1。介绍
针对妇女的暴力行为发生在所有地理区域和所有类型的社会。暴力会影响所有年龄段的女孩和妇女和所有阶段的生活。在西方社会,它不是直到最近(1979年),亲密伴侣暴力是制度识别和谴责。原点在女权主义者在1950年代(
1]。
虐待妇女接受不同类型的表现,如暴力、性虐待、emotional-psychological暴力,辱骂,宗教歧视、经济贫困、隔离、性别特权,和殴打
2]。
女性虐待发生在不同的环境中:工作场所,公共场所,家庭,和朋友,甚至在连续和持续connectability由于技术设备。前者类型(工作场所和公共场所)更明显和社会谴责
3,
4),暴力发生在家庭,尤其是暴力亲密的伙伴,是隐藏的
5,
6),与酗酒和毒品消费原因(
7]。
此外根据(
8女性,遭受虐待或被强奸的危险在一个间隔时代
(
15
,
44
]
高于遭受癌症的风险,疟疾,或一场车祸
9]。根据(
8),多达38%的所有女性谋杀是亲密的合作伙伴。
针对妇女的暴力行为的发生率在亲密关系很难诊断。事实上,可以确定的五个不同的类型:强制控制,暴力抵抗,情境性伴侣暴力,separation-instigated暴力,暴力和相互控制
10]。亲密伴侣暴力发生在所有设置和在所有社会经济、宗教和文化团体。事实上最常见的针对妇女的暴力罪犯是男性亲密合作伙伴或expartners [
11,
12]。
即使进展从公正的角度来看,亲密的暴力问题仍然隐藏主要有几个原因,如低受害接受,因为它发生在这对夫妇的核心。它产生社会耻辱和情感失败的感觉经验丰富的女性,这是男权文化的力量。还有常见的受害者原谅和忘记低水平的暴力倾向基于爱情的神话,导致亲密伴侣暴力(IPV)坚持
13]。而且在这些案件中,女性意识到自己是受害者,缺乏直接的公共协议减少了许多法律投诉受害者的不安全感(
14]。
不仅很难识别IPV问题,但也量化它以强度要求公共缓解这一社会问题的答案。事实上,唯一可用的信息是人员伤亡和警察投诉由受害者(
15),主要是当夫妇已经打破了在实践中,但没有正式/社会。事实上,受虐妇女离开他们夫妻的风险更致命的暴力比那些不
16]。
据我们所知,之前的研究已经定性的性质,都是基于女性人口抽样调查问卷(
17),或进行了重点的研究受虐妇女一旦恢复(
18]。
西班牙的特定情况下,超过1000名妇女被谋杀在过去15年里重要的人,这一数字超过了许多受害者被恐怖组织埃塔。目前,大约4500侵略者在西班牙监狱犯下性虐待(
19]。
存在近期研究建模数学家庭暴力在连续时间微分方程模型(
20.,
21]。然而,家庭暴力包括所有类型的侵略发生在家庭单位,包括针对儿童的暴力,而亲密伴侣暴力只有夫妻之间拥抱侵略。此外,开发的模型(
20.,
21是不现实的,这些假设传播取决于受害者的比例。另外,这些研究不考虑人口和社会经济因素。
本文的目的是构建一个动态数学模型通过预测亲密伴侣侵略者在2012 - 2017年在西班牙时间范围。通过人口模型,将种群分成几个类别根据不同程度的暴力和通过量化学期IPV亚种群之间的运输的主要原因,不同系统提供动态量化在未来的时间。
本文结构如下:部分
2显示了假设和模型结构;部分
3说明了结果和仿真;部分
4总结了结论并提供建议的短期和长期减少亲密伴侣暴力(IPV)问题。
2。假设和模型建设
针对妇女的暴力行为是横向的,没有区别的社会阶层或学术和专业资格。在西班牙我们分裂的人口潜在的男性施虐者的年龄区间
(
16
,
74年
]
根据暴力程度分为四个隔间承诺反对他们的异性夫妇。根据越来越暴力程度,类别定义如下。
性别平等的人。一个类别定义为无性别歧视microaggressions的男性。关系与性别平等的男人的特点是灵活性和可转让性的性别角色,满足个人需求的主要目标(
22]。
一般的男人。定义为一群男人影响广义男性沙文主义的环境因为他们可以性别歧视microaggression练习,如口头开玩笑不提交心理或身体攻击他们夫妇。
