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知觉父母婚姻冲突对主观幸福感的影响：心理韧性的调节作用

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2024-09-26 01:43

本文节选自《中国心理学前沿》2024年4月第6卷第4期马梅芬郭翠翠牛百灵毛瑞陈亚雯周亮《知觉父母婚姻冲突对主观幸福感的影响：心理韧性的调节作用》一文

已有研究发现，家庭冲突与个体主观幸福感显著负相关。然而，目前关于父母婚姻冲突的研究主要集中在儿童内外化问题行为以及大学生婚恋观等方面，较少关注父母婚姻冲突对于大学生主观幸福感的影响。因此，父母婚姻冲突作为一个重要的家庭内部冲突对其子女的主观幸福感具体如何影响？值得去进一步进行探讨。

心理韧性是指个体在面对重大威胁或逆境时能够克服和战胜逆境并恢复常态的能力，心理韧性作为一种相对稳定的人格特质对个体的发展具有重要的作用。关于心理韧性的研究表明家庭是促进个体心理韧性生成的功能实体、背景因素或风险机制。

本研究以家庭系统论的溢出假说为理论依据，采用大学生群体为被试，探究知觉父母婚姻冲突对大学生主观幸福感以及心理韧性在其知觉父母婚姻冲突与幸福感关系之间的作用机制。本研究假设：（1）知觉父母婚姻冲突与个体主观幸福感显著负相关，与个体心理韧性显著负相关，主观幸福感与心理韧性显著正相关；（2）知觉父母婚姻冲突可以预测个体主观幸福感；个体心理韧性在知觉父母婚姻冲突与主观幸福感的关系之间起调节作用。

对象与方法

对象及程序

采用随机整群抽样的方法，选取西安四所全日制高等院校，取得所在学校负责人及老师的许可，选取测查学生。由心理学研究生担任主试，在被试所在学校的机房对测验学生分批进行团体施测，测验采用网上填答问卷的方式，每次测试时间为 30 分钟。共有 367 名在校大学生参加本次测验，剔除24 名无效数据，共收取有效数据 343 名，其中男生 135 人，占总人数的 39.4%，女生 208 人，占总人数的 60.6%，被试平均年龄为 21.74 岁（SD=0.50）。为了避免由同一批被试同时测量三个量表而引起的共同方法偏差效应，依据已有相关研究关于共同方法偏差效应的控制建议［20］，本研究在测验过程中进行匿名施测，测试完成之后再进行编码统计；三个问卷均采用不同的计分方式；部分测试题目采用反向计分。

研究工具

青少年心理韧性量表

采用胡月琴、甘怡群编制的青少年心理韧性量表，该量表包括个人力和支持力两个因子，共27 个项目。个人力又包括目标专注、情绪控制和积极认知三个维度，支持力包括家庭支持和人际协助两个维度，量表采用五点评分，总分越高说明心理韧性程度越高。本研究中该量表的内部一致性系数为0.833。对该问卷进行验证性因素分析结果表明：χ2/df=1.650，RMSEA=0.044，GFI=0.998，CFI=0.997，NFI=0.993，TLI=0.973，表明量表的结构效度良好。

知觉父母婚姻冲突量表

采用池丽萍和辛自强修订的儿童知觉父母冲突量表（children’s perception of interparentalconflict scale，CPIC）。该量表包括三个分量表，分别是父母冲突特征量表（该分量表包括三个子量表：冲突频率、冲突强度和冲突解决）、威胁认知分量表（该分量表包括两个子量表：威胁和应对效能感）、自我归因分量表，该量表共计 40 个项目，采用 4 点评分。研究表明该量表适用于大学生与青少年群体，量表信效度良好。在本研究中总量表的 Cronbach’s α 系数为 0.921，对该问卷进行验证性因素分析本研究中，χ2/df=3.101，RMSEA=0.078，GFI=0.985，CFI=0.992，NFI =0.988，TLI=0.925，表明量表的结构效度良好。

