作者：侯娟蔡蓉方晓义
应用心理学 2010年12期
中图分类号：C849 文献标识码： 文章编号：1006-6020（2010）-01-0042-13
1 问题提出
美好的婚姻是幸福生活的源泉。早在20世纪70年代，Campbell等人就已指出预测总体幸福感的15个因素中最主要的两个因素，一是婚姻，另一个是家庭。研究表明，良好的婚姻质量不仅预示着更高的主观幸福感（Glenetal,1988），还预示着更好的心理健康水平（Golve et al.,1983）。但随着社会的发展变革，人们的价值观念趋向多元，对待婚姻家庭的态度也发生了显著变化，离婚率一直居高不下。据国家统计局的数据表明，近三十年来，离婚数量从1978年的28.5万对递增到2007年209.8万对①；粗离婚率也从1978年的0.18‰上升到2007年的1.59‰，增加了近8倍②。离婚登记自2001年以来一直持续增长，2009年中国民政部门办理离婚登记171.3万对，同比增长了10.3％③.逐年上升的离婚率引发了人们对婚姻质量的关注（唐秀华，夏淼，2006），同时也吸引了大量研究者探讨我国夫妻的婚姻质量及其影响因素。
西方有关婚姻质量的研究始于上世纪20年代，自上世纪70年代以来，婚姻质量逐渐成为家庭婚姻领域的一个研究热点。中国学者对婚姻领域的研究从20世纪90年代开始，研究人群涉及教师、护士、飞行员、中年夫妻、离婚者等（许传新，2008）。研究者围绕婚姻质量展开了大量研究，包括探索婚姻质量的发展变化（Karney & Bradbury,1995）；婚姻质量的影响因素及相应机制（Bradbury,Fincham,& Beach,2000）等。而在众多影响婚姻质量的背景因素（如社会文化）、个体因素（如性格、依恋类型等）、夫妻互动因素（如夫妻冲突、情感表达等）中，个体依恋类型一直在其中扮演着一个重要的角色（Feeney,1999），依恋理论也成为研究成人婚恋关系最具有说服力的理论之一（莎伦·布雷姆等，2005）。
依恋和婚姻质量的关系一直是临床婚姻专家和心理学家研究的兴趣所在（Heavey & Malamuth,1995; Robert,2000）。依恋研究专家Bartholomew（1990,1991）提出了四种依恋类型：安全型、专注型、恐惧型和冷漠型。之后Brennan,Clark和Shaver（1998）将Bartholomew的四种类型从以下两个维度加以区分：焦虑（个体对可能与情侣的分离或者被情侣抛弃的担心程度）和回避（个体所选择的与情侣的亲密程度及个体在心理和情感上的独立程度），并进而编制了“亲密关系经历量表”（Experiences in Close Relationships Inventory,ECR），用以测量成人的婚恋依恋，在这两个维度上的得分高低决定了婚恋依恋的类型。不同依恋类型的人在亲密关系上有不同的结果（陈燕蕾，2008）。那些依恋焦虑或依恋回避水平高的个体更可能结束关系（Feeney,Noller,& Callan,1994; Fraley & Davis,1997; Mikulincer,Florian,& Cowan,2002）。依恋焦虑和回避程度低的个体对婚姻关系的信心较高，在出现婚姻障碍的时候会高度重视和积极探索，从而提高婚姻的互动过程和婚姻质量（杨吟秋，2007）。
