侯 娟 潘學(xué)飛 馬美靜 蘭 菁 琚曉燕 方曉義

(1 安徽大學(xué)哲學(xué)系，合肥 230039) (2 北京師范大學(xué)發(fā)展心理研究院，北京 100875)(3 中國青年政治學(xué)院社會(huì)工作學(xué)院，北京 100089)

1 問題提出

隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)和文化的快速發(fā)展，人們的精神文化呈現(xiàn)出多元化發(fā)展，從之前的關(guān)注生存需求到如今對自身幸福感越來越多的關(guān)注（張錦濤,方曉義, 戴麗瓊, 2009）。與此對應(yīng)的，隨著人們對婚姻期待值的不斷增加，對婚姻質(zhì)量不滿意的人群也在逐日遞增（Amato, Booth, Johnson, & Rogers,2007）。據(jù)民政部發(fā)布的《2016年社會(huì)服務(wù)發(fā)展統(tǒng)計(jì)公報(bào)》顯示，我國結(jié)婚3年內(nèi)申請離婚的新婚夫妻超過40%。在新婚階段，夫妻們面臨著各種任務(wù)，如相互協(xié)商以明確婚姻關(guān)系中的新角色，以及角色應(yīng)承擔(dān)的責(zé)任；重新建立與原生家庭、同伴群體之間的關(guān)系；學(xué)習(xí)維持和經(jīng)營婚姻關(guān)系，共同應(yīng)對婚姻中出現(xiàn)的問題（張耀方, 2011）。這些任務(wù)能否順利完成直接影響著整個(gè)婚姻生活是否美滿。如果這些任務(wù)不能很好的完成，就可能導(dǎo)致婚姻質(zhì)量下降，甚至婚姻關(guān)系瓦解（Leonard& Roberts, 1998）。

對于一個(gè)家庭來說，新家庭成員的增加，是夫妻面臨的第一個(gè)重大任務(wù)。隨之而來的則是育兒所帶來的壓力感——養(yǎng)育壓力，它包括父母在履行父母角色及親子互動(dòng)過程中，因多種因素的影響而感受到的壓力，包括不安、恐懼、憂慮、焦急和自我喪失感、疲勞感等消極情緒體驗(yàn)和不適應(yīng)、不平衡、紊亂的消極生活狀態(tài)（McCubbin& Patterson, 1983; 王英, 高健, 2009）。養(yǎng)育子女是夫妻壓力的直接來源（?stberg & Hagekull,2000），也是導(dǎo)致新婚夫妻對婚姻質(zhì)量不滿的一大主要因素（Bradbury, Fincham, & Beach, 2000）。大量研究發(fā)現(xiàn)，夫妻的婚姻質(zhì)量會(huì)隨著孩子的出生而下降（Belsky & Kelly, 1994; Cowan & Cowan,2000; Glenn & Mclanahan, 1982; Michaels & Goldberg,1988）。在這一過程中，主要是由積極互動(dòng)減少、責(zé)任感及沖突增加所帶來的壓力感作用的結(jié)果。Cowan和Cowan（1995）認(rèn)為，向父母這一身份的轉(zhuǎn)化確實(shí)會(huì)造成一段時(shí)間的壓力，而且很多時(shí)候這種壓力是對新生兒父母這一身份的適應(yīng)不良所造成的。對于年輕夫妻而言，孩子的出現(xiàn)使得他們在新婚適應(yīng)的同時(shí)還要適應(yīng)為人父母的角色，這一家庭生命周期各階段之間的過渡轉(zhuǎn)化造成了夫妻壓力的高發(fā)，因而導(dǎo)致婚姻質(zhì)量的下降（侯娟, 2012）。

