強(qiáng)袁嫣 曹賢才 王大華

依戀內(nèi)部工作模型與老年人婚姻滿意度的關(guān)系：基于夫妻成對數(shù)據(jù)的分析*

強(qiáng)袁嫣1曹賢才2,3,4王大華1

(1北京師范大學(xué)發(fā)展心理研究院, 北京 100875) (2教育部人文社會科學(xué)重點(diǎn)研究基地天津師范大學(xué)心理與行為研究院;3天津師范大學(xué)心理學(xué)部;4學(xué)生心理發(fā)展與學(xué)習(xí)天津市高校社會科學(xué)實(shí)驗(yàn)室, 天津 300387)

依戀內(nèi)部工作模型反映了個(gè)體在關(guān)系中對自我和他人的認(rèn)知, 雖然有很多研究證實(shí)了依戀風(fēng)格與關(guān)系質(zhì)量存在緊密關(guān)聯(lián), 但自我和他人兩個(gè)工作模型是否在預(yù)測關(guān)系質(zhì)量上存在差異性尚未得到明確回答。本研究以老年群體為研究對象, 直接考察自我模型與他人模型分別以怎樣的方式預(yù)測婚姻滿意度。研究使用問卷法對112對老年夫妻的內(nèi)部工作模型、夫妻依戀取向、婚姻滿意度等進(jìn)行了測量, 采用中介模型、交叉互倚模型以及方差分析分別從被試個(gè)體、夫妻主客體效應(yīng)、以及夫妻匹配模式三個(gè)分析視角考察了依戀的兩種內(nèi)部工作模型與婚姻滿意度的關(guān)聯(lián)性。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 相比他人模型, 老年人自我模型與婚姻滿意度的關(guān)聯(lián)更為密切, 且可以通過夫妻依戀雙維度對其產(chǎn)生影響。但同時(shí)也發(fā)現(xiàn), 老年人依戀的內(nèi)部工作模型與婚姻滿意度的關(guān)聯(lián)受到夫妻角色差異的影響：對于丈夫而言, 自我模型與婚姻滿意度的關(guān)聯(lián)更為緊密, 這可能與中國傳統(tǒng)文化中的男性主導(dǎo)地位有關(guān); 而對于妻子而言, 他人模型與婚姻滿意度的關(guān)系更為緊密, 這可能與女性在社會互動中更傾向于關(guān)系導(dǎo)向有關(guān), 也可能是傳統(tǒng)文化中的“夫?yàn)槠蘧V”對老年女性的影響使然。

內(nèi)部工作模型, 依戀, 婚姻滿意度, 匹配模式, 交叉互倚模型

1 引言

進(jìn)入老年期之后, 由于社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)逐漸縮小(Carstensen, 1992; van Assche et al., 2013), 婚姻關(guān)系對老年人的身心健康變得尤為重要(Chin & Feeney, 2022; Antonucci et al., 2004)。研究發(fā)現(xiàn), 伴侶是老年人最重要的照料者(Barrett & Lynch, 1999), 有伴侶的老人相比無伴侶的老年人更為健康(Schone & Weinick, 1998)。除此之外, 婚姻質(zhì)量還可以預(yù)測老年人身心健康水平, 例如, 婚姻滿意度高的老年人幸福感更高(Carr et al., 2014), 有更少的消極情緒(王巖等, 2014)和身體疾病(Korporaal et al., 2013)?；橐鰸M意度(marital satisfaction)是衡量婚姻幸福感與穩(wěn)定性的一個(gè)常見概念(Khalatbari et al., 2013), 也是衡量生活滿意度與家庭功能的最重要指標(biāo)之一, 對個(gè)體身心健康、工作表現(xiàn)和人際交往都有重要影響(Tavakol et al., 2017)。研究顯示, 成年人的婚姻滿意度呈現(xiàn)U型變化模式, 老年人往往比中青年體驗(yàn)到更高的婚姻滿意度(Rollins & Cannon, 1974)。

依戀被認(rèn)為是親密關(guān)系的核心成分(Miller et al., 2009), 有許多研究者探討過成人依戀特征與婚姻滿意度的關(guān)系?？傮w而言, 擁有安全型依戀的個(gè)體比非安全型體驗(yàn)到更高的婚姻滿意度(Banse, 2004; Rosalina et al., 2020; Meyers & Landsberger, 2002)。老年人群中也有類似證據(jù)(王大華, 2013), 但同時(shí), 有一些研究發(fā)現(xiàn), 老年人的依戀特征相比中青年存在不同之處。例如, 老年人冷漠型依戀的比例遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于年輕人, 大約是后者的三倍(Magai et al., 2001; Magai et al., 2000)。同時(shí), 這一變化似乎表現(xiàn)出某種適應(yīng)性特點(diǎn), 如Webster (1997)發(fā)現(xiàn)安全型與冷漠型的老年人均報(bào)告了更高的主觀幸福感。

