原生家庭父母沖突、夫妻沖突解決模式與婚姻質(zhì)量的關(guān)系：基于主客體互倚模型的分析

張杉 劉雅慧 金燦燦

摘 要 采用問卷調(diào)查法，對(duì)263對(duì)夫妻的原生家庭父母沖突、夫妻沖突解決模式和婚姻質(zhì)量進(jìn)行測(cè)量。結(jié)果表明，（1）個(gè)體的原生家庭父母沖突與自身以及配偶的婚姻質(zhì)量呈顯著負(fù)相關(guān);（2）丈夫的原生家庭沖突可以預(yù)測(cè)自身以及妻子的沖突解決模式，妻子的原生家庭沖突可預(yù)測(cè)丈夫的沖突解決模式;（3）丈夫夫妻沖突解決模式在雙方原生家庭父母沖突對(duì)自身婚姻質(zhì)量的影響中存在完全中介效應(yīng)，妻子夫妻沖突解決模式在丈夫原生家庭父母沖突對(duì)自身婚姻質(zhì)量的影響中存在完全中介效應(yīng)。研究結(jié)果證實(shí)了原生家庭父母沖突可以通過夫妻沖突解決模式對(duì)自身或配偶的婚姻質(zhì)量產(chǎn)生影響。

關(guān)鍵詞 原生家庭父母沖突; 夫妻沖突解決模式; 婚姻質(zhì)量; 主客體互倚模型

分類號(hào) B849

DOI： 10.16842/j.cnki.issn2095-5588.2021.04.002

1 引言

俗語(yǔ)有云：“妻賢夫禍少，家和萬(wàn)事興。”個(gè)體成功的婚姻，不僅事關(guān)自身和配偶的幸福，也是家庭穩(wěn)定和延續(xù)的基石。家庭的穩(wěn)定會(huì)進(jìn)一步影響社會(huì)的安定和諧。因此，如何改善夫妻的婚姻情況，提升婚姻質(zhì)量成為學(xué)界和社會(huì)普遍關(guān)注的問題，而科學(xué)分析影響婚姻質(zhì)量的因素成為解決這一問題的前提和關(guān)鍵。

婚姻質(zhì)量被定義為已婚個(gè)體對(duì)自身婚姻情況的概括性主觀感受，是個(gè)體對(duì)配偶和夫妻關(guān)系的主觀評(píng)價(jià)（鄧遠(yuǎn)平，陳莉， 2019）。按照危險(xiǎn)性和保護(hù)性因素及模型的觀點(diǎn)，個(gè)體的婚姻質(zhì)量會(huì)受到外部遠(yuǎn)端環(huán)境因素和近端個(gè)體因素的影響（Jones， Forehand， & Armistead， 2002），其中原生家庭環(huán)境是一種重要的遠(yuǎn)端環(huán)境，研究表明，原生家庭的父-母-子女三角關(guān)系會(huì)影響到子女的婚姻質(zhì)量，如果原生家庭帶給個(gè)體消極的體驗(yàn)較多，個(gè)體在婚姻中的沖突也越多（Hejrat & Shakerian， 2016; Hu， Sze， Chen， & Fang， 2015）。可見，原生家庭的沖突和個(gè)體的婚姻質(zhì)量存在一定關(guān)系。

此外，近端因素也會(huì)對(duì)婚姻質(zhì)量產(chǎn)生影響。在婚姻關(guān)系中，作為一種近端因素，夫妻對(duì)于婚姻沖突的解決會(huì)影響到個(gè)體自身的婚姻質(zhì)量（Li， et al.， 2018）。情緒感染過程理論（Emotional Contagion Processes）認(rèn)為，夫妻之間能夠彼此覺察到對(duì)方的情緒狀態(tài)，這種狀態(tài)會(huì)對(duì)個(gè)體產(chǎn)生影響（Caughlin， Huston， & Houts， 2000），夫妻之間的沖突與無(wú)效的沖突解決方式會(huì)帶來不愉快的體驗(yàn)，伴侶間可以察覺到彼此的負(fù)面情緒，從而引發(fā)消極的心理與行為反應(yīng)，并對(duì)婚姻質(zhì)量造成不良影響（張榮， 2020）。已有研究表明，當(dāng)伴侶之間發(fā)生沖突時(shí)，個(gè)體積極地建設(shè)性地處理分歧有助于親密關(guān)系的維持（Appel & Shulman， 2015），而消極解決問題的模式（如責(zé)備、拒絕、命令伴侶）對(duì)夫妻關(guān)系滿意度存在負(fù)面影響，且個(gè)體感受到的伴侶間的消極溝通會(huì)破壞彼此間的親密關(guān)系（Overall & Mcnulty， 2016）。綜上，我們提出假設(shè)一：原生家庭父母沖突與婚姻質(zhì)量存在負(fù)相關(guān)關(guān)系;而積極的夫妻沖突解決模式與婚姻質(zhì)量呈正相關(guān)關(guān)系，消極的沖突解決模式與婚姻質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