總的來說，夫妻的養(yǎng)育壓力過大，會(huì)使得夫妻雙方的婚姻質(zhì)量下降（Carlson & VanOrman,2017）。然而，在養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的負(fù)向影響中是否存在性別差異，目前研究并沒有就此達(dá)成一致。一些研究認(rèn)為這一負(fù)向影響不存在性別差異（Randall & Bodenmann, 2009），在引入了主-客體互倚模型（actor-partner interdependence model）后，夫妻感知到的婚姻質(zhì)量仍然能夠被各自的養(yǎng)育壓力負(fù)向影響，并且這一效應(yīng)在夫妻間沒有顯著不同（Lavee, Sharlin, & Katz, 1996）。而婚姻質(zhì)量的“U”曲線趨勢發(fā)現(xiàn)，孩子出生對妻子的影響更大（Anderson, Russell, & Schumm, 1983; Bradbury et al., 2000; Glenn, 1990; 程菲, 郭菲, 陳祉妍, 章婕,2014）。婚姻研究中，性別差異有雙層含義：一是丈夫和妻子對同一事物有不同的感知，如丈夫?qū)橐鰸M意度的感知往往優(yōu)于妻子。另一層是指同一特征對丈夫和妻子的影響并不完全相同，如以往研究發(fā)現(xiàn)收入對丈夫和妻子的不同影響（Clark-Nicolas & Gray-Little, 1991）。但現(xiàn)有的婚姻理論，都假設(shè)其模型對于丈夫和妻子是同樣適用的。顯然，丈夫和妻子從經(jīng)歷的婚姻事件，到個(gè)人特質(zhì)以及選擇的應(yīng)對方式，到最后對婚姻質(zhì)量的感知上，都是存在差異的。所以模型的性別差異還有待進(jìn)一步的檢驗(yàn)。因此，養(yǎng)育壓力對新生兒父母婚姻質(zhì)量的影響是否存在性別差異，也是本研究考察的問題之一。

長久性的壓力會(huì)通過互動(dòng)過程來對婚姻質(zhì)量的相關(guān)指標(biāo)產(chǎn)生影響（Cohan & Bradbury, 1997）。易感性-壓力-適應(yīng)模型（Vulnerability-Stress-Adaptation Model）認(rèn)為，壓力事件通過夫妻互動(dòng)過程對婚姻質(zhì)量產(chǎn)生影響，而夫妻間相互提供的支持是夫妻互動(dòng)過程的一個(gè)重要內(nèi)容（Karney &Bradbury, 1995），這一互動(dòng)過程與婚姻質(zhì)量緊密相關(guān)（Hanzal, 2008）。壓力能夠通過夫妻間的互動(dòng)間接影響婚姻質(zhì)量，而夫妻間的支持不僅是夫妻互動(dòng)的具體表現(xiàn)（Matthews, Conger, & Wickrama,1996），也是夫妻互動(dòng)中非常重要的一部分（Conger, Rueter, & Elder Jr, 1999）。在婚姻中，配偶間的相互支持是指可以通過提供有用的、情緒上的支持以及社會(huì)性依附從而使對方受益（Elwert& Christakis, 2006; Waite, 1995）。Hanzal（2008）認(rèn)為夫妻感知到的壓力對婚姻質(zhì)量具有負(fù)向的影響，同時(shí)夫妻相互間的問題解決方式能夠在其中發(fā)揮中介作用，而夫妻間缺少足夠的相互支持正是不良的問題解決方式的表現(xiàn)之一。同樣的，Bodenmann的壓力-離異模型（Stress-Divorce Model）也認(rèn)為，日常壓力通過夫妻相處時(shí)間、情感表露以及交流質(zhì)量等過程對婚姻質(zhì)量產(chǎn)生影響（Ledermann, Bodenmann, Rudaz, & Bradbury, 2010;Bodenmann, 2000, 2005），而這些過程正是配偶支持程度的具體體現(xiàn)（Conger et al., 1999; Dehle,Larsen, & Landers, 2001）。因此，本研究考察的第二個(gè)問題是，配偶支持在養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的影響中是否扮演著中介作用。

養(yǎng)育壓力對夫妻感知到的配偶支持存在負(fù)向預(yù)測作用（Simons, Lorenz, Wu, & Conger, 1993）。隨著生活壓力的增加，夫妻雙方的合適的角色扮演行為會(huì)不斷減少，而夫妻之間的矛盾則會(huì)相應(yīng)增加，從而導(dǎo)致夫妻之間提供給對方更少的支持（Lavee, McCubbin, & Olson, 1987），因而雙方感知到的配偶支持也會(huì)相應(yīng)減少。作為生活壓力的一種，養(yǎng)育壓力對夫妻之間的支持也有類似的作用（?stberg, & Hagekull, 2000）。而夫妻間的配偶支持是高質(zhì)量婚姻的積極因素（Bodenmann, Pihet,& Kayser, 2006; Kwan, Kwok, & Ling, 2015; 王大華,張明妍, 2011），良好的配偶支持是高質(zhì)量婚姻的有效預(yù)測指標(biāo)（Baldwin, Ellis, & Baldwin, 1999）?？梢哉J(rèn)為，配偶支持是婚姻關(guān)系里至關(guān)重要的、與個(gè)人幸福感息息相關(guān)的變量（Buber & Engelhardt,2008），它對夫妻感知到的婚姻質(zhì)量有著重要的影響。