由于婚姻滿意度和依戀特征都隨增齡而出現(xiàn)一些變化, 要深入理解老年人依戀與婚姻滿意度的關(guān)聯(lián), 僅通過外在的依戀特征進(jìn)行考察是不充分的, 還應(yīng)該深入到內(nèi)在的認(rèn)知表征, 即依戀的內(nèi)部工作模型(IWM, Internal Working Model)。依戀理論認(rèn)為內(nèi)部工作模型包含自我和他人兩個(gè)模型, 這兩個(gè)模型與老年人婚姻滿意度的關(guān)聯(lián)模式或許存在差異。此外, 在婚姻關(guān)系中, 丈夫與妻子扮演著不同的角色, 這可能也會影響內(nèi)部工作模型與老人婚姻滿意度的關(guān)聯(lián)模式。

1.1 依戀的內(nèi)部工作模型：自我和他人模型

內(nèi)部工作模型最初由Bowlby (1969)提出, 代表個(gè)體在生命早期與依戀對象的互動中形成的關(guān)于自身與對方的心理表征。后期, Bartholomew和Horowitz (1991)擴(kuò)展了內(nèi)部工作模型的內(nèi)容, 認(rèn)為其包含自我與他人兩種模型, 并分別具有積極與消極兩個(gè)維度。因此, 作為依戀理論的一個(gè)核心概念, 內(nèi)部工作模型代表了個(gè)體對于自我是否值得被愛以及他人是否值得信賴的基本觀點(diǎn)與看法(Griffin & Bartholomew, 1994)。在成年后的人際環(huán)境中, 這些工作模型會成為解釋過濾器, 使得個(gè)體在新經(jīng)歷和新關(guān)系中重構(gòu)一種與過去經(jīng)歷和期望相一致的關(guān)系模式(Thompson, 2006)。因此, 內(nèi)部工作模型可以對人們在日常人際情境中的行為起到指導(dǎo)作用(Dykas & Cassidy, 2011), 引導(dǎo)個(gè)體對未來關(guān)系進(jìn)行加工與處理(Collins, 1996), 并影響個(gè)體對關(guān)系質(zhì)量(例如婚姻滿意度)的評估(Collins & Read, 1990)。

由于內(nèi)部工作模型是個(gè)體心理內(nèi)部的認(rèn)知表征而無法直接觀測, 研究者一般通過測量外部依戀風(fēng)格的方式間接測量內(nèi)部工作模型, 例如Collins和Read (1994)編制的關(guān)系問卷(RQ, Relationship Questionnaire)。Bartholomew和Horowitz (1991)認(rèn)為依戀風(fēng)格與內(nèi)部工作模型具有如下的對應(yīng)關(guān)系：冷漠型依戀(dismissing attachment style, 具有積極自我和消極他人的內(nèi)部工作模型)、安全型依戀(secure attachment style, 具有積極自我和積極他人的內(nèi)部工作模型)、貫注型依戀(preoccupied attachment style, 具有消極自我和積極他人的內(nèi)部工作模型)和恐懼型依戀(fearful attachment style, 具有消極自我和消極他人的內(nèi)部工作模型)。更多的研究者采用依戀取向(attachment orientations)來評估個(gè)體的外在依戀特征, 與依戀風(fēng)格一樣, 這也是衡量個(gè)體外在依戀特征的指標(biāo)。不同的是, 依戀取向通常采用連續(xù)維度進(jìn)行評估, 最常用的兩個(gè)維度是依戀焦慮(attachment anxiety)和依戀回避(attachment avoidance) (Bartholomew & Horowitz, 1991)。做理論解釋的時(shí)候, 研究者同樣認(rèn)為依戀取向與內(nèi)部工作模型存在對應(yīng)關(guān)系：依戀焦慮對應(yīng)著自我模型, 表現(xiàn)為擔(dān)心自己被依戀對象拋棄的恐懼; 而依戀回避對應(yīng)著他人模型, 表現(xiàn)為個(gè)體對于依賴和親近感到不適, 傾向于過度自我依賴并伴有自我袒露困難(Luke et al., 2004)。

1.2 老年人的內(nèi)部工作模型與婚姻滿意度的關(guān)系

直接基于兩種內(nèi)部工作模型對婚姻滿意度進(jìn)行考察的實(shí)證研究很少, 老年群體的研究更為匱乏, 但這并不代表該問題無足輕重。相反, 區(qū)分兩種內(nèi)部工作模型進(jìn)行考察, 是成人依戀發(fā)展領(lǐng)域的一個(gè)重要理論問題, 因?yàn)樽晕夷Ｐ团c他人模型是兩種不同性質(zhì)的認(rèn)知表征。前者評價(jià)個(gè)體自身是否值得被愛, 后者則評價(jià)他人是否值得信賴, 二者的評價(jià)對象和內(nèi)容存在本質(zhì)不同(Griffin & Bartholomew, 1994)。因此, 直接通過依戀風(fēng)格考察其對婚姻滿意度的影響可能會混淆兩種不同內(nèi)部工作模型的功能。Chui和Leung (2016)采用依戀風(fēng)格考察依戀與浪漫關(guān)系滿意度時(shí)發(fā)現(xiàn), 雖然安全型、貫注型和恐懼型依戀都與浪漫關(guān)系滿意度存在顯著關(guān)聯(lián), 但進(jìn)一步的潛變量模型統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn)只有自我模型可以預(yù)測浪漫關(guān)系滿意度。這也預(yù)示著, 盡管安全型依戀(同時(shí)包含積極自我模型與積極他人模型)個(gè)體的婚姻滿意度更高(Meyers & Landsberger, 2002), 但無法說明這是自我模型還是他人模型在發(fā)揮作用。