Emotional-Psychological施虐者。一个类别包含那些男人试图控制和减少他们的伴侣的自由通过攻击她的自尊(
16]。
物理侵略者。包括人用武力反对他们的合作伙伴,包括不受欢迎的性的关系(
16]。
我们的研究开始于2012年1月,在西班牙男性人口学期分割成四个上述定义类别使用以下符号:
年代(
n在学期):性别平等的男人
n(
n
=
0
对应于2012年1月)
N(
n):在学期普通男人
n
(
n在学期):emotional-psychological男性施虐者
n
房颤(
n):物理侵略者在学期的男人
n
男性人口的年龄区间
(
16
,
74年
]
在研究的开始(2012年1月)16794613。我们开始量化分组人口AF(0),获得的性别暴力的法律投诉登记的数量(
23),除了被谋杀的妇女的数量没有以前抱怨说,134048名女性,代表男性人口总数的0.8%(2012年1月
24]。这个数字低估了AF侵略者的未知的实数,因为这些女人没有合法投诉(
25]。
其次,我们估计如下分组人口(
26)和大小比例是男性人口总数的36%。
的
年代分组人口估计后(
27通过量化这一类的比例是男性人口总数的10.20%。
最后三个类别的数量减去从一般人群中,我们估计普通男性的数量(
N(0))是占人口的53%,接近900万人(8901145人;见表
1)。
2012年1月首次分组人口。
|
年代
(
0
)
=
r
1
|
N
0
=
r
2
|
一个
年代
0
=
r
3
|
一个
F
0
=
r
4
|
| 10.20% |
53% |
36% |
0.8% |
在影响人类行为的因素中,我们考虑人口、经济和社会心理因素。一些其他可能的因素的遗传类型,并没有考虑到(
28,
29日]。因为法律没有考虑法律因素条件在研究期间并没有改变。
这学期我们动态区划的模型是由量化凌日亚种群之间在整个研究期间(2012年1月- 2017年12月)。
我们定义和量化这些运输系数。总人口的变化是由于人口结构因素,尤其是出生(男性成为16岁),死亡(自然死亡或功能退出系统当男性年龄超过75岁),移民和移民/。
通过获得男性生育的数量在每学期(
30.),我们亚种群之间的分布式这些数据和按比例从
31日)(表
2)。我们认为,这些研究周期短的比例保持不变。这个系数是用
(1)
α
我
n
- - - - - -
32
,
1
≤
我
≤
4
,
在哪里
α
我
n
- - - - - -
32
代表男性16年前出生的数量(32个学期)。
分组人口移民的比例模型。
| 平等主义的 |
5.00% |
| 常规的 |
58.57% |
| Emotional-psychological施虐者 |
33.00% |
| 物理侵略者 |
3.43% |
这一比例在绝对值大小的量见表
3。
每学期移民的数量模型。
|
年代 |
N |
作为 |
房颤 |
| 01-Jul-12 |
4667年 |
54675年 |
30805年 |
3202年 |
| 01-Jan-13 |
4753年 |
55674年 |
31368年 |
3260年 |
| 01-Jul-13 |
4753年 |
55674年 |
31368年 |
3260年 |
| 01-Jan-14 |
4725年 |
55348年 |
31185年 |
3241年 |
| 01-Jul-14 |
4725年 |
55348年 |
31185年 |
3241年 |
| 01-Jan-15 |
4894年 |
57323年 |
32297年 |
3357年 |
| 01-Jul-15 |
4894年 |
57323年 |
32297年 |
3357年 |
| 01-Jan-16 |
5140年 |
60209年 |
33923年 |
3526年 |