目前国内外大多数研究都表明，婚恋依恋对婚姻质量有直接而显著的影响，但无性别差异（高玉华，2008；杨吟秋，2007；Jennifer,2004）。也有研究者指出，依恋风格与婚姻满意度之间并没有相关（Cowan,1996）。那么，依恋和婚姻质量到底关系如何呢？是否存在第三个变量呢？研究者认为，归因方式在个体的依恋风格对婚姻质量的影响中起着中介作用（杨吟秋，2007；Whisman & Allan,1996）。依恋中的自我模式透过对伴侣行为的归因，间接影响关系满意度（Met & Cozzarelli,2004）。积极的自我图式可以提高个体以适应性的方式看待关系，形成较高的关系满意度。而消极的自我图式会使得个体通过制造消极的解释产生不适应的归因（Judith,1995）。所以，依恋回避和焦虑程度低的个体对伴侣行为往往能做出更为积极的归因，婚姻质量也高于回避和焦虑依恋程度高的个体。
归因会造成不同的满意度（Finchmn,1992）。Gottman于1993年提出的婚姻解体模型中指出，对婚姻事件的归因显著影响婚姻质量，不适应性归因与低婚姻满意度相关（Sabourin,Lussier,& Wright,1991）。Karney和Bradbury（1995）也认为，影响夫妻关系的核心是对相互行为的评估，评估或者对婚姻行为背后动机的解释就是归因。归因决定了夫妻对伴侣行为的反应（Rempel,Ross,& Holmes,2001）。当一个伴侣以特定的方式做出行动时，另一方就会对他的行为或动机做出归因，归因直接和婚姻质量相关（Fincham & Bradubury,1991; Davcy,Fincham,Beach,& Brody, 2001），并且有研究支持两者之间是因果关系（Fincham & Bradbury,1991）。
就目前的研究来看，个体依恋风格影响着个体的归因方式，进一步通过归因影响到个体的婚姻关系。但仍然存在以下几个问题：第一，关于依恋与婚姻质量的研究中，结论有不一致的地方。到底依恋对婚姻质量的影响如何？还有待进一步验证。其次，以往研究只是揭示出积极的归因显著正向预测婚姻质量，消极的归因显著负向预测婚姻质量。但归因方式对丈夫和妻子婚姻质量的影响是否相同？以往研究并不能回答这一点。最后，忽视了夫妻亲密关系中人际互动的重要方面，如依恋风格、归因方式除了影响自身的婚姻质量外，是否会对配偶感知到的婚姻质量产生影响？自1998年Kenny在文章中提出要用结构方程模型（Structural Equation Modeling,SEM）同时考虑夫妻双方的影响以来，至2005年Cook & Snyder文章的发表，一种新的分析关联数据的模型方法主—客体互倚模型（actor- partner independence model）已经使得解决此类问题成为可能。但目前为止，还没有研究者采用这种模型方法对依恋风格、婚姻归因与婚姻质量的关系进行探讨。
基于此，本研究拟采用主—客体互倚模型的统计方法，对我国文化下夫妻依恋风格、婚姻归因和婚姻质量的关系进行探讨，以及婚姻归因对其自身和配偶婚姻质量的影响。基于主—客体互倚模型可以同时考查主体效应（个体特征对自身结果变量的影响）和客体效应（个体特征对他人结果变量的影响）的优势，构想模型如图1所示：丈夫和妻子的依恋风格对自身的归因方式有显著影响，同时他们的归因方式不仅对自身婚姻质量具有显著的预测作用，也对配偶的婚姻质量有着显著的预测作用。
图1丈夫、妻子依恋风格，婚姻归因方式对其自身及配偶感知到的婚姻质量的构想图
2 研究方法
2.1 被试