隨著年齡的增長, 個(gè)體的自我和他人模型可能會展現(xiàn)出一些變化模式。相比年輕夫妻, 老年夫妻一般有著更長的婚齡, 婚姻關(guān)系也更為穩(wěn)定。在長期穩(wěn)定的關(guān)系中, 作為“夫妻共同體”, 伴侶或許也會成為個(gè)體自我概念的一部分(Aron et al., 2004), 因此, 在老年人的夫妻關(guān)系中, 或許自我模型會與婚姻關(guān)系的聯(lián)結(jié)更為密切。而對于他人模型而言, 針對老年人群的研究似乎與年輕人存在差異, 即消極他人模型似乎并不必然伴隨負(fù)面結(jié)果。例如老年人冷漠型依戀人數(shù)比例明顯增加, 這可能源于老人為應(yīng)對喪失的威脅而防御性地提升獨(dú)立性(Zhang & Labouvie-Vief, 2004); 又如安全型與冷漠型的老年人的主觀幸福感均較高(Webster, 1997)。此外, 內(nèi)部工作模型會隨著年齡的增長而逐漸復(fù)雜化, 除了一般性的他人模型外, 個(gè)體還會形成一系列特殊的內(nèi)部工作模型(如, 專門針對伴侶的他人模型) (王爭艷等, 2005)。因此, 一般性的他人模型與老年人婚姻關(guān)系的關(guān)聯(lián)可能沒有那么緊密。

除此之外, 在老年婚姻關(guān)系中, 丈夫與妻子承擔(dān)的角色存在差異, 這種差異可能影響到內(nèi)部工作模型在婚姻滿意度中的作用。有研究認(rèn)為, 老年人更加認(rèn)可傳統(tǒng)性別角色, 丈夫在家庭關(guān)系中往往占據(jù)主導(dǎo)地位, 而妻子處于依附地位(沈維瓊, 2005), 因此丈夫的自尊與自我模型可能更為重要, 也會對婚姻關(guān)系產(chǎn)生更大的影響。而妻子往往處于依附與順從地位(Ebrey, 2002), 因而其自我在婚姻關(guān)系中的重要性可能較低。同時(shí), 相比男性, 女性更偏于關(guān)系取向, 老年女性所擁有的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)往往大于老年男性(van Assche et al., 2013; Shaffer & Kipp, 2013), 再考慮到老年女性在長期婚姻關(guān)系中所處的從屬地位, 這都可能導(dǎo)致‘他人’對老年女性更為重要, 進(jìn)而更容易影響到她們的關(guān)系滿意度。

綜上, 本研究第一個(gè)目的是考察依戀的自我模型和他人模型與婚姻滿意度的關(guān)系是否存在差異, 以及丈夫和妻子是否表現(xiàn)出一致的關(guān)系模式。根據(jù)上述分析, 提出假設(shè)1：

假設(shè)1a：在老年婚姻關(guān)系中, 自我模型和他人模型均與婚姻滿意度存在顯著關(guān)聯(lián)。但自我模型相比他人模型與婚姻滿意度的關(guān)聯(lián)更為緊密。

假設(shè)1b：在老年婚姻關(guān)系中, 對于老年女性而言, 他人模型與婚姻滿意度的聯(lián)系更為緊密; 對于老年男性而言, 自我模型與婚姻滿意度的聯(lián)系更為緊密。

1.3 依戀的內(nèi)部工作模型與老年人婚姻滿意度的關(guān)系：中介路徑

Collins和Read (1994)提出的依戀層級模型表明, 成人依戀并不是一個(gè)單一的模式, 而是一個(gè)復(fù)雜的層級結(jié)構(gòu)。個(gè)體在與特定他人交往過程中, 會逐漸形成與他們的每一種特定關(guān)系相關(guān)的特定依戀(如夫妻依戀), 并只在特定關(guān)系中展現(xiàn)出來, 并可以很好地預(yù)測特殊的依戀關(guān)系; 而在多種特定依戀關(guān)系之上, 是個(gè)體基于與早期撫養(yǎng)者以及同伴互動形成的較為普遍的一般依戀, 適用于更為廣泛的人際關(guān)系與情境, 研究者提出, 這一早期的依戀表征作為原型(prototype), 會影響后期各種特定依戀關(guān)系的形成與發(fā)展(Collins, 1996; Fraley, 2002)。王大華等(2015)發(fā)現(xiàn), 老年人中僅有39.9%的個(gè)體具有相同類型的夫妻依戀與一般依戀, 這說明對于老年人而言, 一般依戀與夫妻依戀存在差異, 二者并不等價(jià), Ross和Spinner (2001)也有類似發(fā)現(xiàn)。

很多研究證明, 夫妻依戀與婚姻滿意度之間存在緊密聯(lián)系。例如, 老年夫妻依戀焦慮與依戀回避都可以負(fù)向預(yù)測婚姻滿意度(王大華, 2013; 王大華等, 2009)。其原因在于, 依戀回避的程度越高, 意味著個(gè)體的自我獨(dú)立性越強(qiáng), 越不愿意袒露自我與相信他人, 更可能陷入孤立的狀態(tài), 進(jìn)而導(dǎo)致婚姻滿意度下降; 而依戀焦慮程度越高, 意味著個(gè)體常常會擔(dān)心被拋棄, 憂慮伴侶不愿意支持與幫助自己, 從而容易陷入焦慮與緊張的狀態(tài), 進(jìn)而降低婚姻滿意度(Arnold et al., 2004)。