綜上所述，盡管目前研究幾乎一致認(rèn)為養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量具有負(fù)向地影響，并且通過夫妻的互動(dòng)過程可以間接對婚姻質(zhì)量產(chǎn)生影響（Karney& Bradbury, 1995; 張耀方, 2011），但是：第一，夫妻的互動(dòng)過程并不完全等同于配偶支持，配偶支持只是夫妻互動(dòng)過程的一部分（Conger et al., 1999;Dehle et al., 2001; Matthews et al., 1996）；第二，養(yǎng)育壓力雖然是夫妻生活壓力的一種，但是與經(jīng)濟(jì)壓力等壓力仍有所區(qū)別。養(yǎng)育壓力是一個(gè)系統(tǒng)性的壓力，涉及丈夫-妻子-孩子等多個(gè)環(huán)節(jié)，更需要丈夫和妻子的相互協(xié)調(diào)、配合和支持，與配偶支持聯(lián)系更為緊密（Abidin, 1990; Reitman, Currier, &Stickle, 2002）；第三，以往研究大多只選取了父母一方——母親的養(yǎng)育壓力來進(jìn)行研究（洪琴等,2014; 李 彩 娜 , 鄒 泓 , 段 冬 梅 , 2005; 王 英 , 高 健 ,2009），忽視了夫妻數(shù)據(jù)的內(nèi)在關(guān)聯(lián)，也不能探索夫妻個(gè)體特征的獨(dú)特作用，如夫妻中哪一方的特征對婚姻質(zhì)量的影響更大？為了解決此類問題，本研究擬采用主-客體互倚模型（Actor-Partner Interdependence Model）來分析夫妻數(shù)據(jù)（Cook &Snyder, 2005），考察養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的影響是否具有性別差異和主客體效應(yīng)，以及配偶支持是否在養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的影響中起著中介作用。基于此，本研究選取新生兒父母為被試，通過問卷測量的方法，采用主-客體互倚模型，考察夫妻間的配偶支持是否在養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的影響中起到中介作用。研究假設(shè)如下：（1）夫、妻的養(yǎng)育壓力、婚姻質(zhì)量、自身所感知到的配偶支持都呈顯著正相關(guān)；（2）夫妻雙方的養(yǎng)育壓力能夠顯著地負(fù)向預(yù)測自身感知到的婚姻質(zhì)量，同時(shí)也能顯著地負(fù)向預(yù)測對方感知到的婚姻質(zhì)量；（3）在養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的影響中，配偶支持起到中介作用，即養(yǎng)育壓力還通過配偶支持對婚姻質(zhì)量產(chǎn)生顯著影響。

2 研究方法

2.1 被試

本研究的數(shù)據(jù)來自于一個(gè)為期三年（2011-2013）的追蹤研究的第三年數(shù)據(jù)，招募方式包括網(wǎng)絡(luò)宣傳、社區(qū)合作和熟人介紹三種方式。由于歷時(shí)三年，被試包含有孩子、正處孕期、未孕未育三種狀態(tài)。此外在第三年有部分被試流失。最終共回收有效問卷404份（202對夫妻），剔除正處孕期、目前尚未養(yǎng)育孩子的夫妻，共計(jì)93對新生嬰兒父母。再剔除夫妻年收入存在極端值的3對夫妻，總計(jì)有效問卷為90對。

被試整體年齡的均值為31.78（SD=2.67）歲，其中丈夫的平均年齡32.47（SD=2.75）歲，平均年收入為140746.14（SD=98208.30）元，妻子的平均年齡為31.09（SD=2.457）歲，平均年收入為88979.26（SD=73235.73）元。孩子的平均年齡為11.81（SD=7.91）個(gè)月。所有被試均在北京居住，已婚已育。且身體健康，精神狀況正常。此外，夫妻分別獨(dú)立完成調(diào)查問卷。

2.2 研究工具

2.2.1 人口學(xué)變量問卷

自編人口學(xué)變量問卷，共14道題目。問題包括年齡、性別、職業(yè)、年收入、孩子的年齡等基本信息，還讓所有被試報(bào)告了自己與自己父母、與配偶父母之間的關(guān)系。

2.2.2 養(yǎng)育壓力量表

本研究采用的是Berry和Jones（1995）編制的養(yǎng)育壓力量表（the parenting stress scale, PSS），由Cheung（2000）修訂為中文版。該量表共計(jì)18個(gè)問題，采用6點(diǎn)計(jì)分法，1代表“極不同意”，6代表“非常贊同”，其中有8個(gè)題目采用反向計(jì)分（1、2、5、6、7、8、17、18）。得分越高表明養(yǎng)育壓力越大。本研究中，該量表總體的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.81，其中丈夫數(shù)據(jù)為0.80，妻子數(shù)據(jù)為0.83。