不過，以往研究大多單獨(dú)考察原生家庭或夫妻沖突解決模式對(duì)婚姻質(zhì)量的影響。實(shí)際上按照遠(yuǎn)端和近端因素中介模型的觀點(diǎn)（金燦燦， 鄒泓， 李曉巍， 2011），各變量通過相互作用，共同影響婚姻質(zhì)量，而并不應(yīng)只關(guān)注某一變量的單獨(dú)作用。

個(gè)體原生家庭的沖突可能通過某些變量對(duì)個(gè)體的婚姻質(zhì)量產(chǎn)生影響。根據(jù)家庭系統(tǒng)理論以及社會(huì)學(xué)習(xí)理論（Bandura， 1986; Papero， 1990），家庭系統(tǒng)間具有相互聯(lián)系的特點(diǎn)（Dabone， Essuman， & Nyarkosampson， 2018），且父母會(huì)成為子女在婚姻中的模仿范本，子女會(huì)效仿原生家庭解決沖突的互動(dòng)模式（Gager， Yabiku， & Linver， 2016），父母沖突越多，子女的夫妻互動(dòng)模式可能越消極（Caroline， Tomo， Tanya， Deborah， & Nancy， 2015）。與西方不同，傳統(tǒng)上中國(guó)文化認(rèn)為，婚姻不僅是夫妻兩個(gè)人的事情，更是兩個(gè)家族的結(jié)合（袁曉嬌， 方曉義， 鄧林園， 藺秀云， 2015）。這又加劇了父母家庭系統(tǒng)對(duì)子女的夫妻家庭系統(tǒng)的作用。個(gè)體原生家庭沖突越多，他們?cè)诿鎸?duì)自身婚姻沖突時(shí)所使用的積極策略越少，婚姻質(zhì)量越差（Carr & Kellas， 2017; Knapp， Sandberg， Novak， & Larson， 2015）。因此父母的沖突可能會(huì)通過作用于子女的婚姻沖突解決方式進(jìn)而影響到子女的婚姻質(zhì)量。由此，我們提出假設(shè)二：夫妻沖突解決模式在原生家庭父母沖突和婚姻質(zhì)量的關(guān)系中起中介作用，即原生家庭父母沖突越多，夫妻沖突解決模式越消極，進(jìn)而婚姻質(zhì)量越差。

婚姻生活是一個(gè)交互作用的過程，夫妻之間存在緊密聯(lián)系，相互影響。家庭系統(tǒng)理論同樣認(rèn)為，各子系統(tǒng)內(nèi)部成員之間存在相互作用，個(gè)體自身的行為會(huì)對(duì)伴侶產(chǎn)生影響（周子涵， 劉學(xué)蘭， 賴曉璐， 金雯雯， 黃友強(qiáng)， 2018），因此，個(gè)體從原生家庭系統(tǒng)習(xí)得的行為或關(guān)系模式會(huì)在夫妻子系統(tǒng)中作用于配偶，并對(duì)配偶產(chǎn)生影響。據(jù)此可知，個(gè)體的婚姻質(zhì)量以及沖突解決模式可能不僅受到自身和自身家庭因素的影響，也會(huì)受到來自配偶或配偶原生家庭的影響。綜上提出假設(shè)三：夫妻彼此的原生家庭父母沖突可預(yù)測(cè)自身以及配偶的夫妻沖突解決模式及婚姻質(zhì)量。

當(dāng)前，較少有研究將夫妻雙方的原生家庭情況、夫妻的互動(dòng)模式以及婚姻質(zhì)量納入同一模型中進(jìn)行分析。而從代際關(guān)系與自身行為特點(diǎn)入手，探究婚姻質(zhì)量的影響因素，對(duì)避免或解決婚姻沖突、提升夫妻雙方的婚姻滿意度具有積極意義。因此，本研究采用主客體互倚模型，擬探究原生家庭父母沖突、夫妻沖突解決模式與婚姻質(zhì)量的關(guān)系，以及兩者對(duì)婚姻質(zhì)量的主客體效應(yīng)。