本研究选取夫妻为被试，采用问卷调查的方式收集数据。被试的获取有三种途径，一是上研究生课程的已婚夫妻，二是普通小学的学生家长，三是通过家庭治疗课程的学生在全国收集。共发出问卷600份（300对），回收440份（220对），回收率为73.3％，剔除填写不认真、大部分题目没完成的以及只有单方完成的问卷，得到有效问卷有328份（164对），为了保证被试的同质性，又剔除一方为初婚，另一方未知或再婚的夫妻6对以及复婚、双方均再婚、分居的夫妻各1对，最后得到有效问卷310份（即155对夫妻的问卷，其中包含途径1的22对，途经2的63对，途经3的70对）。所有被试均为首次完整婚姻的夫妻。被试基本情况见表1。
2.1.1 年龄
妻子的年龄在19～58岁之间，平均年龄33.94岁（SD＝6.582）；丈夫的年龄在24～60岁之间，平均年龄为35.55岁（SD＝6.839）。
2.1.2 受教育水平
妻子研究生学历及以上者12人，占7.7％；本科学历49人，占31.8％；专科学历40人，占26％；高中学历29人，占18.8％；初中及以下学历24人，占15.6％。丈夫研究生学历11人，占7.3％；本科学历60人，占39.7％；专科学历37人，占24.5％；高中学历28人，占18.5％；初中及以下学历15人，占9.9％。
2.1.3 夫妻经济收入
丈夫月收入范围为0～15000元（Mo＝2000元，M＝3091.91元，SD＝2323.50），妻子月收入范围为0～8000元（Mo＝2000元，M＝1808.72元，SD＝1315.62）。
2.2 测量工具
2.2.1 人口学变量
包括被试的性别、年龄、学历、职业、月收入、婚姻属性、婚龄、每天沟通时间、有无孩子等。
2.2.2 依恋风格
采用Brennan等人（1998）编制的“亲密关系经历量表（ECR）”，量表的中文版本由李同归和加藤和生（2006）修订而成。该量表包括36道题，有回避（对亲近和依赖他人感到不舒服）和焦虑（害怕被拒绝和遗弃）两个分量表。量表采用7点计分，1代表“非常不同意”，7代表“非常同意”。在本研究中，依恋回避分量表和依恋焦虑分量表的Cronbaeh's α系数分别为0.82和0.77。
2.2.3 婚姻归因
采用婚姻归因量表（Marital Attribution Questionnaire; Stander,2001）进行测量。该量表由Stander根据关系归因量表（RAM; Fincham,Bradbury,1992）改编而成。首先要求被试列举出婚姻中出现的两个困难事件，然后在7点量表上进行评定，1代表“非常不同意”，7代表“非常同意”。共有3个维度，因果归因（在多大程度上认为造成问题的原因在配偶身上）、责任归因（在多大程度上认为配偶有意造成该问题）和责备归因（在多大程度上认为是配偶导致这些问题并应得到惩罚），各维度下均包含3道题目。本研究中各分量表的内部一致性系数在0.59到0.76之间。各分量表上得分越高，表示各维度上的消极归因越高。
2.2.4 婚姻质量
采用双向调适量表（DAS; Spanier,1976）进行测量，该量表被广泛用于婚姻质量和亲密关系质量的研究中，共有32道题目，包括四个分量表，分别是一致性、满意度、凝聚力和情感表达。被试在6点量表上进行评分，1表示“非常不同意”，6表示“非常同意”。量表总分通过计算四个分量表的平均值得到，本研究中α系数为0.90，分数越高，表示婚姻质量越好。
2.3 数据整理和分析
采用SPSS 15.0进行数据输入与管理，采用SPSS 15.0和Amos 7.0对数据进行分析。
（1）分别以依恋风格、婚姻归因和婚姻质量的各维度分为因变量，以夫、妻为分组变量，考察夫妻双方依恋风格、婚姻归因和婚姻质量的差异。由于丈夫和妻子是相关样本，他们的数据是一一对应关系，所以采用配对样本T检验和重复测量方差分析进行检验。
（2）采用方差分析和事后检验考察不同夫妻依恋组合类型在婚姻质量上的差异。
