1. 引言
自改革开放以来，中国大量的女性进入了劳动市场，截止2011年底，超过90%的中国成年女性参加正式就业，占全国总劳动力的45% (Li & Angerer, 2014)。这直接导致双薪夫妇变得越来越普遍。与此同时，另一个重要的问题也尤为突出，据统计，中国的离婚率已从2002年的.9‰攀升至2015年的2.8‰ (2015年社会服务发展统计公报)。因此，考察双薪夫妇的婚姻质量状况及其影响因素，对于提升国民的幸福感及维护婚姻关系具有重要意义。
大量研究表明成人依恋对婚姻质量有显著的影响。成人依恋(adult attachment)是成人与婚恋对象之间的情感联结，一般表现为把婚恋对象作为寻求和保持亲近的目标以及作为寻求保护和支持的对象。中西方研究均发现婚恋模式(回避和焦虑)会对婚姻质量产生直接影响(杨吟秋, 2007; Meyer, Jones, Rorer, & Maxwell, 2014; Mohammadi, Samavi, & Ghazavi, 2016)，不少学者还探讨了成人依恋和婚姻质量的中介因素如负性情绪(Davila, Bradbury, & Fincham, 1998)、情绪控制(Feeney, 1999)和解决冲突行为(Marchand, 2004)等的作用以及调节因素如宗教信仰、宗教应对方式(Lopez, Riggs, Pollard, & Hook, 2011; Pollard, Riggs, & Hook, 2014)和归因风格(Gallo & Smith, 2001)等的作用。
据此，我们先提出假设1：双薪夫妇的成人依恋(依恋回避和依恋焦虑)对婚姻质量有显著的负向影响。
由于成人依恋不仅会影响个体在亲密关系中的体验、行为和家庭生活，还会随着个体所处的境遇改变而改变(刁春婷，刘华山，2012)，因此，在成人依恋对婚姻质量的影响过程中，夫妻婚恋相关的家庭因素很可能会对成人依恋和婚姻质量关系产生影响。但目前相关的研究中，基于中国双薪夫妇的不同家庭家庭结构和家庭周期对成人依恋和婚姻质量关系的深入研究较为少见。
基于以上分析，本研究整合了对中国双薪夫妇婚姻质量具有重要影响的家庭因素，通过将调节因素纳入成人依恋和婚姻质量的关系框架中，来探索家庭因素对双薪夫妇婚姻质量影响以及这些家庭因素是如何调节双薪夫妇的依恋和婚姻质量的关系。
家庭结构(family structure)指家庭成员的组合状况即家庭中人与人之间相互联系模式。在本研究中，家庭结构主要分为以一对夫妻及其未婚子女两代人组成的“核心家庭”和由一对夫妻及其子女再加上丈夫的父母或妻子的父母所组成的“主干家庭”(简明文化人类学词典)。虽然夫妻独立生活正成为主流，但受到中国传统文化背景影响，仍有不少夫妻是和父母(夫或妻的，以下父母概念如没有特别说明，皆为夫或妻的父母)住在一起。一方面，有研究表明，需要护理父母的夫妇报告了更低的婚姻满意度和更不平等的婚姻角色感(Bookwala, 2009; Suitor & Pillemer, 1994)。另一方面，国内一项关于家庭结构和婚姻质量的研究发现，相较于传统的主干家庭结构，核心家庭结构中的夫妇其婚姻满意度和稳定度在一定程度上更低，可能原因是与中国传统的家庭观念以及父母对子女婚姻能给予工具性支持有关(陈永生, 2008)。韩国的一项研究表明，夫妻和其父母的交流中既会提供也会接受经济、工具和情感等方面的支持，并且夫妻与男方父母和女方父母的交流模式可以显著预测夫妻的婚姻质量(Kim, Zarit, Fingerman, & Han, 2015)。综上可以发现，夫妻的婚姻质量和其父母间的相互支持有关(Lee, Zarit, Rovine, Birditt, & Fingerman, 2012)。主干家庭中父母能提供更多更直接的工具性支持，因此夫妻的婚姻质量会相对更高，但这种家庭中的父母对夫妻关系也有更多更直接的情感支持需求和情感介入，因此这种情况下夫妻的成人依恋和婚姻质量的关系会更强。据此，我们提出以下假设：