因此, 本研究第二個(gè)目的是檢驗(yàn)老年人依戀的內(nèi)部工作模型對婚姻滿意度的預(yù)測是否以夫妻依戀為中介, 以及丈夫和妻子的差異性。在假設(shè)1的基礎(chǔ)上, 進(jìn)一步提出假設(shè)2：

假設(shè)2a：老年人的自我模型可以通過夫妻依戀中的焦慮維度負(fù)向預(yù)測婚姻滿意度; 他人模型可以通過夫妻依戀中的回避維度負(fù)向預(yù)測個(gè)體婚姻滿意度。

假設(shè)2b：老年婚姻關(guān)系中, 丈夫的內(nèi)部工作模型影響婚姻滿意度的路徑主要是經(jīng)由自我模型影響夫妻依戀焦慮實(shí)現(xiàn)的; 妻子內(nèi)部工作模型影響婚姻滿意度的路徑主要是經(jīng)由他人模型影響夫妻依戀回避實(shí)現(xiàn)的。

1.4 依戀的內(nèi)部工作模型與老年人婚姻滿意度的關(guān)系：夫妻二元關(guān)系特征

在婚姻關(guān)系中, 夫妻作為一對互動關(guān)系體, 伴侶的存在也會對個(gè)體的婚姻滿意度產(chǎn)生影響, 本研究主要通過兩個(gè)視角對其進(jìn)行探討。首先是主客體效應(yīng)視角。在婚姻關(guān)系中, 夫妻是一對互動關(guān)系體, 個(gè)體的特征不僅會影響自身的結(jié)果變量(主體效應(yīng)), 也會對對方的結(jié)果變量產(chǎn)生影響(客體效應(yīng)) (侯娟等, 2010)。因此, 妻子或丈夫的婚姻滿意度不僅會受到自身的內(nèi)部工作模型的影響, 也可能受到伴侶的內(nèi)部工作模型的影響。以往雖然也有部分研究關(guān)注了婚姻關(guān)系中依戀的客體效應(yīng), 但是并沒有達(dá)成一致結(jié)論(Feeney, 1994; 王大華, 2013; Frazier et al., 1996)。而婚姻中內(nèi)部工作模型的客體效應(yīng)研究更是缺乏, 且其所使用的統(tǒng)計(jì)分析方法為多元線性回歸, 并不適合處理成對數(shù)據(jù)(朝陽瑞雪, 2008)。更適合探究主客體效應(yīng)的, 是Cook和Snyder (2005)提出的一種分析關(guān)聯(lián)數(shù)據(jù)的模型方法——主客體互倚模型(Actor-Partner Independence Model)。因此, 本研究第三個(gè)目的是, 基于夫妻成對數(shù)據(jù)和交叉互倚模型對婚姻滿意度中內(nèi)部工作模型的主客體效應(yīng)進(jìn)行探索, 并據(jù)此提出研究假設(shè)3：

假設(shè)3a：老年人依戀的內(nèi)部工作模型不僅會對自身的婚姻滿意度產(chǎn)生影響(即主體效應(yīng)), 也會對配偶的婚姻滿意度產(chǎn)生影響(即客體效應(yīng))。

假設(shè)3b：上述預(yù)測關(guān)系在丈夫和妻子之間存在差異, 丈夫主要表現(xiàn)出自我模型的主客體效應(yīng), 妻子則主要表現(xiàn)出他人模型的主客體效應(yīng)。

其次是匹配模式的視角。夫妻作為共同體, 雙方的互相影響除了體現(xiàn)在各自特質(zhì)方面, 還可以體現(xiàn)在雙方特質(zhì)的匹配方式上?；閼訇P(guān)系研究中, 雙方依戀的匹配模式也常常受到關(guān)注, 并得到一些有趣的發(fā)現(xiàn)。例如, 依戀特質(zhì)的相似匹配在伴侶選擇和婚姻初期的影響力不強(qiáng), 但是可能會對后期婚姻質(zhì)量有較大的影響 (Glicksohn & Golan, 2001; Luo & Klohnen, 2005); 又如, 夫妻在成人依戀特質(zhì)上相似性越高, 他們的婚姻滿意度與婚姻質(zhì)量就越高(朝陽瑞雪, 2008)。此外, Banse (2004)發(fā)現(xiàn), 已婚夫妻的關(guān)系滿意度可以被自身與伴侶的依戀風(fēng)格以及二者的組合所影響。因此, 本研究的第四個(gè)目的是考察老年夫妻內(nèi)部工作模型的匹配模式對婚姻滿意度的影響, 以及丈夫和妻子的差異性, 并據(jù)此提出研究假設(shè)4：

