姻亲关系与姻亲冲突下伴侣支持与婚姻质量的关系(2)
2.2研究工具
2.2.1婚姻质量问卷
采用Hendriek，Dicke与Hendriek(1998)编制的关系评估量表(The Relationship AssessmentScale，RAS)来测量被试对婚姻关系的总体评价与满意度。量表共7个条目，从需求满足、符合期待、关系中的问题、总体满意度等方面评估夫妻婚姻关系，采用5点计分，分数越高代表个体的婚姻质量越高。在本研究丈夫样本中，x2/df=2.642，IFI=3.983，CFI=0.983，RMESA=0.069，在妻子样本中，x2/df=2.919，IFI=0.979，CFI=0.979，RMESA=0.075，丈夫和妻子数据的内部一致性系数均为0.89。
2.2.2姻亲关系问卷
采用Strvker(1955)编制的Strvker适应量表(the stryker adjustment checklist，SAC)中的亲密感与压力感维度来测量姻亲之问的整体关系与冲突。量表共20个题目，本研究对该量表进行了翻译和回译检验，并在专家建议下采用4点计分，从1(完全不符合)到4(完全符合)，分数越高代表姻亲关系越亲密，冲突越少。在本研究中，翁婿关系模型x2/df=1.983，IFI=0.905，CFI=0.902，RMESA=0.054，内部一致性系数0.81；妪婿关系模型x2/df=2.017，IFI=0.906，CFI=0.903，RMESA=0.055，内部一致性系数0.83；公媳关系模型x2/df=2.780，IFI=0.901，CFI=0.899，RMESA=0.072，内部一致性系数0.88：婆媳关系模型x2/df=2.439，IFI=0.905，CFI=0.903，RMESA=0.065，内部一致性系数0.88。
2.2.3姻亲冲突下伴侣支持问卷
改编Wu等(2010)婆媳冲突下的丈夫行为应对量表(husbands' behavior in the conflict be-ween mother in-law and daughter in-law，HB—MD)，使其适用于夫妻双方。经验证性因素分析检验改编后的量表结构效度良好：在丈夫样本中，x2/df=2.524，IFI=0.929，CFI=0.928，RMESA=0.067；在妻子样本中，x2/df=2.631，IFI=0.927，CFI=0.925，RMESA=0.069。伴侣支持行为包括积及的问题解决和站在伴侣一边两个维度，采用5点计分，从1(从未)到5(总是)，分数越高代表个体受到姻亲冲突下的伴侣支持越多。该量表在丈夫数据中(积极的问题解决、站在伴侣一边)的内部一致性系数分别为0.93，0.81，妻子数据中(积极的问题解决、站在伴侣一边)的内部一致性系数分别为0.93，0.82。
2.3数据收集与分析
首先对协助施测的幼儿园/小学教师、社区居委会专干以及企事业单位职员进行培训，由他们将装有成对问卷的大信封发给被试，强调夫妻双方独立作答等注意事项。参与调查的夫妻完成调查后密封信封再返还给施测人员或研究者。采用SPSS19.0和Amos17.0软件包对数据进行管理和分析。
3研究结果
3.1姻亲关系、姻亲冲突下伴侣支持及婚姻质量的描述统计分析
由表1可知，无论是姻亲关系总体还是与伴侣父亲或母亲的关系，均是丈夫的姻亲关系显著好于妻子：丈夫与岳父母间的关系并无显著差异，但妻子与公公的关系显著好于与婆婆的关系。姻亲冲突下伴侣支持更多体现为个体感受到伴侣积极的问题解决，体验到伴侣站在自己一方的偏少；受到的姻亲冲突下伴侣支持也是丈夫高于妻子。婚姻质量上，丈夫的婚姻质量显著高于妻子。
3.2姻亲关系、姻亲冲突下伴侣支持与婚姻质量的关系
采用主-客体互倚模型同时探讨夫妻双方的姻亲关系对婚姻质量的预测作用，同时检验姻亲冲突下伴侣支持在二者间的调节作用。采用加入乘积指标的方法来进行潜变量调节作用分析(温忠麟，侯杰泰，2003)。首先对姻亲关系、伴侣支持两个研究变量做中心化处理：其次分别对姻亲关系和伴侣支持的二因素模型做验证性因素分析，比较因子载荷，根据大配大，小配小的原则构建出中心化的潜变量交互项的乘积指标：最后以夫妻双方姻亲关系、伴侣支持及二者的交互项为预测变量，夫妻双方婚姻质量为结果变量进行模型估计。结果表明，模型拟合良好，x2(251)=466.91，x2/df=1.79，I-FI=0.955，CFI=0.954，RMSEA=0.048。调节作用模型及路径系数如图1所示。