假设2a：就中国双薪夫妇而言，主干家庭中的夫妻婚姻质量显著高于核心家庭中的夫妻。
假设2b：家庭结构能调节双薪夫妇的成人依恋和婚姻质量之间的关系，且主干家庭中夫妻成人依恋对婚姻质量的负向影响更强。
家庭生命周期(family life cycle)或简称“家庭周期”，用来描绘多数家庭从结婚及子女出生再到子女独立与终老的过程。根据不同的理论模型，学者们提出了诸多家庭周期的阶段划分法，如Glick (1955)的六阶段划分法和Duvall (1988)的八阶段划分法。本文主要按照Glick提出的家庭生命周期的基本模型，根据初婚、初婚初育间隔、生育最后一个子女、第一个子女离家、最后一个子女离家、丧偶和死亡等重大生命事件，并将家庭生命周期划分为形成、扩展、扩展完成、收缩、收缩完成和解体六个阶段，又由于本研究的研究群体是主要是双薪夫妻，故家庭周期只取形成期、扩展期、扩展完成期、收缩期及收缩完成期。关于家庭周期和婚姻质量的研究成果较为丰富，例如，有研究表明婚后未育阶段的年轻夫妻婚姻满意度较高，然而当第一个孩子出生后婚姻质量水平明显下降(Claxton & Perry-Jenkins, 2008)；Gorchoff等人发现，随着最后一个孩子离家，夫妻的婚姻质量又开始上升(Gorchoff, John, & Helson, 2008)。也就是说夫妻婚姻质量随着家庭周期的发展大致呈U形(Bouchard, 2014)。此外，有研究发现当家庭周期由形成期过渡到扩展期时，孩子的出现会使配偶双方都感到疲劳、沮丧以及更少的时间和精力留给伴侣(Ventura, 1987)，说明在孩子出生后夫妻对婚姻关系的关注下降，成人依恋对婚姻质量的作用也可能也会因此降低。随着家庭收缩至收缩完成期孩子的离开，此时夫妻的情感关注度和亲密度会上升，但由于工作角色的适应、年龄和角色约束降低等因素的影响，往往会从正面改善婚恋关系(徐安琪，叶文振, 2002)。因此，我们提出假设：
假设3a：中国双薪夫妇的婚姻质量在家庭周期的形成期到收缩至收缩完成期阶段中是先下降后上升的。
假设3b：家庭周期调节了双薪夫妇成人依恋和婚姻质量的关系，且随着家庭周期的逐渐成熟成人依恋对婚姻质量的负向影响逐渐减弱。
2. 研究方法
2.1. 调查对象及程序
本研究样本选取中国双薪夫妇，即已婚并且双方都有稳定收入的夫妻，他们来自上海、深圳、江西、江苏等多个不同城市。通过网络招募和滚雪球等方式共收到213份问卷，由于部分被试配偶没有完成问卷填写或者填写时间远低于正常所需时间，对以上问卷进行剔除，共获得196份(98对夫妻)有效问卷，问卷有效率为92%。其中夫妻婚姻持续时间5年以下80人，5~10年56人，10年及以上82人；被试年龄30岁以下71人，30~50岁96人，50岁以上29人。
2.2. 测量工具