假設(shè)4a：老年夫妻的內(nèi)部工作模型相似性越高, 則婚姻滿意度越高。

假設(shè)4b：對于丈夫來說, 匹配的效應(yīng)體現(xiàn)在自我模型的相似性上; 對妻子來說, 則體現(xiàn)在他人模型的相似性上。

2 研究方法

2.1 被試

在北京市的10個(gè)社區(qū)招募到60歲以上老年夫妻共114對, 采用簡易精神狀態(tài)測驗(yàn)表(Mini- Mental State Examination, MMSE; Folstein et al., 1975), 剔除夫妻中認(rèn)知功能存在損傷的被試, 剩余有效被試共112對, 平均年齡為69.26歲(57～83,= 5.02), 平均婚齡43.63年(23～63,= 6.39, 其中學(xué)歷為初中及以下的被試101名, 高中/中專學(xué)歷54名, 大專及以上學(xué)歷69名)。

2.2 測量工具

2.2.1 婚姻滿意度

采用《ENRICH婚姻質(zhì)量問卷》(Olson et al., 1983)中的婚姻滿意度分量表測量老年人的婚姻滿意度, ENRICH婚姻質(zhì)量問卷包括12個(gè)因子：過分理想化、婚姻滿意度、性格相融性、夫妻交流、解決沖突的方式、經(jīng)濟(jì)安排、業(yè)余活動、性生活、子女和婚姻、與親友的關(guān)系、角色平等性及信仰一致性。其中婚姻滿意度分量表包括10個(gè)題目, 要求被試進(jìn)行從1 (代表完全不贊同)至5 (代表完全贊同)的評定, 通過測定婚姻10個(gè)方面的滿意度, 得出總滿意度。本研究中該量表的內(nèi)部一致性信度Cronbach’s α信度為0.823。本研究的分?jǐn)?shù)范圍是：17～50。

2.2.2 內(nèi)部工作模式

采用《關(guān)系問卷》(RQ; Bartholomew & Horowitz, 1991)對被試的一般依戀風(fēng)格進(jìn)行測量, 問卷包含4段描述, 每一段分別對應(yīng)一種依戀風(fēng)格, 分別是：貫注型(InternalIWM1)、恐懼型(InternalIWM2)、安全型(InternalIWM3)和冷漠型(InternalIWM4)。要求被試根據(jù)自己與他人相處過程中的感受對每一段話與自身的吻合程度進(jìn)行7點(diǎn)評分, 1代表“完全不同意”, 7代表“非常同意”。根據(jù)Griffin和Bartholomew (1994)設(shè)計(jì)的公式可以計(jì)算出自我模型和他人模型分?jǐn)?shù), 即：自我模型分?jǐn)?shù) = (InternalIWM3 + InternalIWM4) ? (InternalIWM1 + InternalIWM2); 他人模型 = (InternalIWM3 + InternalIWM1) ? (InternalIWM4 + InternalIWM2)。本研究分?jǐn)?shù)范圍分別為：(1)自我模型：?5～12; (2)他人模型：?10～8。

2.2.3 老年人夫妻依戀

采用翟曉艷等(2010)編制的《老年人夫妻依戀問卷》。本研究采用的是本土化開發(fā)的工具, 對測量本文化人群具有優(yōu)勢。問卷共包含15個(gè)項(xiàng)目, 要求被試根據(jù)自己與配偶的相處情況進(jìn)行7點(diǎn)評分, 其中1代表“非常不同意”, 7代表“非常同意”。問卷包含3個(gè)分量表：(1)依戀安全, 5個(gè)題項(xiàng); (2)依戀焦慮, 5個(gè)題項(xiàng); (3)依戀回避, 5個(gè)題項(xiàng)。本研究采用Mplus對3個(gè)分量表的合成信度(王孟成, 葉寶娟, 2014)進(jìn)行計(jì)算, 各分量表的合成信度分別為0.833, 0.712, 0.869。采用Mplus對量表數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析, 結(jié)果顯示χ2/= 1.85, RMSEA = 0.06, CFI = 0.93, SRMR = 0.05, 量表的結(jié)構(gòu)效度較好。在本研究中, 基于內(nèi)部工作模型與依戀維度的對應(yīng)性考慮, 選擇夫妻依戀焦慮與夫妻依戀回避作為研究變量。

2.2.4 老年人抑郁情緒

鑒于抑郁情緒是影響婚姻滿意度的重要變量(Fincham et al., 1997), 本研究將該變量納入?yún)f(xié)變量進(jìn)行控制。采用《老年抑郁量表15題版》(GDS-15; Burke et al., 1991; 梅錦榮, 1999)評估老年人的抑郁情緒。共15題, 采用“是/否”進(jìn)行作答, 1～0計(jì)分, 得分越高表示抑郁程度越嚴(yán)重。本研究中該量表的內(nèi)部一致性信度Cronbach’s α信度為0.675。

2.3 統(tǒng)計(jì)方法

研究采用SPSS 23.0和Dyad R對數(shù)據(jù)進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn), 交叉互倚模型分析以及方差分析。錄入數(shù)據(jù)時(shí), 每一對夫妻通過共享同一個(gè)編碼實(shí)現(xiàn)成對數(shù)據(jù)匹配, 在交叉互倚模型中, 丈夫和妻子可以通過該編號實(shí)現(xiàn)一對一匹配。采用Harman單因子檢驗(yàn)法(周浩, 龍立榮, 2004)進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn), 結(jié)果顯示解釋率最大的一個(gè)公因子解釋了31.02%的變異, 因此認(rèn)為不存在共同方法偏差。由于本研究存在缺失值, 因此研究使用了完全信息極大似然估計(jì)法進(jìn)行了缺失值插補(bǔ)(full information maximum likelihood, FIML)。