| 01-Jul-16 |
5140年 |
60209年 |
33923年 |
3526年 |
| 01-Jan-17 |
5220年 |
61143年 |
34450年 |
3581年 |
| 01-Jul-17 |
5220年 |
61143年 |
34450年 |
3581年 |
离开系统时发生的人口年龄比74年也成为男性死于年龄区间
(
16
,
74年
]
。外来者的总数是分成大小按比例在2012年,
1
≤
我
≤
4
,通过假设死亡的概率是相同的在所有的亚种。在这两种情况下,我们认为这些研究周期短认为比例保持不变。这个系数是表示
D
我
,
1
≤
我
≤
4
(
30.]。
最后一个人口交通净移民影响的结果由于经济原因
32]。符合西班牙经济的恶化(高失业率,恶化的福利系统)从2012年1月至2014年12月,西班牙人口的很大一部分移民到国外找工作。这个过程停止了2015年1月,由于西班牙经济初步复苏。因此我们假设净移民因素2015年1月以来由于经济原因消失了。我们也认为移民的概率是相同的在四类移民的数量大小根据2012年每个分组人口的比例。根据这些数据和假设,移民是量化系数如下:
(2)
γ
1
r
我
n
=
113203年
∗
r
我
;
1
≤
我
≤
4
,
n
=
0
,
1
2012年
131204年
∗
r
我
;
1
≤
我
≤
4
,
n
=
2、3
2013年
49736年
∗
r
我
;
1
≤
我
≤
4
,
n
=
4、5
2014年
0
;
11
≥
n
≥
6
2015、2016、2017
,
在哪里
r
我
是每个分组人口估计在2012年1月的比例(见表
1)。
除了人口因素,亚种群的动力学行为的影响。
女人的放纵与伴侣滥用行为水平(
33,
34]。
男人的酒精和毒品消费(
7,
35]。
嫉妒的因素促进了沙文主义文化(
34]。
经济压力(长期失业)
30.]。
传染效应对男性造成他们密切的环境中,性别暴力的例子有经验或遭受在[
16,
36]。
技术:新技术的影响对亲密伴侣心理虐待(跟踪)
37]。
我们确定了主要影响因素之后,暴力的亲密伙伴的现象,我们进行量化分类之间的转运系数从一个时期(
n)到下一个
n
+
1
。
我们开始通过测量分组人口的交通规则
N
(
n
)
来
年代
n
+
1
。
我们假设这种效果后才发生稳定的年轻伙伴之间的关系。在我们的假设中,这种可能性只发生在一个稳定的年轻的规律之间的关系
N
nonjealous男人和一个平等的年轻女人,不接受任何形式的性microaggression。我们认为成功的交通发生的概率
1
/
4
。这个系数保持不变在整个研究周期短,并计算如下:
β
1
=
(比例的男性的年龄区间
(
16
,
35
]
)
∗
(nonjealous男性的比例)
∗
(比例平等的女性)
=
0.35
∗
0.30
∗
0.30
∗
1
/
4
=
0.007875
。
2.1。从<斜体> N < /斜体>的族群
β
2
=
(比例的嫉妒人使用药物和/或酒精关系稳定nonegalitarian女人每学期)
=
1
/
2
∗
0.7
∗
0.05
+
0.0
E
∗
0.7
=
0.01225
+
0.00245
E
,在那里
E扰动系数是由于测量的困难,真正的消费者比例的药物/酒精。我们假设的变化范围
E在这一期间
(
0
,
2
]
,这意味着我们认为的扰动系数2%在最
33,
35]。
2.2。凌日的AF的程序
有两个独立的相同和不同类型的交通的亚种。
β
3
=
(比例的男性消费者的药物/酒精每学期在一个稳定的关系)
=
0.105
/
2
=
0.0525
(
35]。
β
4
=
(男性的比例关系破裂,加上长期失业或使用药物/酒精每学期)
=
1
/
2
∗
0.5
∗
0.27
∗
0.02
+
0.5
∗
0.05
+
0.0
E
=
0.026