（3）采用Pearson相关对研究变量之间的关系进行探讨。
（4）采用主—客体互倚模型方法探讨夫、妻的归因方式对自身及配偶的婚姻质量的影响。
3 结果与分析
3.1 依恋风格、婚姻归因和婚姻质量的现状
3.1.1 夫妻依恋风格、婚姻归因的特点
从表2可知，丈夫和妻子在依恋的回避和焦虑两个维度上，并不存在显著差异，但均是回避依恋的得分高于焦虑依恋。在婚姻归因上，夫妻双方均是因果归因得分最高，其次是责备归因，责任归因得分最低。在因果归因和责备归因这两个维度上，妻子的得分显著高于丈夫，即妻子比丈夫有更多的消极归因。而在责任归因这一维度上，丈夫和妻子没有显著差异。
进一步分别考察丈夫和妻子各自在回避依恋和焦虑依恋两个维度，以及在因果归因、责任归因和责备归因三个维度上是否存在显著差异。结果见表3和表4。
由表3和表4可以看到，丈夫和妻子均是回避依恋的得分显著高于焦虑依恋的得分。在婚姻归因三个维度上，夫、妻也均是因果归因的得分显著高于责任归因和责备归因的得分。说明，无论是对于丈夫还是妻子来说，他们的依恋和归因方式都具有一致的地方。
3.1.2 夫妻婚姻质量的特点
采用配对样本T检验分析夫妻对总的婚姻质量及婚姻质量四个方面的感知是否存在差异（见表5）。首先，在婚姻质量总分上，夫妻不存在显著差异，也就是说总体上，夫妻对婚姻质量的知觉是较为一致的。进一步看四个维度上的差异，结果发现在婚姻满意度这一维度上，夫妻之间存在显著差异，即丈夫的婚姻满意度要显著高于妻子。
进一步分别考察丈夫和妻子在婚姻质量各维度得分上是否存在显著差异。结果见表6。
由表6可以得知，在婚姻质量的四个维度上，丈夫和妻子均是夫妻满意度得分高于和谐度得分、凝聚力以及情感表达的得分，并且达到了极其显著的水平。
采用相关分析进一步检验各基本变量与婚姻质量的关系。结果见表7。
由表7可知，从丈夫报告的方面来看，六个人口学变量与丈夫的婚姻质量总分均不存在显著相关。但是，婚龄与婚姻质量分量表中的满意度和夫妻凝聚力呈显著负相关，配偶的学历与婚姻满意度显著正相关、每天沟通时间与夫妻凝聚力显著正相关。而从妻子报告的方面来看，婚龄与婚姻质量总分呈显著负相关，而自身学历、配偶学历和夫妻总收入与总体婚姻质量呈显著正相关。妻子自身学历及配偶学历主要与婚姻满意度和凝聚力呈显著正相关。每天沟通时间和凝聚力显著正相关，子女数目与夫妻凝聚力显著负相关。
3.2 依恋风格、婚姻归因与婚姻质量的关系
3.2.1 依恋风格与婚姻质量的关系
采用Pearson相关分析考查依恋风格各维度与婚姻质量的相关。结果见表8。
由表8可以看出，对夫妻双方来说，各自回避依恋的得分与对方的婚姻质量各个维度均不存在相关。对丈夫而言，其焦虑依恋与自身的婚姻满意度、情感表达，以及妻子的婚姻质量总分和婚姻满意度呈显著负相关。对妻子而言，其回避依恋仅与自身的夫妻和谐度和情感表达呈显著负相关，但焦虑依恋除与夫妻凝聚力之间相关不显著外，与婚姻质量其他维度均呈显著负相关。可见，丈夫感知到的婚姻质量与妻子的依恋风格没有关系，妻子也仅是婚姻满意度受到丈夫依恋风格的影响。
3.2.2 夫妻依恋组合类型与婚姻质量的关系
前文的数据分析表明，依恋的回避和焦虑维度与婚姻质量存在显著负相关。因此，本研究拟将依恋回避维度和焦虑维度的均分，作为一个衡量个体依恋的分数，分值越高，表示消极依恋倾向越高。以中数为中间值将这个得分分为高低两组，小于中数的一半被试为低分组，大于中数的另一半被试为高分组。因此，在丈夫中，有93名为低分组，62名为高分组。在妻子当中，有71名被试为低分组，84名被试为高分组。根据丈夫和妻子各自的类型，可以得出夫妻间依恋的组合类型有四种，即夫妻双方低消极依恋组、丈夫低消极依恋妻子高消极依恋组、丈夫高消极依恋妻子低消极依恋组、夫妻双方高消极依恋组。四种类型的夫妻对数和各自所占的百分比见表9。