2 研究方法

2.1 研究對(duì)象

通過方便取樣的方式從北京、天津、上海、山東等地區(qū)，招募583名已婚夫妻參與調(diào)查，經(jīng)統(tǒng)計(jì)后剔除不認(rèn)真填答的無(wú)效問卷與未匹配成功問卷57份，最終收回有效問卷526份，即263對(duì)夫妻，有效回收率90.22%。丈夫的年齡在22歲至55歲之間，妻子的年齡在20歲至49歲之間，平均婚齡為6年，其中97.1%的夫妻為初婚。這些夫妻中，24.7%的夫妻無(wú)子女，62.2%的夫妻有1個(gè)子女，12.3%的夫妻有2個(gè)子女，0.8%的夫妻有三個(gè)或三個(gè)以上的子女。丈夫與妻子的受教育程度、職業(yè)、月收入情況見表1。

2.2 研究工具

2.2.1 原生家庭父母沖突

采用池麗萍、辛自強(qiáng)（2003）的父母沖突子女知覺量表（CPIC），該量表共有3個(gè)子量表，分別為沖突特征、威脅認(rèn)知以及自我歸因，該量表采用4點(diǎn)計(jì)分，分?jǐn)?shù)越高表明子女知覺到的父母沖突越嚴(yán)重。經(jīng)檢驗(yàn)，該量表可用于成年人群體（趙晨晨， 2011）。本研究中總體Cronbach's α系數(shù)為0.92，沖突特征、威脅認(rèn)知和自我歸因三維度的Cronbach's α系數(shù)分別為0.93、0.86、0.86，使用Amos 23.0進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，模型擬合結(jié)果為χ2/df=2.38，GFI=0.99，TLI=0.98，CFI=0.99，RMESA=0.05，SRMR=0.04。

2.2.2 夫妻沖突解決模式

采用Rahim（1983）編制，楊慧慧（2008）修訂的沖突調(diào)查量表（ROCI-Ⅱ）C部分，該量表共由5個(gè)因子，26個(gè)條目構(gòu)成。5個(gè)因子分別為整合型策略（關(guān)心自我程度高，關(guān)心配偶程度也高）、順從型策略（關(guān)心自我程度低，關(guān)心配偶程度高）、支配型策略（關(guān)心自我程度高，關(guān)心配偶程度低）、回避型策略（關(guān)心自我程度低，關(guān)心配偶程度也低）、妥協(xié)型策略（關(guān)心自我程度中等，關(guān)心配偶程度中等）;該量表采用5級(jí)評(píng)分法。修訂后的沖突調(diào)查量表5個(gè)維度的Cronbach's α系數(shù)分別為：0.83、0.77、0.81、0.96、0.70，其驗(yàn)證性因素分析結(jié)果為χ2/df=1.85，NFI=0.92，IFI=0.96，CFI=0.96，RMESA=0.04，SRMR=0.04。采用Amos 23.0對(duì)量表做進(jìn)一步二階因素分析，量表可抽出積極與消極沖突解決模式兩個(gè)維度，積極沖突解決模式包含整合型、順從型、妥協(xié)型沖突解決模式，這些模式的個(gè)體會(huì)在沖突時(shí)較多或適量的考慮到對(duì)方的感受;消極沖突解決模式包含回避型、支配型沖突解決模式，這些模式的個(gè)體在發(fā)生沖突時(shí)，較少考慮到對(duì)方的利益（趙麗嬌， 2020）。積極與消極沖突解決模式的相關(guān)為-0.62，二階模型的擬合指數(shù)為χ2/df=1.86，NFI=0.92，TLI=0.96，CFI=0.96，GFI=0.93，RMESA =0.04，SRMR=0.04。夫妻沖突解決模式的得分為將消極沖突解決模式中的2個(gè)因子反向計(jì)分后，與其余3個(gè)因子加和后求得的總均分，得分越高代表沖突解決模式越積極。