2.2.3 婚姻質(zhì)量量表

本研究采用的是Norton（1983）編制的婚姻質(zhì)量問卷（quality of marriage index, QMI），由侯娟、方曉義（2015）修訂為中文版。該問卷共有6道題目，前5題采用7點(diǎn)計(jì)分方式，根據(jù)每個(gè)問題的陳述，1代表“非常不同意”，7代表“非常同意”；第6題是10點(diǎn)計(jì)分，1代表 “非常不滿意”，10代表“非常滿意”。總分越高代表婚姻滿意度越高。本研究中，該量表總體的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.97，其中丈夫數(shù)據(jù)為0.96，妻子數(shù)據(jù)為0.97。

2.2.4 親密關(guān)系支持量表

本研究采用的是Dehle等（2001）人編制的親密關(guān)系支持問卷（Support in Intimate Relationships Rating Scale, SIRRS），由Barry等（Barry, Bunde,Brock, & Lawrence, 2009）修訂。問卷共有25道題目，5點(diǎn)計(jì)分，0代表“從不”，4代表“經(jīng)常”。量表包含4個(gè)維度，分別為“信息支持”（information support），“肢體安慰”（physical comfort）, “自尊/情感支持”（esteem/emotional support）, “工具性支持”（tangible support）。本研究對該量表進(jìn)行了修訂，采用4點(diǎn)計(jì)分，1代表“從不”，4代表“經(jīng)?！薄５梅衷礁弑砻饔H密關(guān)系中支持越多。本研究中，該量表總體的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.94，其中丈夫數(shù)據(jù)為0.93，妻子數(shù)據(jù)為0.95。由于本量表為修訂版本，因此對量表進(jìn)行了驗(yàn)證性因素分析。結(jié)果表明本研究數(shù)據(jù)整體擬合指數(shù)較好（Bentler, 1992）：（χ2/df=1.903,IFI=0.919,CFI=0.918,NNFI=0.908,RMSEA=0.071），IFI、 CFI和 NNFI 均大于 0.90，RMSEA小于0.08。

2.3 數(shù)據(jù)處理

研究采用 SPSS 22.0進(jìn)行數(shù)據(jù)輸入與管理，采用 Amos 23 進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型分析。

（1）由于本實(shí)驗(yàn)的被試為夫妻，因此對所采用的三個(gè)量表分別從丈夫和妻子雙方進(jìn)行信度分析，以檢驗(yàn)量表的可靠性。同時(shí)，采用Pearson相關(guān)分析，來檢驗(yàn)婚姻質(zhì)量、養(yǎng)育壓力與配偶支持三因素之間的相關(guān)關(guān)系。

（2）利用AMOS分析主-客體互倚模型，考查夫、妻的養(yǎng)育壓力、配偶支持及婚姻質(zhì)量之間的關(guān)系。利用AMOS中的Bootstrap方法，來檢驗(yàn)配偶支持在養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的影響中的中介作用。

3 研究結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

對本研究中婚姻質(zhì)量、養(yǎng)育壓力和感知到的配偶支持等變量進(jìn)行探索性因素分析的單因素Harman檢驗(yàn)（周浩, 龍立榮, 2004），結(jié)果發(fā)現(xiàn)：單因子解釋方差最大為29.63%，遠(yuǎn)小于Hair等人（1998）提出的50%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，這說明在本研究中不存在共同方法偏差。

3.2 丈夫和妻子在婚姻質(zhì)量、養(yǎng)育壓力以及配偶支持感知上的相關(guān)分析

對丈夫和妻子在三個(gè)量表上的得分進(jìn)行Pearson相關(guān)分析，從表1可知：（1）丈夫在養(yǎng)育壓力（p＜0.05）、親密關(guān)系支持（p＜0.001）、婚姻質(zhì)量（p＜0.001）量表上的得分與妻子的得分呈顯著正相關(guān)。（2）丈夫的養(yǎng)育壓力與其婚姻質(zhì)量、其感知到的配偶支持之間均存在顯著的負(fù)相關(guān)（p＜0.001），妻子的養(yǎng)育壓力與其婚姻質(zhì)量（p=0.085）、其感知到的配偶支持（p=0.086）之間也存在負(fù)相關(guān)，且均為邊緣顯著；同時(shí)丈夫和妻子感知到的配偶支持與其婚姻質(zhì)量得分之間呈顯著正相關(guān)（p＜0.001）。（3）丈夫的養(yǎng)育壓力與妻子的婚姻質(zhì)量之間存在顯著的負(fù)相關(guān)（p＜0.05），妻子和丈夫的養(yǎng)育壓力與對方感知到的配偶支持之間呈顯著負(fù)相關(guān)（p＜0.05），而妻子和丈夫感知到的配偶支持得分與對方感知到的婚姻質(zhì)量呈顯著正相關(guān)（p＜0.001）。