(1) 被试基本信息。被试基本信息包括性别、年龄、婚姻持续时间、文化程度、个人年收入、家庭结构和家庭周期。具体而言，年龄分为29岁及以下(36%)、30~39岁(25%)、40~49岁(24%)、50岁及以上(15%)；文化程度分为本科及以上(47%)、专科(31%)和中专及以下(22%)；个人年收入分为2万及以下(13%)、2~5万(50%)、6~9万(26%)和10万及以上(11%)；家庭结构根据双薪夫妇家庭中共同居住的长辈(男方父/母、女方父/母)个数，将没有同长辈共同居中的夫妇家庭命名为“核心家庭”，长辈个数为1个的家庭命名为“主干家庭1”，长辈个数为2个及以上的家庭命名为“主干家庭2”，三种类型比例分别为25%、35%和40%；前面已提到本文按照Glick提出的家庭生命周期模型取形成期、扩展期、扩展完成期、收缩期及收缩完成期，由于样本量分布原因，本研究将家庭周期分为“形成期”、“扩增至扩展完成期”、“收缩至收缩完成期”，三类别比例分别为15%、55%和30%。
(2) 亲密关系经历量表。由李同归和加藤和生(2006)修订的亲密关系经历量表中文版。量表包括36个条目，分为依恋回避(如：我倾向与不跟恋人过分亲密)和依恋焦虑(如：我担心我会被抛弃)两个维度，问卷采用7点计分法，从1 = 十分不赞同到7 = 十分赞同。被试根据自己与配偶的实际情况进行选择，维度分数越高表明被试的依恋回避(焦虑)越高。本研究中该量表的验证性因素分析拟合指数为：χ2/df = 2.06，CFI和GFI分别为.80和.86，RMSEA = .07，量表信度系数α为.84。
(3) 中国人婚姻质量量表。由程灶火等(2004)编制，问卷包含90个条目，分为性格相容(如：我配偶对我很宽容或迁就)、夫妻交流(如：与配偶交谈是一件轻松愉快的事)、化解冲突(如：我不满意配偶解决冲突的方式)、经济安排(如：我有时希望配偶别乱花钱)、业余活动(如：我的配偶似乎缺少时间和精力与我一起娱乐)、情感与性(如：我们常试用新方法提高性乐趣)、子女与婚姻(如：我爱人与孩子在一起的时间太少)、亲友关系(如：我认为配偶与他家里关系过于密切)、家庭角色(如：我不满意我在家庭中的地位)和生活观念(如：我们有共同的家庭观念和生活态度)10维度，较好地测量了婚姻质量的不同层面，本土化的修改也使得量表更适合对中国被试。量表采用5点计分，从1 = 确实如此到5 = 绝对不是，被试根据自己的实际情况进行选择，分数越高婚姻质量越好。在本研究中该量表的验证性因素分析拟合指数为：χ2/df = 1.77，CFI和GFI分别为.98和.94，RMSEA = .06，量表信度系数α为.95。
本研究主要采用问卷调查，并且由同一被试提供信息，因此采用Harman单因素检验对样本数据进行了共同方法偏差检验(周浩，龙立荣，2004)。未旋转的主因素分析表明，第一个因子解释的变异量为19.8%，总的方差解释量为66.83%，第一因子解释量占总解释量29.63%。根据Podsakoff等(2003)提供的临界标准，即得到多个因子且第一个因子的变异解释量不超过40%，可以认为本研究的共同方法偏差问题并不严重。
3. 结果与分析
3.1. 主要研究变量的相关分析
表1为各变量间的相关系数，显示依恋回避和依恋焦虑与婚姻质量都存在显著负相关(r = −.58，p < .01; r = −.34，p < .01)。为了进一步了解成人依恋对婚姻质量的影响，以依恋回避和依恋焦虑为自变量，婚姻质量为因变量做回归分析，结果显示依恋回避和依恋焦虑分别对婚姻质量有显著影响(β = −.55，p < .001; β = −.28，p < .001)。据此，假设1得到验证。
Table 1. Correlation coefficient between main variables
表1. 主要研究变量间的相关系数
注：N = 196；*p < .05，**p < .01，***p < .001