由图1可知，总体上看，姻亲关系和姻亲冲突下伴侣支持共同解释了丈夫婚姻质量29%的变异。妻子婚姻质量30%的变异。具体来看，姻亲关系的主体效应显著。夫妻双方的姻亲关系均能显著正向预测自身婚姻质量：但客体效应上仅丈夫的姻亲关系能显著正向预测妻子婚姻质量，且丈夫和妻子姻亲关系对妻子婚姻质量的预测作用无显著差异，△x2(1)=0.011，p=0.915，说明在姻亲关系对婚姻质量的作用中，丈夫婚姻质量主要受个体内部过程影响，而妻子婚姻质量同等的受到个体内部和人际过程的影响。姻亲冲突下伴侣支持则只具有主体效应，即夫妻双方受到的伴侣支持均能显著正向预测自身婚姻质量，但不能预测伴侣的婚姻质量。调节作用方面，妻子受到的姻亲冲突下伴侣支持在其姻亲关系与婚姻质量间起调节作用，但丈夫姻亲关系与婚姻质量的关系不受伴侣支持的调节。
进一步采用Preacher，Curran与Daniel(2006)推荐的调节效应探索方法与计算工具对调节效应进行分析。该方法通过将结果变量y与预测变量x间的关系作为调节变量z的函数进而计算出z在何范围内时y在x上的回归系数显著。为使结果解释更符合习惯，对姻亲关系得分进行反向，命名为姻亲关系问题。以妻子姻亲关系问题、姻亲冲突下伴侣支持及二者中心化的乘积项作为预测变量，妻子婚姻质量为结果变量，控制原生家庭卷入等其他变量进行回归分析，将相关参数估计带人Preacher等(2006)提供的计算工具进行估计，结果表明，在伴侣支持可能的取值范围内。3.76是相应的临界值，当妻子受到的伴侣支持低于3.76时，姻亲关系问题对妻子婚姻质量有显著的负向预测作用(p<0.05)，而当伴侣支持高于3.76时。姻亲关系问题对妻子婚姻质量并无显著预测作用(p>0.05)。分别以伴侣支持得分在均值上下一个标准差作图，当伴侣支持较低时(M+lSD=2.06)，姻亲关系问题能显著负向预测妻子婚姻质量，简单斜率估计为-0.47，p (袁晓娇 方晓义 邓林园 蔺秀云)
2.2.1婚姻质量问卷
采用Hendriek，Dicke与Hendriek(1998)编制的关系评估量表(The Relationship AssessmentScale，RAS)来测量被试对婚姻关系的总体评价与满意度。量表共7个条目，从需求满足、符合期待、关系中的问题、总体满意度等方面评估夫妻婚姻关系，采用5点计分，分数越高代表个体的婚姻质量越高。在本研究丈夫样本中，x2/df=2.642，IFI=3.983，CFI=0.983，RMESA=0.069，在妻子样本中，x2/df=2.919，IFI=0.979，CFI=0.979，RMESA=0.075，丈夫和妻子数据的内部一致性系数均为0.89。
2.2.2姻亲关系问卷
采用Strvker(1955)编制的Strvker适应量表(the stryker adjustment checklist，SAC)中的亲密感与压力感维度来测量姻亲之问的整体关系与冲突。量表共20个题目，本研究对该量表进行了翻译和回译检验，并在专家建议下采用4点计分，从1(完全不符合)到4(完全符合)，分数越高代表姻亲关系越亲密，冲突越少。在本研究中，翁婿关系模型x2/df=1.983，IFI=0.905，CFI=0.902，RMESA=0.054，内部一致性系数0.81；妪婿关系模型x2/df=2.017，IFI=0.906，CFI=0.903，RMESA=0.055，内部一致性系数0.83；公媳关系模型x2/df=2.780，IFI=0.901，CFI=0.899，RMESA=0.072，内部一致性系数0.88：婆媳关系模型x2/df=2.439，IFI=0.905，CFI=0.903，RMESA=0.065，内部一致性系数0.88。
2.2.3姻亲冲突下伴侣支持问卷