3.3 養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的影響路徑分析

將夫、妻雙方的數(shù)據(jù)結(jié)合起來，根據(jù)Pearson相關(guān)分析結(jié)果，并借助主-客體互倚模型，采用結(jié)構(gòu)方程模型來考查丈夫、妻子的養(yǎng)育壓力與所感知到的婚姻質(zhì)量之間具體的相互影響作用，同時(shí)將丈夫和妻子的平均年收入作為額外變量在模型中加以控制，數(shù)據(jù)擬合結(jié)果如圖1所示。 從圖1及丈夫模型和妻子模型的擬合指數(shù)來看，χ2/df=1.26，IFI=0.98，NFI=0.93，CFI=0.98，RMSEA=0.05。χ2/df小于 2，IFI、NFI和 CFI均大于 0.90，RMSEA小于0.08，模型整體擬合較好（Bentler,1992）。

表 1 養(yǎng)育壓力、自身感知到的配偶支持和婚姻質(zhì)量的相關(guān)系數(shù)表

從圖1可以看出，在引入了主-客體互倚模型同時(shí)控制了丈夫和妻子的平均年收入這一額外變量后，丈夫的養(yǎng)育壓力與妻子的養(yǎng)育壓力仍存在顯著相關(guān)（p＜0.05）；而且丈夫報(bào)告的養(yǎng)育壓力既可以顯著地負(fù)向預(yù)測自己的婚姻質(zhì)量（p＜0.001），還可以顯著地負(fù)向預(yù)測妻子的婚姻質(zhì)量（p＜0.05），但妻子報(bào)告的養(yǎng)育壓力對兩者的預(yù)測作用都不顯著。

3.4 配偶支持在養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的影響中的中介作用分析

根據(jù)Pearson相關(guān)分析和上述主-客體互倚模型的結(jié)果，采用Amos中的偏差校正的非參數(shù)百分位Bootstrap法來進(jìn)一步考查配偶支持在養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的影響中的中介作用。本研究中通過隨機(jī)抽樣共抽取了5000個(gè)Bootstrap樣本（溫忠麟, 葉寶娟, 2014）。從圖2及模型擬合指數(shù)來看，χ2/df=1.35，IFI=0.95，NNFI=0.93，CFI=0.95，RMSEA=0.06。χ2/df小于 2，IFI、NNFI和 CFI均大于0.90，RMSEA小于0.08，模型整體擬合較好（Bentler, 1992）。

結(jié)果顯示丈夫數(shù)據(jù)養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的總效應(yīng)顯著，丈夫數(shù)據(jù)的總效應(yīng)、直接效應(yīng)和中介效應(yīng)具體見表2。中介效應(yīng)占總效應(yīng)比值（ab/c）為61.31%，為完全中介作用，其中丈夫感知到的配偶支持的中介效應(yīng)值為-0.24，占總效應(yīng)比值為55.80%，而妻子感知到的配偶支持的中介效應(yīng)占總效應(yīng)比值較?。ㄕ伎傂?yīng)比值為4.90%），并不顯著。由于妻子數(shù)據(jù)養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的總效應(yīng)未達(dá)到顯著水平，因而無須對妻子數(shù)據(jù)進(jìn)行進(jìn)一步的中介分析。在主-客體互倚模型中加入了配偶支持這一中介變量后，丈夫的養(yǎng)育壓力對妻子的婚姻質(zhì)量的總效應(yīng)為-0.21，p＞0.05，未達(dá)到顯著水平。此外，圖2還表明妻子感知到的配偶支持能夠顯著預(yù)測其感知的婚姻質(zhì)量（p＜0.001）。

表 2 丈夫數(shù)據(jù) Bootstrap 分析后標(biāo)準(zhǔn)化的總效應(yīng)、直接效應(yīng)和中介效應(yīng)

4 討論

4.1 養(yǎng)育壓力、配偶支持與婚姻質(zhì)量的關(guān)系

首先，丈夫與妻子的養(yǎng)育壓力、婚姻質(zhì)量、自身所感知到的配偶支持都呈顯著正相關(guān)，這說明妻子和丈夫?qū)橐龅母兄厔菔且恢碌摹；橐鍪请p方關(guān)系的體現(xiàn)，配偶一方會(huì)影響另一方的想法、情緒和行為（Kenny, Kashy, & Cook, 2006）。在婚姻關(guān)系中，相互影響是婚姻關(guān)系的一個(gè)主要成分，伴侶一方是可以潛在地影響對方的方方面面（Hanzal, 2008）。