由表9可见，夫妻均低消极依恋的类型最多（32.9％），而丈夫高消极依恋妻子低消极依恋的类型最少（12.9％）。而夫妻均高消极依恋和均低消极依恋的比例相当，这两种类型占了所有四种组合类型的60％。采用单因素方差分析检验夫妻间消极依恋的不同配对类型，在丈夫和妻子各自的婚姻质量上是否存在差异。结果见表10。
从表10可以看到，在不同夫妻依恋组合上，丈夫感知的婚姻质量在不同夫妻依恋组中没有发现显著差异，而妻子感知的婚姻质量存在显著差异，其婚姻质量从高到低的组分别为：夫妻均低消极依恋组、丈夫高妻子低消极依恋组、丈夫低妻子高消极依恋组、夫妻均高消极依恋组。
进一步事后比较发现，对丈夫而言，只有夫妻均低消极依恋组合的婚姻质量显著高于丈夫低妻子高消极依恋组，而其他两种组合彼此之间不存在显著差异。对妻子而言，夫妻均高消极依恋组的婚姻质量显著低于夫妻均低消极依恋组和丈夫高妻子低消极依恋组。因此，总体上看，对夫妻双方而言，夫妻均低消极依恋组合的婚姻质量最高。
3.2.3 婚姻归因与婚姻质量的关系
表11表明，对丈夫而言，除妻子所感知到的夫妻凝聚力外，其归因方式与自身和配偶的婚姻质量均呈显著负相关，相关系数的绝对值在0.225～0.435；对妻子而言，其归因方式主要与自身的婚姻质量各维度呈显著负相关，但在责任归因维度上和丈夫的婚姻质量有显著负相关。这说明，丈夫、妻子的婚姻归因方式除与自身的婚姻质量有关外，还影响到配偶感知到的婚姻质量。
3.2.4 依恋风格、婚姻归因对婚姻质量的影响
基于夫妻依恋风格对配偶婚姻各维度相关并不显著，仅对归因和婚姻质量的关系以结构方程模型的方法构建主—客体互倚模型，对研究提出的构想模型进行数据验证。由于依恋量表仅有两个维度，所以将回避和焦虑依恋的得分平均，作为一个总的依恋分数，其得分越高则表示消极依恋越高。模型拟合结果如图2所示。
首先，数据与模型的整体拟和状况比较理想。各项指标为：（df＝90）＝2.067，p＜0.001；NFI＝0.82；IFI＝0.90；CFI＝0.90；RMSEA＝0.08。根据Hu和Bentler等人（1999）推荐的模型拟合指标的理想数值来看，除了NFI略低，小于0.90外，其他指标都比较理想，这表明本研究的数据与构想的模型有着较好的拟和关系。进一步从测量模型的角度，夫妻婚姻归因和婚姻质量的分量表在潜变量上的载荷在0.44～0.89之间，均在p＜0.001水平上达到显著，表明了量表的有效性。而从结构模型的角度来看，丈夫的依恋风格不能直接显著预测自身和配偶的婚姻质量，但妻子的依恋风格可显著负向预测自身感知的婚姻质量（预测系数β＝10.016，p＜0.05）。这说明，对丈夫而言，归因方式在依恋对婚姻质量的影响中起着完全中介作用，而对妻子而言，归因方式只是起着部分中介作用。而在婚姻归因方式上，丈夫和妻子的归因方式均可显著负向预测各自感知到的婚姻质量（预测系数分别为β＝10.67，p＜0.001和β＝10.56，p＜0.001），这表明夫妻的归因方式对婚姻质量的主体效应显著。此外，在控制了夫妻婚姻归因方式对其自身婚姻质量的主体效应之后，丈夫的归因方式仍然会显著负向预测妻子感知到的婚姻质量（β＝10.17，p＜0.01）；而妻子的归因方式并不能显著地预测丈夫的婚姻质量（β＝10.30，p＝0.077）。这表明，在控制了夫妻自身的主体效应之后，对妻子而言，丈夫的婚姻质量较少地受到配偶归因方式的影响。