根據(jù)以往研究(Fincham et al., 1997; Senchak & Leonard, 1993; 陳華帥, 2009), 選取教育水平、收入水平和抑郁作為控制變量。研究首先通過SPSS 23.0中的PROCESS插件, 采用Bootstrap法研究了夫妻依戀在內(nèi)部工作模型與婚姻滿意度之間所起的中介效應(yīng), 并分性別角色來探究這種中介效應(yīng)在妻子與丈夫中是否存在差異; 之后, 通過Dyad R程序建立了內(nèi)部工作模型與婚姻滿意度的交叉互倚模型, 探究內(nèi)部工作模型的客體效應(yīng), 即個(gè)體的內(nèi)部工作模型是否會對伴侶的婚姻滿意度產(chǎn)生影響; 最后, 通過方差分析研究了內(nèi)部工作模型匹配模式對于婚姻滿意度的影響, 按照平均值將內(nèi)部工作模型分為高低組后, 比較4種匹配模式夫妻的婚姻滿意度差異。

3 結(jié)果

3.1 研究變量的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)矩陣

對研究中的核心變量進(jìn)行相關(guān)分析, 結(jié)果如表1所示, 只有自我模型與夫妻依戀回避和夫妻依戀焦慮存在顯著負(fù)相關(guān), 且與婚姻滿意度存在顯著正相關(guān)。而他人模型與這三個(gè)變量均不存在顯著相關(guān)性。當(dāng)將丈夫與妻子分開進(jìn)行分析時(shí), 對于丈夫來說, 只有自我模型與夫妻依戀焦慮、回避呈顯著負(fù)相關(guān), 并與婚姻滿意度呈顯著正相關(guān); 而對于妻子而言, 雖然自我模型與夫妻依戀、回避呈顯著負(fù)相關(guān), 但其與婚姻滿意度之間卻沒有相關(guān)性, 同時(shí), 妻子的他人模型雖然與夫妻依戀焦慮與回避沒有相關(guān)性, 但是卻與婚姻滿意度呈顯著正相關(guān)。

3.2 內(nèi)部工作模型對老年人婚姻滿意度影響的中介機(jī)制

在控制抑郁、教育水平和收入水平的條件下, 分析夫妻依戀在內(nèi)部工作模型與婚姻滿意度之間的中介作用。采用PROCESS插件的模型4, 參數(shù)估計(jì)采用bootstrap方法(重復(fù)取樣5000次, 置信區(qū)間95%)進(jìn)行多重中介效應(yīng)檢驗(yàn), 分別以自我模型與他人模型為自變量建立中介模型。

針對自我模型, 首先建立總模型, 再分性別建立中介模型, 總模型的多重中介效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 自我模型對婚姻滿意度的總效應(yīng)顯著(95% CI = [0.075, 0.530]), 總間接效應(yīng)顯著(95% CI = [0.103, 0.405]), 其中夫妻依戀焦慮與回避的特定依戀路徑均達(dá)到顯著水平(95% CI = [0.062, 0.278]; 95% CI = [0.020, 0.199]), 分別占總效應(yīng)的47.79%和29.52%。進(jìn)一步分析中介作用的性別差異時(shí)發(fā)現(xiàn)：對于丈夫來說, 夫妻依戀回避與夫妻依戀焦慮的中介作用均達(dá)到顯著水平(95% CI = [0.015, 0.340]; 95% CI =[0.081, 0.454]), 效應(yīng)量分別為0.292 (95% CI = [0.012, 1.144]和0.511 (95% CI = [0.164, 2.260]), 均達(dá)到顯著水平。對于妻子來說, 夫妻依戀焦慮的中介效應(yīng)不顯著(95% CI = [?0.005, 0.227]), 夫妻依戀回避的中介效應(yīng)達(dá)到顯著水平(95% CI = [0.0001, 0.178]), 但是效應(yīng)量不顯著(95% CI = [?0.618, 15.450]), 通常認(rèn)為該中介效應(yīng)不具有實(shí)際意義(溫忠麟等, 2016)。

表1 研究變量描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)矩陣(N = 224)

注：*< 0.05, **< 0.01

圖1 中介模型a (自我模型)

注：*< 0.05,***< 0.001, 使用非標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù), 模型中路徑和系數(shù)代表丈夫的數(shù)據(jù)結(jié)果：括號內(nèi)為妻子的路徑系數(shù); 實(shí)線為顯著, 虛線為不顯著。