其次，本研究顯示丈夫和妻子的養(yǎng)育壓力與自己的婚姻質(zhì)量、其感知到的配偶支持之間均存在負(fù)相關(guān)，同時(shí)丈夫和妻子感知到的配偶支持與其婚姻質(zhì)量得分之間呈顯著正相關(guān)。這與以往的研究結(jié)果相一致（Baldwin et al., 1999; Bradbury et al., 2000; Kwan et al., 2015; Simons et al., 1993; 王巖,王大華, 付琳, 姜薇, 翟曉艷, 2014）。隨著養(yǎng)育壓力的增大，夫妻之間的婚姻質(zhì)量也會(huì)在一定程度上降低，而伴隨這一過程的還有夫妻之間相互支持程度的降低。在這一過程中，夫妻之間的相互支持也與其婚姻質(zhì)量有著相同的變化趨勢。

此外，丈夫的養(yǎng)育壓力與妻子的婚姻質(zhì)量之間存在顯著的負(fù)相關(guān)，但是妻子的養(yǎng)育壓力與丈夫的婚姻質(zhì)量之間卻沒有顯著相關(guān)。在我國的傳統(tǒng)文化中，女性一直處于配角地位，更加渴望丈夫的支持與尊重，對婚姻的期待值更高（徐安琪,葉文振, 2002），與此同時(shí)女性也會(huì)傾向于把家庭的責(zé)任（如養(yǎng)育壓力）與自己關(guān)聯(lián)起來，更多地承擔(dān)了養(yǎng)育子女的責(zé)任，因而妻子對丈夫的養(yǎng)育壓力更為敏感，并且會(huì)給予更多的關(guān)注，會(huì)將責(zé)任追加于己，這則促使丈夫的養(yǎng)育壓力與妻子的婚姻質(zhì)量之間產(chǎn)生了緊密聯(lián)系。相反，我國傳統(tǒng)文化中丈夫會(huì)對自己的社會(huì)角色投入更多的精力，更多地沉醉于自己的社交角色中（辛自強(qiáng), 池麗萍, 2001），而對自己的家庭角色關(guān)注度不夠，對妻子的關(guān)注度也相對較少，沒有承擔(dān)足夠多的、甚至沒有承擔(dān)到應(yīng)盡的父親與丈夫的責(zé)任（Kwan et al., 2015; 耿嵐, 2009），因此妻子的養(yǎng)育壓力與丈夫的婚姻質(zhì)量之間并沒有發(fā)現(xiàn)有顯著地聯(lián)系。

4.2 養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的影響

本研究發(fā)現(xiàn)，養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的影響具有性別差異，即丈夫的養(yǎng)育壓力對自身的婚姻質(zhì)量有顯著地負(fù)向預(yù)測作用，但妻子的養(yǎng)育壓力不能顯著地負(fù)向預(yù)測其婚姻質(zhì)量。這與以往研究結(jié)果不同，以往研究一致認(rèn)為養(yǎng)育壓力的增大對婚姻質(zhì)量具有消極的影響，并且這一影響沒有性別差異（Randall & Bodenmann, 2009）?？赡艿脑蛴幸韵聨c(diǎn)：一是當(dāng)女性承載著較高的養(yǎng)育壓力時(shí)，會(huì)更傾向于向丈夫等人主動(dòng)表露自己的情緒和狀況（蔣索, 鄒泓, 胡茜, 2008），這會(huì)使其額外得到一些社會(huì)支持，減緩其感知到的配偶支持的降低（本研究中數(shù)據(jù)顯示，相較于丈夫養(yǎng)育壓力-丈夫感知到的配偶支持-丈夫婚姻質(zhì)量這一路徑，妻子養(yǎng)育壓力-妻子感知到的配偶支持-妻子婚姻質(zhì)量這一路徑并不顯著，說明伴隨著妻子養(yǎng)育壓力的增大，其感知到的配偶支持的下降得到了一定程度的緩解），因而其養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的影響也能夠得到緩解；二是在中國文化中，丈夫和妻子的角色分工不同，我國的丈夫角色更多指向家庭外，對自己的社交角色更為重視（耿嵐,2009; 辛自強(qiáng), 麗萍, 2001），而妻子角色更多指向家庭內(nèi)，妻子會(huì)把養(yǎng)育孩子當(dāng)成是自己應(yīng)該做的事情（徐安琪, 葉文振, 2002），而丈夫可能會(huì)覺得這跟自己的關(guān)系不大，因此女性對承擔(dān)較大養(yǎng)育壓力的接受和認(rèn)同相對較高，因而養(yǎng)育壓力的增高不易引起女性對婚姻的不滿；三是由于妻子很多時(shí)間都用在了孩子身上，可能盡管有壓力，但慢慢會(huì)適應(yīng)（Fleming, Ruble, Flett, & van Wagner,1990），而丈夫由于跟孩子在一起的時(shí)間比較少，可能會(huì)在壓力面前無所適從，所以養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的影響顯著；四是當(dāng)家庭中有了孩子之后，妻子會(huì)把更多時(shí)間用在孩子身上，妻子對孩子的評價(jià)也會(huì)隨著時(shí)間的增加變得越來越積極，產(chǎn)生良好的情緒體驗(yàn)，與此同時(shí)妻子對丈夫的主觀情緒也會(huì)逐漸提高（Fleming et al., 1990），因此也會(huì)造成養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的影響并不顯著。