2.2.3 婚姻質(zhì)量

采用王宇中等（2009）編制的婚姻主觀感受量表（MPS），該量表共由3個(gè)因子，20個(gè)條目構(gòu)成，其中3個(gè)維度分別為夫妻互動(dòng)、家庭關(guān)系、夫妻沖突;該量表采用7點(diǎn)計(jì)分。量表總分為夫妻互動(dòng)維度得分加家庭關(guān)系維度得分減夫妻沖突維度得分，量表總分越高，表明其婚姻質(zhì)量越高。經(jīng)檢驗(yàn)，該量表具有較好的信效度，量表內(nèi)部一致性信度為0.93，夫妻互動(dòng)維度、家庭關(guān)系維度與夫妻沖突維度Cronbach's α系數(shù)分別為0.90、0.86、0.74，采用Amos 23.0進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，模型擬合結(jié)果為χ2/df=2.77，GFI=0.93，TLI=0.94，CFI=0.95，RMESA =0.06，SRMR=0.04。

2.2.4 人口學(xué)調(diào)查問卷

該問卷包括夫妻自身的性別、婚齡、職業(yè)、受教育程度、月收入等人口學(xué)變量。同時(shí)參考金燦燦（2013）的標(biāo)準(zhǔn)，將職業(yè)、受教育程度、月收入3個(gè)因素賦值合并，得到社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位得分。其中，職業(yè)賦值為：1“工人及其他職業(yè)”（農(nóng)林漁牧、生產(chǎn)、運(yùn)輸、設(shè)備操作人員、沒有工作或待業(yè)在家），2 “中層職業(yè)”（辦事人員或職員、商業(yè)、服務(wù)業(yè)人員、個(gè)體經(jīng)營(yíng)者），3“管理崗位”（國(guó)家公務(wù)員、企業(yè)事業(yè)單位中層管理人員、專業(yè)技術(shù)人員）;受教育程度賦值為：1“低學(xué)歷”（大專及以下）， 2“高學(xué)歷”（本科及以上），月收入賦值為：1“低收入”（月收入5000元以下）;2“高收入”（月收入5000以上）。將三因素得分相加，并將夫妻二人得分求取平均數(shù)，得分即為社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位得分，得分取值范圍為3～7分。

2.3 研究程序

本研究采用網(wǎng)絡(luò)測(cè)驗(yàn)的方法，使用問卷收集人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量、原生家庭父母沖突、夫妻沖突解決模式及婚姻質(zhì)量方面的數(shù)據(jù)。問卷采用統(tǒng)一的指導(dǎo)語(yǔ)，每份問卷的平均填寫時(shí)長(zhǎng)為7分鐘左右，在問卷填寫結(jié)束后會(huì)為每位被試發(fā)放5元被試費(fèi)作為報(bào)酬。數(shù)據(jù)收集完成后，運(yùn)用SPSS 22.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行管理和分析，采用Amos 23.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行模型分析。

3 研究結(jié)果

對(duì)夫妻之間原生家庭父母沖突、夫妻沖突解決模式以及婚姻質(zhì)量進(jìn)行相關(guān)分析發(fā)現(xiàn)，個(gè)體的婚姻質(zhì)量與其配偶的婚姻質(zhì)量及整合型、順從型和妥協(xié)型夫妻沖突解決模式、沖突解決模式總均分間存在顯著正相關(guān)，與其配偶的回避型、支配型夫妻沖突解決模式及原生家庭父母沖突間存在顯著負(fù)相關(guān)（見表4）。

3.3 原生家庭父母沖突、夫妻沖突解決模式和婚姻質(zhì)量的主客體互倚模型

為檢驗(yàn)個(gè)體的原生家庭父母沖突與自身以及配偶的婚姻質(zhì)量、夫妻沖突解決模式間的關(guān)系，采用主客體互倚模型進(jìn)行驗(yàn)證（見圖1）。

