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1 引言

主观幸福感（subjective well-being，SWB）是个体根据自定的标准对其生活质量的整体性评估[1]。对于主观幸福感的考察，主要从生活满意度、积极情感和消极情感三个方面进行。生活满意度主要是指个体对生活总体质量的认知和评估；积极情感和消极情感主要是指个体对生活的情感体验[2]。研究发现，主观幸福感与个体的健康人格以及心理素质密切相关［3，4］。因此，探讨影响大学生主观幸福感的因素及其作用机制，对于提高大学生的心理健康水平，促进大学生健康人格的形成具有重要的实践探索意义。影响个体主观幸福感的因素，归纳起来大致可以分为两大类，一类是人格因素，如自尊、乐观、心理韧性等［5，6］；另一类是个体环境因素，如社会支持、父母教养方式、人际信任等[7]，在众多影响个体主观幸福感的因素中，家庭环境因素作为一个的非常重要的环境因素在其中扮演着重要的角色。

在家庭环境中，父母间的婚姻关系是衡量整个家庭环境质量的核心指标。其中，父母间婚姻冲突对家庭中的成员关系以及家庭环境有着重要的影响。父母婚姻冲突主要指夫妻之间由于意见不一致或其他原因而产生的言语或身体的攻击与争执，根据冲突发生的频率、强度、内容、风格及冲突是否得到解决等特来具体加以界定[8]。关于父母婚姻冲突对儿童青少年个体发展的影响，家庭系统论的溢出假说（Spillover Hypothesis）认为，处于冲突婚姻关系中的父母，会把更多的精力集中在双方的冲突上，对子女的需要关注较少，使得子女对父母产生疏离和不信任，引起亲子关系的紧张。同时，婚姻冲突引发的消极情绪会“外溢”亲子子系统，导致父母减少对子女的温暖回应[9]。已有研究发现，家庭冲突与个体主观幸福感显著负相关[10]。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[11]以及大学生婚恋观等方面［12］，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[13]，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[14]。儿童自身的消极经历，比如父母婚姻冲突，家庭成员重疾等是儿童压力和逆境的重要来源[15]。已有研究发现，心理弹性在初中生情绪指向应对与心理健康之间的关系中起调节作用[16]，生活事件对大学生主观幸福感有显著影响［17］，那么，父母婚姻冲突作为重要的家庭生活事件对大学生的心理韧性有何影响，心理韧性作为个体的保护性因子在知觉父母婚姻冲突对主观幸福感的影响中是否起调节作用？目前的研究还未予以探讨。

另外，主观幸福感作为衡量个体心理韧性的一个重要指标。已有的大量研究发现，心理韧性与个体的主观幸福感密切相关。研究结果表明，个体的心理韧性可以预测幸福感[18]，高心理韧性的个体在逆境中能够战胜困难，保持积极乐观的心态，具有较高的幸福体验[19]。同时，国内研究发现，大学生的心理韧性可以预测其主观幸福感[2]。但作为重要心理品质的心理韧性在知觉父母婚姻冲突对个体主观幸福感的影响中发挥着怎样的作用？研究者们尚未进行深入的探讨。因此，本文从影响个体主观幸福感的因素入手进一步探讨知觉父母婚姻冲突对大学生主观幸福感的影响以及心理韧性在其中的作用机制。

鉴于此，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。

2 对象与方法

2.1 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。

2.2 研究工具

2.2.1 青少年心理韧性量表

采用胡月琴、甘怡群[21]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。

2.2.2 知觉父母婚姻冲突量表

采用池丽萍和辛自强[5]修订的儿童知觉父母冲突量表（children’s perception of interparental conflict 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[22]。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。

2.2.3 总体幸福感量表

采用段建华（1996）[23]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。

2.3 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。

3 研究结果

3.1 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 Method Variance）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［24，25］。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。

表1 验证性因子分析结果（n=343）

Table 1 Confirmatory factor analysis results (n=343)

3.2 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与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）。

表2 大学生知觉父母婚姻冲突、心理韧性与主观幸福感各因子的相关、平均数（M）和标准差（SD）（n=343）

Table 2 Correlation, mean (M) and standard deviation (SD) of perceived inter-parental conflict, resilience subjective well-being of college students (n=343)

注：*p<0.05，**p<0.01。

3.3 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。

表3 大学生知觉父母婚姻冲突对主观幸福感之间关系的调节作用（n=343）

Table 3 The moderating effect of perceived inter-parental conflict on subjective well-being of college students (n=343)

注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001。

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[26]，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[27]，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。

4 讨论

4.1 知觉父母婚姻冲突、主观幸福感、心理韧性三者间的关系

本研究结果显示大学生知觉父母婚姻冲突总分与主观幸福感各维度及总分显著负相关，频繁和高强度的父母婚姻冲突预示着更低的幸福感体验这与以往研究发现相一致，个体的主观幸福感与家庭满意感相关显著[28]。父母婚姻冲突作为影响个体的重要生活事件，对个体的主观幸福感具有重要的影响作用。知觉到的父母婚姻冲突对个体的情绪控制、积极认知等均产生消极的影响。依据情绪安全假设理论，父母婚姻冲突可能会导致子女出现情绪不安全感，这种情绪不安全感会进一步影响子女的情绪和认知[29]而情绪和认知作为心理韧性重要的内部弹性因子对个体的心理韧性起着重要的作用[30]。本研究也发现大学生知觉父母婚姻冲突与心理韧性总分及目标专注、情绪控制、积极认知、家庭支持、人际协助等维度显著负相关。同时，这也符合家庭系统论中溢出假设的观点，家庭系统中子女的情绪和行为会受到夫妻系统中情绪和行为的影响[31]。本研究发现，大学生心理韧性与主观幸福感之间显著正相关，个体的心理韧性水平与个体体验到的主观幸福感密切相关，个体的心理韧性水平可以预测主观幸福感，这与之前的研究结果是相一致的[2]。

4.2 心理韧性在知觉父母婚姻冲突与主观幸福感两者关系间的调节作用

本研究发现，知觉父母婚姻冲突对个体主观幸福感的影响受到心理韧性的调节。这一研究结果符合心理韧性的保护模型理论。保护模型理论认为[32]，保护性因素影响危险性因素（父母婚姻冲突）对个体发展结果产生的影响，个体内在的保护性因素相当于调节器，它和危险性因素（父母婚姻冲突）的交互作用减少了消极后果发生的可能性。也就是说，个体知觉到的父母婚姻冲突对个体主观幸福感的影响由于受到心理韧性的调节而使个体因父母婚姻冲突而体验到的痛苦减轻，有利于个体体验到幸福。一项关于离异家庭中长大的青年如何看待父母离异的研究也发现，高心理韧性者将父母离异看作是一种有意义的能力增强过程[33]。

4.3 研究不足以及未来展望

同时，本研究也存在诸多不足。本研究采用横断研究，虽然探讨了心理韧性在知觉父母婚姻与主观幸福感之间的调节作用，但个体心理韧性并不是一成不变的[34]，这就需要在今后的研究中采取横纵研究相结合的方法进行进一步深入的研究。在知觉父母婚姻冲突与主观幸福感之间的影响机制不止心理韧性，还有亲子依恋、亲子关系、父母情绪表达等[35]，这些变量之间可能还存在着相互作用、相互影响，这些都有待于将来进一步的研究和探讨。

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