+
0.025
E
(
30.,
34]。
2.3。从<斜体> < /斜体>,<斜体> N < /斜体>程序
β
5
=
6个月中的男性比例关系nonegalitarian女人过境后破碎的关系由于不忠的效果
=
(
1
/
2
)
∗
0.7
∗
0.174
∗
0.5
=
0.03045
(
37]。
2.4。从房颤的<斜体> N < /斜体>程序
我们认为经济复苏效果由于治疗和一个新的平等伙伴的积极影响的女人。
β
6
=
6个月的比例分居或离婚的男人从事一个新的关系平等的女人,除了分离人50岁以下的从事一个新的关系nonegalitarian女性参加治疗(
16每学期)
=
1
/
2
∗
0.5
∗
0.3
+
0.5
∗
0.7
∗
0.05
∗
0.55
=
0.08375
。
2.5。从的<斜体> N < /斜体>程序
γ
2
=
6个月的人,他们的年龄比例下降的区间
(
16
,
35
]
谁开始一个稳定关系的平等的女人至少1年:
(3)
γ
2
=
1
2
0.35
∗
0.3
∗
r
=
0.0525
∗
r
,
在哪里
r
这对夫妇的概率是持久的。我们模拟不同的值
r
在这一期间
=
我
/
8
,在那里
我
不同的从1到8。
T
=
参加治疗的男性数量(认知行为疗法,精神动力疗法),凌日
N。
T
=
600年
。这个数字被认为是常数的研究(
38]。
2.6。从<斜体> N < /斜体>的族群
β
7
=
心理变态的人的比例
(
1
%
)
=
0.01
。这交通是常数和发生原因有遗传
39,
40]。
β
8
=
嫉妒的人,他们的年龄的比例下降的区间
(
16
,
40
]
在一个关系nonegalitarian女人使用的技术(
40]通道运动控制侵略与他们夫妇。例如,频繁的沟通在电话和消息试图禁止或说服一个特定的行为,仍然控制(
8,
37,
41,
42),量化大约如下:
β
8
=
技术因子(TF)
∗
嫉妒的男性比例
∗
年轻的男性比例比40年
∗
nonegalitarian女性的比例
=
T
F
∗
0.7
∗
0.5
∗
0.7
=
0.24
%
年基地
=
0.12
%
每学期。
上述加工系数交通允许建设的框图模型如图
1。
框图模型。
![]()
定义传输系数后,给出了种群动态的差分方程,表示如下。
这个系统可以用一个矩阵形式如下:
(4)
年代
n
+
1
=
年代
n
+
β
1
N
n
+
α
1
n
- - - - - -
32
- - - - - -
D
1
- - - - - -
γ
1
r
1
n
- - - - - -
β
5
年代
n
,
N
n
+
1
=
N
n
- - - - - -
β
1
N
n
+
α
2
n
- - - - - -
32
- - - - - -
D
2
- - - - - -
γ
1
r
2
n
+
β
5
年代
n
+
β
6
一个
F
n
+
γ
2
一个
年代
n
- - - - - -
β
2
N
n
+
T
,
一个
年代
n
+
1
=
一个
年代
n
+
α
3
n
- - - - - -
32
- - - - - -
D
3
- - - - - -
γ
1
r
3
n
- - - - - -
β
3
+
β
4
一个
年代
n
- - - - - -
γ
2
一个
年代
n
+
β
2
N
n
- - - - - -
T
,
一个
F
n
+
1
=
一个
F
n
+
α
4
n
- - - - - -
32
- - - - - -
D
4
- - - - - -
γ
1
r
4
n
+
β
3
+
β
4
一个
年代
n
- - - - - -
β
6
一个
F
n
。
向量,
(5)
Z
n
+
1
=
年代
n
,
N
n
,
一个
年代
n
,
一个
F
n
T
。
前系统的差分方程可以写成向量形式如下:
(6)
Z