經(jīng)檢驗(yàn)，模型的擬合指數(shù)為，χ2/df=1.95，CFI=0.99，GFI=0.99，NFI=0.99，TLI=0.99，RMSEA=0.06，SRMR=0.03。采用 Bootstrap重復(fù)取樣2000次檢驗(yàn)中介效應(yīng)，計(jì)算95%的置信區(qū)間。檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，在丈夫及妻子對(duì)自身或配偶婚姻質(zhì)量影響的中介路徑中均未包含 0，即中介效應(yīng)顯著。妻子和丈夫的原生家庭沖突均可以通過影響丈夫的夫妻沖突解決模式影響丈夫的婚姻質(zhì)量，同時(shí)妻子的夫妻沖突解決模式在丈夫原生家庭沖突對(duì)妻子婚姻質(zhì)量的影響中存在完全中介效應(yīng)。該模型存在部分的主體效應(yīng)和客體效應(yīng)，從主體效應(yīng)來看，丈夫原生家庭父母沖突對(duì)其自身的夫妻沖突解決模式存在負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β=-0.15， p<0.05），且個(gè)體的夫妻沖突解決模式對(duì)自身的婚姻質(zhì)量有顯著的正向預(yù)測(cè)作用（β夫=0.72， p<0.001;β妻=0.76， p<0.001）。從客體效應(yīng)看，個(gè)體原生家庭父母沖突對(duì)配偶的夫妻沖突解決模式均存在顯著的負(fù)向預(yù)測(cè)作用（β夫→妻=-0.22， p<0.001;β妻→夫=-0.14， p<0.05）。研究結(jié)果與假設(shè)二、三基本相符。

4 討論

4.1 原生家庭父母沖突、夫妻沖突解決模式和婚姻質(zhì)量的關(guān)系

通過研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，個(gè)體的原生家庭父母沖突越少，其自身的婚姻質(zhì)量越好，這一發(fā)現(xiàn)與以往研究結(jié)果相吻合（Kuo， et al.， 2017），也與家庭系統(tǒng)理論相吻合。該理論提出，原生家庭父母的關(guān)系模式與子女的夫妻關(guān)系模式存在代際傳遞現(xiàn)象（畢愛紅， 郝樹偉， 吳任鋼， 2019），因此，個(gè)體成長(zhǎng)的家庭環(huán)境和個(gè)體未來的婚姻息息相關(guān)，父母沖突較多時(shí)，子女會(huì)復(fù)制父母的關(guān)系模式，從而對(duì)自身婚姻關(guān)系造成不良影響。此外，父母沖突越少，個(gè)體越傾向于使用整合型、順從型或妥協(xié)型等較為積極的夫妻沖突解決模式，其婚姻質(zhì)量也越高，反之感知到的父母沖突越多，個(gè)體越傾向于使用回避型、支配型等消極夫妻沖突解決模式，其婚姻狀況越差。有研究表明，在沖突時(shí)感同對(duì)方，即考慮到并認(rèn)同對(duì)方的感受有助于問題的解決（蘇珊， 2014），父母婚姻沖突較少時(shí)，子女更易習(xí)得較為積極有效的沖突解決模式，例如整合型沖突解決模式等，積極的沖突解決策略均會(huì)較多的顧及到對(duì)方的感受，因此有利于問題的解決，并有利于雙方婚姻關(guān)系的發(fā)展。

另外，個(gè)體的原生家庭父母沖突與其配偶的夫妻沖突解決模式總均分以及婚姻質(zhì)量存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。家庭系統(tǒng)理論認(rèn)為，家庭成員在任何子系統(tǒng)中產(chǎn)生的情緒感受與行為模式都會(huì)影響其他家庭成員在該系統(tǒng)中的情緒情感或行為模式（李苗苗， 者亞囡， 陰桐桐， 邢曉沛， 2019）。個(gè)體的沖突解決方式與婚姻質(zhì)量會(huì)受到來自自身原生家庭沖突的負(fù)面影響，并通過夫妻子系統(tǒng)對(duì)配偶的情感狀態(tài)與行為造成不良影響，并導(dǎo)致配偶的消極沖突解決方式和不良的婚姻關(guān)系。

4.2 原生家庭父母沖突、夫妻沖突解決模式和婚姻質(zhì)量的主客體互倚模型

從結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果中可以看出，丈夫的夫妻沖突解決模式在原生家庭父母沖突和婚姻質(zhì)量中起完全中介作用。根據(jù)社會(huì)學(xué)習(xí)理論，個(gè)體通過對(duì)身邊人或事物的觀察，學(xué)習(xí)到相應(yīng)的行為（劉莎， 2018），子女在原生家庭中成長(zhǎng)，長(zhǎng)期與父母相處，并觀察到父母的行為與言談，子女在此過程中逐漸習(xí)得父母的婚姻相處模式，進(jìn)而影響到自身處理夫妻沖突的方式。此外，依據(jù)情緒感染理論，在處理夫妻沖突時(shí)，若個(gè)體較多的使用消極的問題解決方式，不顧及配偶的感受，會(huì)導(dǎo)致配偶的負(fù)性情緒增加（zgü & Tanrverdi， 2018），而配偶的情緒問題又會(huì)對(duì)個(gè)體自身產(chǎn)生負(fù)面影響，進(jìn)而導(dǎo)致了自身婚姻質(zhì)量的降低。同時(shí)，若個(gè)體使用積極的問題處理方式，出現(xiàn)沖突時(shí)為對(duì)方考慮，讓對(duì)方感覺到善意，也會(huì)有助于婚姻質(zhì)量的提升。因此原生家庭父母沖突可以通過影響個(gè)體的沖突解決模式影響到婚姻質(zhì)量。

