新生嬰兒父母養(yǎng)育壓力對婚姻質(zhì)量的影響：配偶支持的中介作用 *

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)院社會工作學(xué)院，北京 100089)

1 問題提出

隨著社會經(jīng)濟和文化的快速發(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年社會服務(wù)發(fā)展統(tǒng)計公報》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）。

對于一個家庭來說，新家庭成員的增加，是夫妻面臨的第一個重大任務(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)化確實會造成一段時間的壓力，而且很多時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)量的負向影響中是否存在性別差異，目前研究并沒有就此達成一致。一些研究認(rèn)為這一負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一步的檢驗。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。

長久性的壓力會通過互動過程來對婚姻質(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過程的一個重要內(nèi)容（Karney &Bradbury, 1995），這一互動過程與婚姻質(zhì)量緊密相關(guān)（Hanzal, 2008）。壓力能夠通過夫妻間的互動間接影響婚姻質(zhì)量，而夫妻間的支持不僅是夫妻互動的具體表現(xiàn)（Matthews, Conger, & Wickrama,1996），也是夫妻互動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)量具有負向的影響，同時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不斷減少，而夫妻之間的矛盾則會相應(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)量具有負向地影響，并且通過夫妻的互動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，夫妻的互動過程并不完全等同于配偶支持，配偶支持只是夫妻互動過程的一部分（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)濟壓力等壓力仍有所區(qū)別。養(yǎng)育壓力是一個系統(tǒng)性的壓力，涉及丈夫-妻子-孩子等多個環(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)，也不能探索夫妻個體特征的獨特作用，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?；诖耍狙芯窟x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向預(yù)測自身感知到的婚姻質(zhì)量，同時也能顯著地負向預(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18個問題，采用6點計分法，1代表“極不同意”，6代表“非常贊同”，其中有8個題目采用反向計分（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點計分方式，根據(jù)每個問題的陳述，1代表“非常不同意”，7代表“非常同意”；第6題是10點計分，1代表 “非常不滿意”，10代表“非常滿意”?？偡衷礁叽砘橐鰸M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點計分，0代表“從不”，4代表“經(jīng)?！薄Ａ勘戆?個維度，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）。本研究對該量表進行了修訂，采用4點計分，1代表“從不”，4代表“經(jīng)常”。得分越高表明親密關(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，因此對量表進行了驗證性因素分析。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進行數(shù)據(jù)輸入與管理，采用 Amos 23 進行結(jié)構(gòu)方程模型分析。

（1）由于本實驗的被試為夫妻，因此對所采用的三個量表分別從丈夫和妻子雙方進行信度分析，以檢驗量表的可靠性。同時，采用Pearson相關(guān)分析，來檢驗婚姻質(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

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行探索性因素分析的單因素Harman檢驗（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量表上的得分進行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）之間也存在負相關(guān)，且均為邊緣顯著；同時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）；而且丈夫報告的養(yǎng)育壓力既可以顯著地負向預(yù)測自己的婚姻質(zhì)量（p＜0.001），還可以顯著地負向預(yù)測妻子的婚姻質(zhì)量（p＜0.05），但妻子報告的養(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。本研究中通過隨機抽樣共抽取了5000個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)未達到顯著水平，因而無須對妻子數(shù)據(jù)進行進一步的中介分析。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相關(guān)，同時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），與此同時女性也會傾向于把家庭的責(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，并且會給予更多的關(guān)注，會將責(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)文化中丈夫會對自己的社會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, 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)量有顯著地負向預(yù)測作用，但妻子的養(yǎng)育壓力不能顯著地負向預(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：一是當(dāng)女性承載著較高的養(yǎng)育壓力時，會更傾向于向丈夫等人主動表露自己的情緒和狀況（蔣索, 鄒泓, 胡茜, 2008），這會使其額外得到一些社會支持，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, 麗萍, 2001），而妻子角色更多指向家庭內(nèi)，妻子會把養(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間都用在了孩子身上，可能盡管有壓力，但慢慢會適應(yīng)（Fleming, Ruble, Flett, & van Wagner,1990），而丈夫由于跟孩子在一起的時間比較少，可能會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，妻子會把更多時間用在孩子身上，妻子對孩子的評價也會隨著時間的增加變得越來越積極，產(chǎn)生良好的情緒體驗，與此同時妻子對丈夫的主觀情緒也會逐漸提高（Fleming et al., 1990），因此也會造成養(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)知會受到某段時間內(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，容易對現(xiàn)在的婚姻生活產(chǎn)生不滿，并可能將負面情緒外化，同時表達出更少的積極情緒（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，并進而影響到妻子對婚姻的體驗。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，這是因為當(dāng)妻子面臨較大的養(yǎng)育壓力時，妻子會較少地表達自己的消極情緒或行為，相反妻子更可能主動去尋求丈夫等社會支持的幫助（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。此外，相對于女性而言，男性對配偶的情感表達不夠敏感，因而即使女性表達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)量間中介機制的進一步探索。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，則其主觀感知到的配偶支持也會由于認(rèn)知的作用而相應(yīng)減少（王巖等,2014）；同時妻子的養(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（Doss, Rhoades, Stanley, & Markman,2009; Karney & Bradbury, 1995）。進一步地，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，不僅會相應(yīng)地減少彼此間提供的支持，可能還會導(dǎo)致養(yǎng)育壓力事件高發(fā)，壓力的負面效應(yīng)會隨著時間變得越來越嚴(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面影響。

4.4 局限與展望

（1）本研究的數(shù)據(jù)來自于一個為期三年（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)計局和北京市人力資源和社會保障局的數(shù)據(jù)統(tǒng)計，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)濟收入等因素也會對父母雙方的心理產(chǎn)生影響，自然也會影響其養(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。后期的研究可以擴大被試樣本的經(jīng)濟范圍，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一步檢驗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向預(yù)測自身的婚姻質(zhì)量，還能夠負向預(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。