n
+
1
=
V
E
,
r
∗
Z
n
+
b
n
,
在哪里
(7)
V
=
1
- - - - - -
β
5
β
1
0
0
β
5
1
- - - - - -
β
2
γ
2
β
6
0
β
2
1
- - - - - -
γ
2
- - - - - -
β
3
- - - - - -
β
4
0
0
0
β
3
+
β
4
1
,
b
n
=
α
1
n
- - - - - -
32
- - - - - -
γ
1
r
1
n
- - - - - -
D
1
α
2
n
- - - - - -
32
- - - - - -
γ
1
r
2
n
- - - - - -
D
2
α
3
n
- - - - - -
32
- - - - - -
γ
1
r
3
n
- - - - - -
D
3
α
4
n
- - - - - -
32
- - - - - -
γ
1
r
4
n
- - - - - -
D
4
和价值的亚种群的时期(见表
1)
(8)
Z
0
=
1
,
713年
,
051年
;
8
,
901年
,
145年
;
6
,
046年
,
061年
;
134年
,
359年
。
很容易检查一个显式的封闭形式的解决问题
(9)
Z
n
=
V
n
Z
0
+
∑
j
=
0
n
- - - - - -
1
V
n
- - - - - -
j
- - - - - -
1
b
j
,
1
≤
n
≤
11
,
尽管表达式(
9)没有必要执行的计算
Z
n
的11个学期学习的时期。
3所示。结果和模拟
我们模拟了交通系数后,亚种群被解决计算模型。因此,通过
E
=
0
的假设,这与酒精消费的5%
r
=
1
/
8
结果,我们得到了群表所示
4。
模型对应的结果
E
=
0
和
r
=
1
/
8
。
| |
年代 |
N |
作为 |
房颤 |
|
01-Jan-12 |
1713051年 |
8901145年 |
6046061年 |
134359年 |
| 01-Jul-12 |
1716898年 |
8920041年 |
5495299年 |
522821年 |
| 01-Jan-13 |
1719020年 |
8889527年 |
5047893年 |
842092年 |
| 01-Jul-13 |
1720848年 |
8828147年 |
4688071年 |
1104939年 |
| 01-Jan-14 |
1730442年 |
8790242年 |
4429615年 |
1322814年 |
| 01-Jul-14 |
1739460年 |
8735669年 |
4223798年 |
1505293年 |
| 01-Jan-15 |
1753035年 |
8699773年 |
4080490年 |
1659531年 |
| 01-Jul-15 |
1765928年 |
8655552年 |
3968615年 |
1791344年 |
| 01-Jan-16 |
1778343年 |
8610879年 |
3884905年 |
1905039年 |
| 01-Jul-16 |
1790044年 |
8562543年 |
3820648年 |
2003658年 |
| 01-Jan-17 |
1801107年 |
8515530年 |
3774027年 |
2089996年 |
|
01-Jul-17 |
1811480年 |
8467595年 |
3739342年 |
2166010年 |
如表
4所示,房颤分组人口平均增长了200000个新侵略者每学期直到2014年7月。然后从2014年7月到2017年7月,这种增长放缓至100000年每学期新侵略者。系统的初始缺乏准确性由于贫穷现实的侵略者当唯一合法投诉被量化为物理侵略导致初始分组人口的快速增长,直到midperiod。然后增长放缓下来大约一半,直到结束的时期。普通男人的分组人口几乎是整个研究期间稳定。