除此之外，自身的原生家庭父母沖突均可以預(yù)測(cè)配偶的沖突解決模式，并最終影響配偶的婚姻質(zhì)量。該結(jié)果也可以用社會(huì)學(xué)習(xí)理論與家庭系統(tǒng)理論來解釋，即個(gè)體從原生家庭中習(xí)得面對(duì)沖突的解決方式，通過長(zhǎng)期相處，持續(xù)地作用于同處在夫妻子系統(tǒng)的配偶身上，并對(duì)配偶的行為模式產(chǎn)生了影響，而配偶在面對(duì)婚姻問題時(shí)的行為模式會(huì)最終影響到其婚姻關(guān)系（Sadeghifard， Samavi， & Mohebbi， 2016）。但在該研究中妻子原生家庭父母沖突不能預(yù)測(cè)自身的沖突解決模式，即主體效應(yīng)不顯著。這可能是由于丈夫與妻子原生家庭父母沖突間存在顯著相關(guān)關(guān)系，丈夫的原生家庭沖突影響了妻子原生家庭沖突對(duì)自身夫妻沖突解決模式的作用，從而對(duì)模型的擬合產(chǎn)生了影響。從另一個(gè)角度來說，這也顯示出丈夫原生家庭父母沖突相對(duì)于妻子原生家庭沖突對(duì)二人的小家庭更具影響力，從側(cè)面反映了當(dāng)代中國(guó)家庭以男方或男方原生家庭為主導(dǎo)的現(xiàn)狀。

4.3 研究不足與貢獻(xiàn)

本研究還存在一定不足。第一，在被試的選取上，采用網(wǎng)絡(luò)方便取樣，大多選取的是婚齡6年以下的夫妻，結(jié)婚時(shí)長(zhǎng)較短。未來的研究需要更加嚴(yán)謹(jǐn)?shù)某闃臃椒ㄒ缘玫礁叽硇院屯茝V意義的結(jié)果。第二，本研究采用的是橫斷研究，探討的是原生家庭沖突、夫妻沖突解決模式與婚姻質(zhì)量間可能的作用模式，并非確定的因果關(guān)系。第三，個(gè)體的原生家庭沖突直接作用于自身的認(rèn)知、態(tài)度及人格特質(zhì)，再引發(fā)出不同的沖突解決模式。因此，未來應(yīng)該更多地對(duì)個(gè)體自身變量進(jìn)行探究。第四，沒有探討夫妻各自的沖突解決模式對(duì)配偶婚姻質(zhì)量的影響，即夫妻沖突解決模式影響婚姻質(zhì)量的客體效應(yīng)。

當(dāng)然，本研究結(jié)果對(duì)于未來的應(yīng)用研究有一定參考價(jià)值。首先，鑒于夫妻沖突解決模式的重要作用，為提升婚姻質(zhì)量而進(jìn)行夫妻沖突解決輔導(dǎo)可能是一個(gè)有效的策略。其次，使父母意識(shí)到自身婚姻生活對(duì)子女婚姻質(zhì)量的重要影響，從代際傳遞視角入手，提前預(yù)防和及早干預(yù)。

5 結(jié)論

（1）個(gè)體的原生家庭父母沖突與自身以及配偶的婚姻質(zhì)量呈顯著負(fù)相關(guān);

（2）丈夫的原生家庭沖突可以預(yù)測(cè)自身以及妻子的沖突解決模式，妻子的原生家庭沖突可預(yù)測(cè)丈夫的沖突解決模式;

（3）丈夫夫妻沖突解決模式在雙方原生家庭父母沖突對(duì)自身婚姻質(zhì)量的影響中存在完全中介效應(yīng)，妻子夫妻沖突解決模式在丈夫原生家庭父母沖突對(duì)自身婚姻質(zhì)量的影響中存在完全中介效應(yīng)。

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