此外，我們還發(fā)現(xiàn)丈夫的養(yǎng)育壓力對妻子的婚姻質(zhì)量有一定的負(fù)向預(yù)測作用。這與研究假設(shè)并不完全一致。根據(jù)“情感覆蓋（Sentiment Override）”假說，夫妻雙方對伴侶的行為、情感的認(rèn)知會(huì)受到某段時(shí)間內(nèi)對配偶的情感滿意度與情感認(rèn)知的影響（Weiss, 1980），當(dāng)丈夫面臨較大的養(yǎng)育壓力時(shí)，容易對現(xiàn)在的婚姻生活產(chǎn)生不滿，并可能將負(fù)面情緒外化，同時(shí)表達(dá)出更少的積極情緒（Obradovi? & ?udina-Obradovi?, 2013;Schramm & Adler-Baeder, 2011），導(dǎo)致妻子對丈夫的情感滿意度較低和情感認(rèn)知較差，并進(jìn)而影響到妻子對婚姻的體驗(yàn)。相反，研究中的妻子養(yǎng)育壓力不能顯著影響丈夫婚姻質(zhì)量，這是因?yàn)楫?dāng)妻子面臨較大的養(yǎng)育壓力時(shí)，妻子會(huì)較少地表達(dá)自己的消極情緒或行為，相反妻子更可能主動(dòng)去尋求丈夫等社會(huì)支持的幫助（Bellman, Forster, Still, &Cooper, 2003; 張姝玥, 2011），因而很難通過外顯的消極情緒或行為影響到丈夫?qū)橐龅捏w驗(yàn)。此外，相對于女性而言，男性對配偶的情感表達(dá)不夠敏感，因而即使女性表達(dá)了一定的外顯消極情緒或行為，男性可能也關(guān)注不多；而相反女性可能又過于敏感，對丈夫表達(dá)的消極情緒和行為存在敏銳的感知。這些原因共同導(dǎo)致了本研究差異性研究結(jié)果的出現(xiàn)。

4.3 配偶支持在養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的影響中的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn)，丈夫的養(yǎng)育壓力不僅能夠直接對自身的婚姻質(zhì)量有負(fù)向地預(yù)測作用，還能通過自身感知到的配偶支持來間接影響其婚姻質(zhì)量，即丈夫感知到的配偶支持在其養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的影響中發(fā)揮了完全的中介作用。而在妻子數(shù)據(jù)中，由于其養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的總效應(yīng)并不顯著，因而沒有進(jìn)一步探討其中介效應(yīng)（Baron &Kenny, 1986; 溫忠麟, 侯杰泰, 張雷, 2005）。本研究發(fā)現(xiàn)的配偶支持所發(fā)揮的中介效應(yīng)，是在前人研究基礎(chǔ)上對養(yǎng)育壓力與婚姻質(zhì)量間中介機(jī)制的進(jìn)一步探索。養(yǎng)育壓力是生活事件的一種，當(dāng)丈夫的養(yǎng)育壓力較高時(shí)，則其主觀感知到的配偶支持也會(huì)由于認(rèn)知的作用而相應(yīng)減少（王巖等,2014）；同時(shí)妻子的養(yǎng)育壓力水平與丈夫的養(yǎng)育壓力水平之間存在著相互的影響和協(xié)同的變化，在養(yǎng)育壓力的重荷下，妻子也會(huì)相應(yīng)減少自己所提供的配偶支持，如表現(xiàn)出更少的積極交流和更多的消極互動(dòng)（Doss, Rhoades, Stanley, & Markman,2009; Karney & Bradbury, 1995）。進(jìn)一步地，這兩種路徑所導(dǎo)致的丈夫感知到的配偶支持的不足激發(fā)了丈夫?qū)ψ约夯橐鲑|(zhì)量的不滿。