认为研究期间,定期和平等的男性的比例仍相当稳定,改变了不到1%,而作为下降了12.90%。相比之下,房颤比例大幅增长12%(表
5)。
程序的结果。
| |
年代 |
N |
作为 |
房颤 |
| 01-Jan-12 |
10.20% |
53.00% |
36.00% |
0.80% |
| 01-Jul-17 |
11.19% |
52.32% |
23.10% |
13.38% |
研究了亚种群的趋势图所示
2。
分组人口趋势。
![]()
表
6显示了人口的变化当酒精利率从3%降至7%。我们可以看到,侵略者的亚种群增加酒精的速度增长。例如,它是有关物理侵略者人口增长约0.4%酒精率每增加1%。
鲁棒性酒精。
| 饮酒率 |
年代 |
N |
作为 |
房颤 |
| 3 |
11.28% |
54.34% |
21.59% |
12.79% |
| 4 |
11.23% |
53.32% |
22.36% |
13.09% |
| 5 |
11.19% |
52.32% |
23.10% |
13.38% |
| 6 |
11.15% |
51.34% |
23.83% |
13.68% |
| 7 |
11.11% |
50.39% |
24.53% |
13.97% |
提出了模型中的一个重要问题是这对夫妇的稳定的概率,当量化解释道
γ
2
。因此我们建模通过亚种群趋势的变化
r
价值在2017年7月。如表
7所示,包括生理的和心理的侵略者成为这个参数的变化最敏感。当这对夫妇持久的概率增加,房颤和亚种群减少。的最大减少房颤和比例时发生
r
=
1
(夫妻稳定概率100%)。背后的原因这些结果是交通和房颤主要发生在这对夫妇分手了,和水平的侵略的嫉妒和占有欲强的男性对女性增加了。因此夫妇分手的数量越小,越少侵略性行为凌日。
模型的灵敏度分析与这对夫妇的稳定。
|
r |
年代 |
N |
作为 |
房颤 |
| 1 |
11.11% |
50.39% |
24.53% |
13.97% |
| 2 |
11.52% |
58.83% |
18.22% |
11.43% |
| 4 |
12.08% |
68.15% |
11.60% |
8.17% |
| 6 |
12.41% |
72.82% |
8.47% |
6.29% |
| 8 |
12.64% |
75.56% |
6.69% |
5.12% |
4所示。结论和建议
我们的模型量化未来人口的心理和生理在西班牙侵略者考虑动态因素,如人口、经济和社会文化(酒精、毒品、嫉妒、夫妻分居、和贫困指数)的因素。然而,它没有考虑重要因素如基因和/或法律环境,这很可能会影响我们的结果。关于遗传因素的数据是保密的,而法律环境数据可以模拟,但这是一个固定不变的位置和时间方面的因素。
本研究的一个重要的潜在后果是流行潜力和预防女性所扮演的角色在每个家庭暴力事件,在一定程度上,主要推荐克服这戏剧性的问题在于女性的积极的决定打破他们之间的关系在心理虐待的早期阶段。这个长期的建议需要强大的意志力和政府行动通过投资平等教育从早期的童年。
在短期内的主要建议放慢这戏剧性的问题是声音和紧迫的公共投资在教育和媒体活动(电视、社交媒体、广播、公共场所,和广告)。
从我们的模型,侵略者的隐藏的人口似乎不是量化的官方统计数据,揭示了问题的时候是无法弥补的。在解释这种情况的主要原因,我们发现贫困识别滥用伙伴的行为关系的早期阶段,结合社会耻辱和低水平的受虐女性的自尊。缺乏安全资源(经济、法律保护、住房、和心理资源)意味着,女性几乎没有报告虐待伴侣。
拥有这样的优势之一本文提供这样的一个模型,模拟结果可以根据某些参数,如酒精消费水平和吸毒。
这项研究可以应用于任何其他地理区域数据是可用的,以及研究期间可以改变。然而,重要的是要考虑到研究期间的时间越长,结果越可靠。