改编Wu等(2010)婆媳冲突下的丈夫行为应对量表(husbands' behavior in the conflict be-ween mother in-law and daughter in-law，HB—MD)，使其适用于夫妻双方。经验证性因素分析检验改编后的量表结构效度良好：在丈夫样本中，x2/df=2.524，IFI=0.929，CFI=0.928，RMESA=0.067；在妻子样本中，x2/df=2.631，IFI=0.927，CFI=0.925，RMESA=0.069。伴侣支持行为包括积及的问题解决和站在伴侣一边两个维度，采用5点计分，从1(从未)到5(总是)，分数越高代表个体受到姻亲冲突下的伴侣支持越多。该量表在丈夫数据中(积极的问题解决、站在伴侣一边)的内部一致性系数分别为0.93，0.81，妻子数据中(积极的问题解决、站在伴侣一边)的内部一致性系数分别为0.93，0.82。
2.3数据收集与分析
首先对协助施测的幼儿园/小学教师、社区居委会专干以及企事业单位职员进行培训，由他们将装有成对问卷的大信封发给被试，强调夫妻双方独立作答等注意事项。参与调查的夫妻完成调查后密封信封再返还给施测人员或研究者。采用SPSS19.0和Amos17.0软件包对数据进行管理和分析。
3研究结果
3.1姻亲关系、姻亲冲突下伴侣支持及婚姻质量的描述统计分析
由表1可知，无论是姻亲关系总体还是与伴侣父亲或母亲的关系，均是丈夫的姻亲关系显著好于妻子：丈夫与岳父母间的关系并无显著差异，但妻子与公公的关系显著好于与婆婆的关系。姻亲冲突下伴侣支持更多体现为个体感受到伴侣积极的问题解决，体验到伴侣站在自己一方的偏少；受到的姻亲冲突下伴侣支持也是丈夫高于妻子。婚姻质量上，丈夫的婚姻质量显著高于妻子。
3.2姻亲关系、姻亲冲突下伴侣支持与婚姻质量的关系
采用主-客体互倚模型同时探讨夫妻双方的姻亲关系对婚姻质量的预测作用，同时检验姻亲冲突下伴侣支持在二者间的调节作用。采用加入乘积指标的方法来进行潜变量调节作用分析(温忠麟，侯杰泰，2003)。首先对姻亲关系、伴侣支持两个研究变量做中心化处理：其次分别对姻亲关系和伴侣支持的二因素模型做验证性因素分析，比较因子载荷，根据大配大，小配小的原则构建出中心化的潜变量交互项的乘积指标：最后以夫妻双方姻亲关系、伴侣支持及二者的交互项为预测变量，夫妻双方婚姻质量为结果变量进行模型估计。结果表明，模型拟合良好，x2(251)=466.91，x2/df=1.79，I-FI=0.955，CFI=0.954，RMSEA=0.048。调节作用模型及路径系数如图1所示。
由图1可知，总体上看，姻亲关系和姻亲冲突下伴侣支持共同解释了丈夫婚姻质量29%的变异。妻子婚姻质量30%的变异。具体来看，姻亲关系的主体效应显著。夫妻双方的姻亲关系均能显著正向预测自身婚姻质量：但客体效应上仅丈夫的姻亲关系能显著正向预测妻子婚姻质量，且丈夫和妻子姻亲关系对妻子婚姻质量的预测作用无显著差异，△x2(1)=0.011，p=0.915，说明在姻亲关系对婚姻质量的作用中，丈夫婚姻质量主要受个体内部过程影响，而妻子婚姻质量同等的受到个体内部和人际过程的影响。姻亲冲突下伴侣支持则只具有主体效应，即夫妻双方受到的伴侣支持均能显著正向预测自身婚姻质量，但不能预测伴侣的婚姻质量。调节作用方面，妻子受到的姻亲冲突下伴侣支持在其姻亲关系与婚姻质量间起调节作用，但丈夫姻亲关系与婚姻质量的关系不受伴侣支持的调节。
进一步采用Preacher，Curran与Daniel(2006)推荐的调节效应探索方法与计算工具对调节效应进行分析。该方法通过将结果变量y与预测变量x间的关系作为调节变量z的函数进而计算出z在何范围内时y在x上的回归系数显著。为使结果解释更符合习惯，对姻亲关系得分进行反向，命名为姻亲关系问题。以妻子姻亲关系问题、姻亲冲突下伴侣支持及二者中心化的乘积项作为预测变量，妻子婚姻质量为结果变量，控制原生家庭卷入等其他变量进行回归分析，将相关参数估计带人Preacher等(2006)提供的计算工具进行估计，结果表明，在伴侣支持可能的取值范围内。3.76是相应的临界值，当妻子受到的伴侣支持低于3.76时，姻亲关系问题对妻子婚姻质量有显著的负向预测作用(p<0.05)，而当伴侣支持高于3.76时。姻亲关系问题对妻子婚姻质量并无显著预测作用(p>0.05)。分别以伴侣支持得分在均值上下一个标准差作图，当伴侣支持较低时(M+lSD=2.06)，姻亲关系问题能显著负向预测妻子婚姻质量，简单斜率估计为-0.47，p (袁晓娇 方晓义 邓林园 蔺秀云)