3.2. 不同家庭结构和家庭周期的婚姻质量的特征
对婚姻质量得分的单因素方差分析表明，核心家庭(308.86 ± 47.59)、主干家庭1 (325.13 ± 37.40)和主干家庭2 (332.47 ± 43.95)等不同家庭结构间存在显著差异(F(2, 193) = 4.86，p < .01)。事后分析发现，核心家庭中夫妻的婚姻质量得分显著低于主干家庭1和主干家庭2中的夫妻，而主干家庭1和主干家庭2无显著差异，假设2a得到验证。形成期(344.17 ± 42.01)、扩展之扩展完全期(323.69 ± 39.93)和收缩至收缩完成期(313.83 ± 47.86)等不同家庭周期的婚姻质量也存在显著差异(F(2, 193) = 4.99，p < .01)。事后分析发现，家庭周期处于形成期的夫妻婚姻质量显著高于扩展至扩展完成期和收缩至收缩完成期，而扩展至扩展完成期和收缩至收缩完成期无显著差异。假设3a得到部分验证。
3.3. 家庭结构和家庭周期对成人依恋和婚姻质量的调节作用检验
本研究假设成人依恋(依恋回避和依恋焦虑)的对婚姻质量有直接的负向影响(在上述结果中已证明假设成立)，现进一步验证研究假设：家庭结构和婚龄分别在这一关系中起调节作用。根据温忠麟(2005)关于在AMOS中进行分组比较的策略，采用如下做法：先将各组的结构方程回归系数限制为相等，得到一个χ2值和对应的自由度。然后去掉这个限制，重新估计模型，又得到一个χ2值和对应的自由度。前一个χ2减去后一个χ2得到一个新的χ2，其自由度就是两个模型的自由度之差。如果χ2检验结果是统计显著的，则调节效应显著。以家庭结构(核心家庭、主干家庭1和主干家庭2)为组间变量，依恋回避和依恋焦虑分别为自变量，婚姻质量为因变量，探讨家庭结构的调节效应。需要说明的是，为避免共线性问题，在此之前先将研究中的自变量和因变量中心化。模型检验结果如表2所示，对模型所有结构方程系数限制为相等后，依恋回避的χ2/df为2.83(p < .001)，依恋焦虑的χ2/df为1.97(p < .05)，卡方值改变量均显著。据此，可以说明家庭结构对依恋回避和依恋焦虑对婚姻质量的关系的调节效应显著。假设2b调节效应得到验证。
类似模型用来检验家庭周期的调节效应。以家庭周期(形成期，扩展至扩展完成期，收缩至收缩完成期)为组间变量，依恋回避和依恋焦虑分别为自变量，婚姻质量为因变量。模型检验结果如表3所示，对模型所有结构方程系数限制为相等后，依恋回避χ2/df为2.54 (p < .01)和依恋焦虑χ2/df为2.47 (p < .01)，卡方值改变量均显著。据此，可以说明家庭周期对依恋回避和依恋焦虑对婚姻质量的关系的调节效应显著。假设3b调节效应得到验证。
表4为最终模型标准化路径系数。结果显示，总的来说，主干家庭2中双薪夫妇婚恋依恋(依恋回避和依恋焦虑)对婚姻质量的影响比核心家庭更强。随着家庭周期的成熟，依恋回避对婚姻质量的影响逐渐减弱，而依恋焦虑对婚姻质量的影响逐渐增强。
4. 讨论
4.1. 中国双薪夫妇婚姻质量的特点
虽然大多年轻人认为婚后独立于父母生活可以减少婚姻矛盾，但从家庭结构的角度来看，核心家庭
Table 2. The constrained and unconstrained models of family structure
表2. 家庭结构调节的限制模型和无限制模型
注：N = 196；*p < .05，**p < .01，***p < .001