4 讨论
4.1 依恋风格、婚姻归因和婚姻质量的现状
4.1.1 夫妻依恋风格
从研究结果可以看到，性别在依恋回避和依恋焦虑两维度上差异均不显著。这充分验证了Lopez等人（2002）和Creasey（2001）的研究结果。Lopez等（2002）采用ECR研究发现，性别与依恋焦虑和依恋回避都没有关系。进一步考察夫妻依恋的组合发现，夫妻均高消极依恋和均低消极依恋的组合占了所有4种类型组合的60％，这似乎意味着具有相同依恋类型的人，更可能成为夫妻。前人研究表明，人们倾向于与自己具有相同特质的人结婚（Burgess,1943）。这是否也意味着依恋类型更相似的人，更有可能成为夫妻？家庭治疗师Bowen认为，人们在选择配偶时，倾向于选择自我分化水平与自己相似的。因此，也存在着这样的可能，即越担心被伴侣抛弃的人，越倾向于寻找在关系中依赖性较强的配偶。一方面，因为对方与自己对关系有相同的需求，很容易预测对方的行为，这样会给自己带来安全感。另一方面，可能是夫妻在长时间相处后，相互影响、相互塑造，促使夫妻在对伴侣的依恋方式上更相似。
4.1.2 夫妻婚姻归因
在婚姻归因方式上，夫妻双方均是因果归因的得分最高，其次是责备归因，责任归因的得分最低。但在因果归因和责备归因这两个维度上，妻子比丈夫有更多的消极归因。说明性别角色是影响个体归因方式差异的一个原因（Feather & Simon,1975; Deaux & Emswiller,1974；刘永芳，1998）。妻子更倾向于认为婚姻问题由配偶造成，造成婚姻事件的原因会影响婚姻的其他方面，是配偶的过错，认为配偶应受到惩罚及责怪配偶。而在责任归因方面，丈夫和妻子没有显著差异，说明夫妻双方在判断婚姻问题多大程度上由配偶有意造成的、配偶多大程度上是无理的以及多大程度上反映了配偶的自私倾向方面，夫妻的看法具有一致性。
4.1.3 夫妻婚姻质量
从夫妻报告的婚姻质量来看，总体上处于一个中等的水平，表明夫妻感知到的婚姻质量不高。在婚姻质量总分上夫妻不存在显著差异，也就是说夫妻对婚姻质量的知觉是较为一致的。但进一步分析发现，在婚姻满意度这一维度上，丈夫对婚姻的满意度显著高于妻子。这可能因为在家庭生活中，妻子对家庭和婚姻的投入更多，相应地也期待能够得到来自婚姻的更多回报；而丈夫可能把更多的精力用于工作或家庭之外的其他事务，对婚姻关系的投入较妻子少，期待较低，因此较容易感到满意。这一点与西方的众多研究都比较一致。例如Levenson等人（1993）针对婚姻研究的综述中指出丈夫往往比妻子报告的婚姻质量更高，满意度更高，而且丈夫往往更容易从婚姻当中获益，即使是从失败的婚姻当中也是如此。同时，因为在家庭生活中，丈夫常常是受到妻子照顾的一方，丈夫和妻子在婚姻中得到的好处是有差别的。因此，妻子往往更敏感地觉察到婚姻互动的不足，对婚姻的期待更高，因而会更多地产生对婚姻的失望和不满，而丈夫一般对夫妻关系持更乐观的态度（Bernard,1966）。需要注意的是，本研究发现丈夫与妻子在婚姻质量的其他3个维度，婚姻和谐度、夫妻凝聚力和情感表达上差异并不显著，这与西方众多关于婚姻质量的性别差异研究所取得的结果并不完全一致（Rogers,2000），其中原因有待进一步考查。