多數(shù)夫妻在生活中都扮演著多重角色（父/母親、工作者等），伴隨著這些角色而來的是多重的壓力（Bolger, Delongis, Kessler, & Wethington,1989），而無論是父母角色所直接帶來的養(yǎng)育壓力，還是工作者角色所由經(jīng)濟(jì)壓力間接帶來的養(yǎng)育壓力（?stberg & Hagekull, 2000），最終都導(dǎo)致夫妻在生活中所面臨的養(yǎng)育壓力尤為顯著。一般而言，養(yǎng)育壓力給家庭帶來的影響是可以預(yù)見的，但是如果不能很好地控制，其同樣可能造成非常危險(xiǎn)的后果（Patterson, 2002）。易感性-壓力-適應(yīng)模型指出, 對壓力的適應(yīng)不僅能夠影響壓力事件發(fā)生的概率（Karney & Bradbury, 1995），更是會(huì)直接影響婚姻質(zhì)量（Hanzal, 2008）。因此，高養(yǎng)育壓力下的夫妻，不僅會(huì)相應(yīng)地減少彼此間提供的支持，可能還會(huì)導(dǎo)致養(yǎng)育壓力事件高發(fā)，壓力的負(fù)面效應(yīng)會(huì)隨著時(shí)間變得越來越嚴(yán)重（Karney& Bradbury, 1995）。再加之不同類型的壓力是可以相互影響、相互轉(zhuǎn)化的（Bolger et al., 1989; Schulz,Cowan, Pape Cowan, & Brennan, 2004），因而壓力很有可能蔓延以及外溢，對婚姻造成更大的負(fù)面影響。

4.4 局限與展望

（1）本研究的數(shù)據(jù)來自于一個(gè)為期三年（2011-2013）的追蹤研究的第三年，本研究的被試中，丈夫的年平均工資為140746.14元，妻子的年平均工資為88979.26元。而依據(jù)北京市統(tǒng)計(jì)局和北京市人力資源和社會(huì)保障局的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，2013年北京市職工的年平均工資為69521元，本研究被試的收入水平遠(yuǎn)高于平均水平。養(yǎng)育壓力的影響因素是非常復(fù)雜的，除了由母親自身與孩子自身因素的影響外，諸如住宿環(huán)境、經(jīng)濟(jì)收入等因素也會(huì)對父母雙方的心理產(chǎn)生影響，自然也會(huì)影響其養(yǎng)育壓力的高低（洪琴等, 2014）。因此本研究結(jié)論僅適用于樣本收入相當(dāng)?shù)娜后w。后期的研究可以擴(kuò)大被試樣本的經(jīng)濟(jì)范圍，選取不同育兒階段的父母，以此來探究他們的養(yǎng)育壓力與婚姻的關(guān)系。

（2）本研究分析的數(shù)據(jù)均來自于新生兒父母。但事實(shí)上，通過對懷孕夫妻的縱向研究，發(fā)現(xiàn)從懷孕到孩子出生，20%-59%的夫妻婚姻滿意度的標(biāo)準(zhǔn)差下降（Cowan & Cowan, 1995），甚至是70%的夫婦關(guān)系滿意度急轉(zhuǎn)直下（Gottman,Driver, & Tabares, 2002）。這就說明了懷孕的夫妻的養(yǎng)育壓力也是不可忽視的，在未來的研究中可以進(jìn)一步檢驗(yàn)懷孕的夫妻與已婚已育的夫妻間的養(yǎng)育壓力的差異性以及夫妻間的養(yǎng)育壓力、婚姻質(zhì)量、配偶支持的關(guān)系。

5 結(jié)論

本研究得出如下結(jié)論：（1）丈夫與妻子的養(yǎng)育壓力、婚姻質(zhì)量、自身所感知到的配偶支持都呈顯著正相關(guān)；（2）只有丈夫的養(yǎng)育壓力不僅能夠顯著負(fù)向預(yù)測自身的婚姻質(zhì)量，還能夠負(fù)向預(yù)測妻子的婚姻質(zhì)量；（3）丈夫自身感知到的配偶支持水平在其養(yǎng)育壓力對自身婚姻質(zhì)量的影響中，起完全中介作用。