針對他人模型, 同樣先建立總模型, 再分性別建立中介模型, 總模型的多重中介效應(yīng)檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 他人模型對婚姻滿意度的總效應(yīng)不顯著(95% CI = [?0.056, 0.473]), 總間接效應(yīng)不顯著(95% CI = [?0.091, 0.205]), 夫妻依戀焦慮與回避的特定依戀路徑均未達(dá)到顯著水平(95% CI = [?0.092, 0.081]; 95% CI = [?0.006, 0.180])。進(jìn)一步分析性別差異時(shí)發(fā)現(xiàn), 對于丈夫來說, 夫妻依戀回避與夫妻依戀焦慮的中介作用均未達(dá)到顯著水平(95% CI = [?0.028, 0.160]; 95% CI = [?0.008, 0.298])。對于妻子來說, 夫妻依戀焦慮與夫妻依戀回避的中介作用同樣均未達(dá)到顯著水平(95% CI = [?0.012, 0.294]; 95% CI = [?0.031, 0.160]), 但是妻子的他人模型對婚姻滿意度的總效應(yīng)顯著(95% CI = [0.097, 0.857]), 直接效應(yīng)也達(dá)到顯著水平(95%IC = [0.023, 0.700]), 說明對于妻子來說, 他人模型會對婚姻滿意度產(chǎn)生影響, 但是并不通過夫妻依戀產(chǎn)生作用。

圖2 中介模型b (他人模型)

注：*< 0.05,***< 0.001, 使用非標(biāo)準(zhǔn)化路徑系數(shù), 模型中路徑和系數(shù)代表丈夫的數(shù)據(jù)結(jié)果; 括號內(nèi)為妻子的路徑系數(shù)：實(shí)線為顯著, 虛線為不顯著。

3.3 內(nèi)部工作模型與婚姻滿意度的交叉互倚模型

根據(jù)Kenny等(2006)對于交叉互倚模型的研究, 本研究使用Kenny所設(shè)計(jì)的DyadR程序建立夫妻之間自我模型與婚姻滿意度的交叉互倚模型a, 以及夫妻之間他人模型與婚姻滿意度的交叉互倚模型b。

交叉互倚模型a表明, 丈夫自我模型的主效應(yīng)顯著(= 0.436,= 0.010), 效應(yīng)量= 0.242, 即丈夫的自我模型可以顯著正向預(yù)測自身的婚姻滿意度, 而丈夫自我模型的客體效應(yīng)不顯著(= ?0.113,= 0.501), 妻子自我模型的主體效應(yīng)(= 0.226,= 0.171)與客體效應(yīng)(= ?0.228,= 0.160)均不顯著。

圖3 交叉互倚模型a (自我模型)

注：*< 0.05,**< 0.01

交叉互倚模型b的統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn), 丈夫他人模型的主效應(yīng)不顯著(= 0.016,= 0.933), 客體效應(yīng)不顯著(= ?0.053,= 0.767)。妻子他人模型的主效應(yīng)顯著(= 0.471,= 0.014), 效應(yīng)量= 0.232, 客體效應(yīng)達(dá)到邊緣顯著水平(= 0.384,= 0.052), 效應(yīng)量= 0.197, 即妻子的他人模型可以預(yù)測丈夫的婚姻滿意度。

圖4 交叉互倚模型b (他人模型)

注：?0.1 << 0.05, *< 0.05

3.4 夫妻匹配模式對婚姻滿意度的影響

以總體樣本平均值為分界點(diǎn), 根據(jù)自我模型分?jǐn)?shù)將配對被試劃分為4種組合類型：(1)雙高組(丈夫和妻子自我模型分?jǐn)?shù)均高于總體樣本的平均值); (2)雙低組(丈夫和妻子自我模型分?jǐn)?shù)均低于總體樣本平均值); (3)夫高妻低組(丈夫分?jǐn)?shù)高于而妻子分?jǐn)?shù)低于總體樣本平均值); (4)夫低妻高組(丈夫分?jǐn)?shù)低于而妻子分?jǐn)?shù)高于總體樣本平均值)。同理, 根據(jù)他人模型分?jǐn)?shù)也將配對樣本劃分為上述4種組合類型。所得各組的描述性結(jié)果如表2所示。差異檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 各組在教育水平、收入水平及抑郁上均不存在顯著差異, 因此這些變量可不作為協(xié)變量納入后續(xù)的方差分析。

分別以自我模型和他人模型的4種組合類型為自變量, 以婚姻滿意度為因變量, 采用單因素多元方差分析考察4種組合類型在老年人婚姻滿意度上的差異。結(jié)果發(fā)現(xiàn), 自我模型的不同組合對老年人婚姻滿意度有顯著影響((3, 220)= 3.991,= 0.009, η2= 0.052), 事后LSD檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 夫妻雙方自我模型都高的組合的婚姻滿意度顯著高于自我模型不相似組合, 即夫高妻低組合(= 3.64,= 0.003)和夫低妻高組合(= 3.41,= 0.003); 而他人模型的匹配模式對婚姻滿意度沒有產(chǎn)生影響,(3, 220) = 1.282,= 0.282。

而后, 進(jìn)一步區(qū)分性別角色進(jìn)行方差分析后發(fā)現(xiàn), 丈夫的婚姻滿意度在自我模型不同分組上存在顯著差異((3, 108)= 4.177,= 0.008, η2= 0.104), 事后LSD檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn), 夫妻雙方自我模型都高的組合的婚姻滿意度顯著高于雙方自我模型不匹配的組合, 包括夫高妻低組合(= 3.899,= 0.028)和夫低妻高組合(= 5.664,= 0.001), 而在他人模型上并沒有發(fā)現(xiàn)這種匹配效應(yīng)((3, 108)= 0.993,= 0.399)。而妻子在自我模型((3, 108)= 1.324,= 0.271)與他人模型((3, 108)= 0.734,= 0.534)的各個(gè)分組上均不存在顯著差異。