对丈夫和妻子而言，均是婚龄与夫妻凝聚力显著负相关，每天沟通时间与夫妻凝聚力显著正相关。就家庭生命周期来看，大量的研究表明婚姻满意度在婚后的几十年里呈U形曲线状态（Glenn & Mclanahan,1982）。这可能是因为结婚时间越长，婚姻生活越趋于平淡，甚至可能发生较多的争吵，双方共同娱乐、分享情感的频率降低导致满意度和夫妻凝聚力降低。而如果每天沟通时间越多，相应地意味着一起做事、娱乐的频率越高，因而夫妻凝聚力越高。从妻子报告的方面来看，自身学历及配偶学历与婚姻满意度和凝聚力呈显著正相关，可能是因为学历高者，越注重婚姻生活的质量，越用心呵护婚姻关系带来的结果。子女数目与夫妻凝聚力显著负相关，因为妻子是孩子的主要照顾者，孩子越多，妻子花在照顾孩子身上的时间也越多，导致夫妻双方能够共同从事一些娱乐、活动和彼此交流分享的机会越少（Glenn & Mclanahan,1982）。夫妻总收入主要与满意度、夫妻凝聚力显著正相关。这可能因为在家庭中，妻子往往负责购买各种日常生活所需物品，经济收入越高，妻子可支配的自由度越大，对婚姻的满意度也会更高。
4.2 依恋风格、婚姻归因和婚姻质量的关系
4.2.1 依恋风格和婚姻质量的关系
（1）依恋风格对婚姻质量的主体效应
研究结果表明，妻子的依恋风格可显著负向预测自身感知的婚姻质量，即妻子的依恋风格越消极，则自身感知到的婚姻质量越低。这与以往研究结果相一致（Jennife,2004; Brennan & Shaver,1995; Collins & Read,1990）。但同时，本研究发现，丈夫的依恋风格并不能显著预测自身的婚姻质量。这一结果与以往研究结果是相矛盾的，以往的大量研究均指出丈夫和妻子在依恋风格和婚姻质量的关系中，并不存在性别差异（Feeney & Callan,1994; Simpson,1990）。这可能是在同时考察婚姻归因的情况下，男性多会依据自己的理性来判断，而女性仍会较多依赖与他人的情感连结来做出评价（Rotenberg,2005）。考察夫妻依恋组合类型时，也发现了这一特点，即在不同夫妻依恋组合上，妻子感知的婚姻质量存在显著差异，而丈夫并不存在这一差异。这也从一个侧面证明了女性对婚姻质量的感知比男性更加受到依恋关系的影响。
（2）依恋风格对婚姻质量的客体效应
值得注意的是，以往研究指出，依恋风格与婚姻质量之间存在伴侣效应（Collins & Read,1990）。尤其是中国男性的依恋对中国女性的关系满意度有直接作用（陈燕蕾，2008）。但本研究并没有证实这一结论，妻子的依恋风格与丈夫的婚姻质量不存在相关，丈夫的依恋也未能直接预测妻子的婚姻质量。即在本研究中，丈夫依恋对婚姻质量直接的主、客体作用都不显著，可能是因为男性一般是理性占主导，他们很少会在妻子面前表现出对彼此关系的感受，因此其依恋风格对妻子婚姻质量并不会带来直接影响，而很有可能是他们对婚姻事件所做的理性分析对妻子感知到的婚姻质量起着更为重要的作用。
4.2.2 婚姻归因和婚姻质量的关系
（1）婚姻归因对婚姻质量的主体效应
本研究结果表明，婚姻归因与婚姻质量均存在显著负相关。这与Stander等人（2001,2003）的研究结果是相一致的，在他对旅居美国的中国夫妇和美国夫妇的对比研究中发现，中美夫妇的婚姻归因3个维度均与婚姻质量存在显著负相关，而且在中国夫妻身上，婚姻归因和婚姻质量之间存在着更强的相关。这表明，当婚姻事件发生时，个体如果做出更多的消极归因，将导致更低的婚姻质量。Gottman（1993）认为，婚姻困扰的夫妻和没有婚姻困扰的夫妻相比，更倾向于将消极的关系事件归因于配偶身上或者婚姻关系中其他稳定的消极原因。满意感高的夫妻倾向于将伴侣的积极行为视为稳定的、内部的原因，而把消极的行为归于暂时的、外部的原因。从实践的角度出发，对婚姻事件的消极解释必然带来关系中的低满意感。