总体幸福感量表

采用段建华（1996）在大学生群体修订的总体幸感量表（general well-being schedule，GWBS），该量表共 18 个项目，包括 6 个因子：对生活的满足和兴趣、对健康的担心、精力、忧郁或愉快的心境、对情感和行为的控制、松弛和紧张。每个项目有 5~10 个选择不等，得分越高，幸福度越高，研究发现该量表具有良好的信、效度［2。本研究中该量表的 Cronbach’s α 系数为 0.719。对该问卷进行验证性因素分析，χ2/df=2.208，RMSEA=0.059，GFI=0.987，CFI=0.984，NFI =0.971，TLI=0.959，表明量表的结构效度良好。

数据处理与分析

采用 SPSS 21.0 对数据进行了录入、整理和相关分析，使用 AMOS17.0 进行验证性因素分析和中介模型分析。

研究结果

数据共同方法偏差

检验考虑到本研究中的数据均来自大学生的自我报告，可能存在共同方法偏差（Common MethodVariance）的问题。因此，在分析数据之前对数据进行了共同方法偏差检验。采用验证性因子分析（CFA）对研究中的数据进行分析，确认研究中所涉及所有重要变量是否共同方法偏差的影响。在本研究中进行单因子模型（所有潜变量合为一个因子）、3 因子模型（知觉父母婚姻冲突、主观幸福感和心理韧性）和 5 因子模型（知觉父母婚姻冲突的三个维度冲突频率、冲突强度和冲突特征各为一个因子，主观幸福感和心理韧性）的比较。结果表明，单因子模型不能够很好地与数据拟合，如表 1 所示，说明共同方法偏差对本研究数据结果的影响不显著。

知觉父母婚姻冲突、心理韧性与主观幸福感的描述统计和相关分析

知觉父母婚姻冲突、心理韧性和主观幸福感及其各维度的平均值和标准差，及变量之间的相关系数如表2 所示。心理韧性总分及其各维度及主观幸福感总分显著正相关（p<0.05），心理韧性的目标专注、情绪控制、积极认知、家庭支持、人际协助维度与主观幸福感显著正相关（p<0.05），心理韧性总分及其各维度与知觉父母婚姻冲突显著负相关（p<0.05），知觉父母婚姻冲突总分与主观幸福感总分显著负相关（p<0.01）。

心理韧性的调节作用分析

根据 Baron 和 Kenny（1986）调节效应检验的程序，采用层次回归分析法对大学生心理韧性在知觉父母婚姻冲突与主观幸福感中的调节作用进行分析。在进行回归分析之前，对所有变量的得分进行了标准化处理。先将被试的年级和性别作为控制变量，进行了虚拟变量的转化。在 SPSS 中进行三个步骤操作，将各变量依次纳入回归方程中：第一，先将自变量知觉父母婚姻冲突纳入方程，对因变量主观幸福感进行回归，这一步考察的是两者之间的主效应；第二，再将调节变量心理韧性纳入回归方程，考察调节变量对因变量的主效应；第三，将自变量 × 调节变量，即知觉父母婚姻冲突 ×心理韧性，纳入回归方程中，考察两者的交互作用，如果该效应显著则表明调节效应显著。分析结果如表 3 所示。

由表3可知，在控制了性别和年级的影响作用之后，知觉父母婚姻冲突与心理韧性之间的交互作用显著，即心理韧性调节效应显著（F=26.130，p<0.001）。为了进一步深入分析调节变量的具体作用，我们平均数加减一个标准差的方法将被试按照调节变量进行分组，平均数加一个标准差为高心理韧性，平均数减一个标准差为低心理韧性组，分别进行简单斜率检验，简单斜率检验结果显示：在知觉父母婚姻冲突对主观幸福感的预测中，心理韧性较高的被试，其知觉父母婚姻冲突对主观幸福感具有显著的正向预测作用（t（341）=2.830，p=0.005）；而在心理韧性较低的被试组，其知觉父母婚姻冲突对主观幸福感则不具有显著的预测作用（t（341）=-0.644，p=0.507），可见心理韧性对知觉父母婚姻冲突和主观幸福感的关系具有调节作用。

层次回归分析的结果以及简单斜率检验结果可以得出，大学生心理韧性在其知觉父母婚姻冲突与主观幸福感的关系中是调节变量，对两者关系起调节作用。具体来说，当个体心理韧性水平较高时，个体知觉父母婚姻冲突对个体主观幸福感水平的影响力会增加，反之则影响作用减小。

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