Table 3. The constrained and unconstrained models of family life cycle
表3. 家庭周期调节的限制模型和无限制模型
注：N = 196；*p < .05，**p < .01，***p <.001
Table 4. Standardized path coefficients and correlation coefficient of the final model
表4. 最终模型的标准化路径系数和相关系数
注：N = 196；*p < .05，**p < .01，***p < .001
的夫妻婚姻质量显著低于主干家庭中的夫妻。可能原因是随着社会竞争的日趋激烈，双薪夫妇都忙于工作，对家庭的时间和精力投入减少；而在主干家庭中父母能分担一些家庭职能，如承担家务劳动、帮助抚育孩子等，可以有效解决双薪夫妇的后顾之忧使得他们有更多的时间和精力投入到婚姻关系中，从而获得更高的婚姻质量。
从家庭周期的角度来看，处于家庭形成期的夫妻其婚姻质量显著高于扩展至扩展完成期和收缩至收缩完成期，这与前人研究结果相似(Bouchard, 2014; Claxton & Perry-Jenkins, 2008)。但本研究中双薪夫妇的婚姻质量在家庭扩展至扩展完成期和收缩至收缩完成期的差异并不显著。虽然与本研究预期不符但结果也得到部分研究支持，如伊庆春(1991)以台北夫妻样本研究发现，婚姻调适的模型随着家庭周期的循环呈下降趋势；另一项针对台北已婚妇女的研究也显示，结婚年数与婚姻调适呈负相关(谢银沙，1991)。本研究结果可能原因是由于本研究的对象是双薪夫妇，他们的孩子离家独立的时间并不是很长，以至于对婚姻质量的影响不显著；此外还可能存在文化差异，例如西方夫妻在婚姻中能更及时地针对问题进行沟通调节，而中国人更不愿意表达自己的真实情感并选择忍耐，这可能也是造成双薪夫妇在家庭周期由扩展至扩展完成期过渡到收缩至收缩完成期而婚姻质量并没有得到明显改善的重要原因。
4.2. 家庭结构和家庭周期的调节作用
本研究发现成人依恋的两个维度(回避和焦虑)均与婚姻质量呈显著负相关，这与前人研究一致(Meyer et al., 2014; Mohammadi et al., 2016)。同时，本研究结果表明家庭结构和家庭周期对依恋和婚姻质量的关系起到了调节作用。以往研究主要集中研究依恋与婚姻质量关系中个体的情绪、归因和行为等因素对关系的影响。本文将夫妻依恋和婚姻质量至于家庭背景中，以家庭结构，家庭周期两个典型的家庭因素为调节变量，揭示了不同家庭情况下成人依恋对婚姻质量影响的大小。这表明，核心家庭中配偶的依恋对婚姻质量的影响比主干家庭中的影响总体是更小的；随着家庭周期成熟，依恋回避对婚姻质量的影响是逐渐减小的，而依恋焦虑对婚姻质量的影响却是逐渐增大的。
4.3. 实践启示
首先，婚后与父母同住虽然对婚姻质量的提高有直接的影响，但与此同时，与父母同住会使得依恋对婚姻质量的负向影响增强，从而间接降低婚姻质量；其次，随着家庭周期的循环，孩子的到来会使夫妻的婚姻质量下降，同时如果夫妻表现为高依恋焦虑，会使得婚姻质量进一步降低。本研究对于揭示双薪夫妇的成人依恋和婚姻质量的关系及其调节机制有着重要的理论作用，同时，本研究对于改善婚姻质量和维护婚姻的完整性具有一定的应用和启示作用。
5. 结论
(1) 核心家庭夫妻的婚姻质量低于主干家庭夫妻的婚姻质量，家庭周期处于形成期的夫妻婚姻质量显著高于扩展至扩展完成期和收缩至收缩完成期。
(2) 成人依恋对婚姻质量有显著负向影响，而家庭结构和家庭周期能够对成人依恋和婚姻质量的关系进行调节。