进一步分析表明，丈夫和妻子的归因均能显著预测自身感知到的婚姻质量。研究所揭示的归因对婚姻质量的预测作用与Karney和Bradbury（1995）的研究结果相一致，在他们对新婚夫妇进行为期4年的追踪研究中发现，婚姻早期对伴侣行为的归因能预测随后婚姻满意度的变化。因此，本研究也预示着归因是婚姻治疗中一个重要的干预成分，为临床实务工作者通过改变归因来提升夫妻婚姻质量提供一定的理论支持。
（2）婚姻归因对婚姻质量的客体效应
本研究进一步证实，夫妻各自的婚姻归因方式除了可以显著地预测自身感知到的婚姻质量，即夫妻的归因方式对婚姻质量的主体效应显著外，还发现丈夫和妻子的归因方式对配偶的婚姻质量也存在着不同程度的影响，即夫妻的归因方式对婚姻质量也具有不同程度的客体效应。这种不同主要体现在丈夫的归因方式在控制了夫妻双方归因方式的主体效应之后，仍然可以显著地预测妻子感受到的婚姻质量。具体为丈夫的消极归因越多，则妻子感受到的婚姻质量越低。与之不同的是，妻子的归因方式在控制了夫妻双方的主体效应之后，并不能显著地预测到丈夫感受到的婚姻质量。这种差异反映出夫妻对婚姻的归因对婚姻质量的影响存在性别差异。其中原因可能有以下两点：首先，相比男性而言，女性更为敏感，对自身婚姻的感知与其亲密关系的联结更为紧密（Acitelli,1992），因而其自身的婚姻质量可能在更大程度上受到配偶的影响。其次，个体在工作中取得的成就会影响其自身感知到的婚姻关系（Rogers,2003）。受中国传统文化影响，男性往往承担了更多的养家重任，因而相比妻子，丈夫感受到的婚姻质量可能会更多地受到工作方面的影响，而较少受妻子归因方式的影响。
4.2.3 婚姻归因在依恋风格和婚姻质量间的中介作用
本研究表明，依恋风格除直接影响妻子的婚姻质量外，主要是通过归因间接影响到夫、妻的婚姻质量，即归因方式在依恋对婚姻质量的影响中起着中介作用。这与以往的研究结果相一致（Rubenstein & Feldman,1993; Waller,1998），即个体依恋风格影响着个体的归因方式，并通过归因影响个体以及与人际关系有关的各种变量。不安全依恋的个体对不明确的伴侣行为和同伴的意图倾向于做出消极的归因（Mikulincer,1999）。消极的归因产生了消极的问题解决行为和消极情感，导致婚姻满意度的下降（Bradbury & Fincham,1991）。
5 结论
（1）夫妻对婚姻质量的总体知觉是较为一致的，但在婚姻满意度这一维度上，丈夫显著高于妻子。
（2）夫妻双方在依恋风格的两个分量表上不存在显著差异，但在婚姻归因上，妻子比丈夫表现出了更多的消极归因。
（3）妻子的消极依恋显著地负向预测自身感知到的婚姻质量，而丈夫的消极依恋对自身感知到的婚姻质量没有显著影响。
（4）在控制了丈夫、妻子的依恋风格、归因方式对其自身婚姻质量的主体效应之后，丈夫的依恋风格不能显著预测妻子感受到的婚姻质量，但其归因方式可以显著地预测妻子感受到的婚姻质量；然而妻子的归因方式并不能显著预测丈夫的婚姻质量。
注释：
① 中华人民共和国民政部．（2002）．中国民政统计年鉴－2002．北京：中国统计出版社．
② 中华人民共和国民政部．（2007）．2007年中国民政事业发展统计报告．北京：中国统计出版社．
③ 中华人民共和国民政部公报．京华时报，2010,2,4,http://www.xixik.com/content/4c59 ed654221cd34.
作者介绍：侯娟 方晓义，北京师范大学发展心理研究所，北京 100875；蔡蓉，北京信息科技大学人文社科学院，北京 100192 方晓义，男，北京师范大学发展心理研究所教授。E-mail:fangxy＠bnu.edu.cn.