4 討論

本研究考察了內(nèi)部工作模型與老人婚姻滿意度之間的關(guān)聯(lián)。得到以下發(fā)現(xiàn)：1)相關(guān)分析和總體樣本的中介模型分析都顯示, 自我模型與婚姻滿意度的關(guān)聯(lián)顯著(支持了假設(shè)1a); 2)在相關(guān)分析和分性別的中介模型中均顯示, 丈夫的自我模型與婚姻滿意度顯著關(guān)聯(lián), 而妻子的他人模型與婚姻滿意度顯著關(guān)聯(lián)(支持了假設(shè)1b); 3)中介分析顯示, 丈夫的自我模型經(jīng)由夫妻依戀回避與依戀焦慮顯著預(yù)測婚姻滿意度, 而妻子的自我和他人模型的中介效應(yīng)均不顯著(部分支持假設(shè)2); 4)主客體效應(yīng)分析結(jié)果顯示, 丈夫的自我模型主體效應(yīng)顯著, 而妻子的他人模型主客體效應(yīng)均顯著(部分支持假設(shè)3); 5)內(nèi)部工作模型匹配模式分析發(fā)現(xiàn)了自我模型的相似效應(yīng), 但是未發(fā)現(xiàn)他人模型的相似效應(yīng)(部分支持假設(shè)4a); 同時(shí), 分性別檢驗(yàn)后還發(fā)現(xiàn)丈夫的婚姻滿意度會受到夫妻雙方自我模型匹配方式的影響, 呈現(xiàn)出顯著的相似效應(yīng)(部分支持假設(shè)4b)。下文將從內(nèi)部工作模型影響婚姻滿意度的中介路徑、主客體效應(yīng)和匹配模式的影響三部分展開討論。

4.1 內(nèi)部工作模型與婚姻滿意度的關(guān)系：夫妻依戀維度的中介作用

本研究發(fā)現(xiàn), 總體來說, 自我模型可以通過夫妻依戀的焦慮與回避維度負(fù)向預(yù)測婚姻滿意度。而他人模型則不能通過夫妻依戀影響婚姻滿意度。這一發(fā)現(xiàn)部分支持假設(shè)2a。

從自我模型來看, 它可以同時(shí)通過夫妻依戀的焦慮維度與回避維度影響婚姻滿意度。這一研究結(jié)果相比假設(shè)2a增添了回避維度這一中介路徑, 而且還出現(xiàn)了夫妻角色差異。對于丈夫來說, 夫妻依戀焦慮和依戀回避都在自我模型與婚姻滿意度之間起到中介作用(部分支持假設(shè)2b), 這一點(diǎn)不同于以往關(guān)于依戀回避源自消極他人模型的結(jié)論(Luke et al., 2004)。同時(shí), 妻子的自我模型無法通過夫妻依戀對婚姻滿意度產(chǎn)生影響。這樣的性別角色差異, 可能與老年人受傳統(tǒng)觀念影響較深有關(guān)。男性作為“一家之主”, 處于主導(dǎo)地位, 因此其自我表征在關(guān)系中的作用可能更重要(沈維瓊, 2005)。同時(shí), 傳統(tǒng)的“恥感文化”使得老年人容易在自我評價(jià)較低的時(shí)候選擇回避他人(張莉, 2007), 這在一定程度上可以解釋丈夫的自我模型與其依戀回避的關(guān)聯(lián)。此外, 老年男性擁有的社會關(guān)系數(shù)量相比女性較少, 因而他們更傾向于依賴婚姻關(guān)系中的社會支持, 因此可能容易對夫妻依戀關(guān)系敏感并對婚姻產(chǎn)生焦慮感(Li & Fung, 2014)。而老年女性一般擁有更多的社會關(guān)系, 在夫妻情感上相對獨(dú)立, 比丈夫較少依賴婚姻關(guān)系(Li & Fung, 2014); 同時(shí), 老年女性可能受傳統(tǒng)文化中“夫?yàn)槠蘧V”的影響, 在婚姻中多處于依附與順從的地位(Ebrey, 2002), 這可能造成她們的自我表征在婚姻關(guān)系中發(fā)揮作用相對較小。

表2 夫妻內(nèi)部工作模型不同組比較(N = 224)

對于他人模型來說, 無論丈夫或妻子, 它都不以依戀回避為中介預(yù)測婚姻滿意度, 這一結(jié)果不支持假設(shè)2a, 也不支持假設(shè)2b中對妻子的描述。其原因可能在于作為一般表征的他人模型不代表老年人對關(guān)系伴侶的認(rèn)知。老年夫妻在長期的相處過程中, 可能將對方從眾多他人中區(qū)別出來作為“特殊對象”, 并建立特殊他人模型(Collins & Allard, 2001), 而代表眾多他人的“一般性”他人模型則難以影響到特定的夫妻依戀(Collins & Read, 1994; Collins, 1996)。但中介模型分析同時(shí)還發(fā)現(xiàn), 對于妻子來說, 雖然夫妻依戀維度在他人模型與婚姻滿意度之間沒有起到顯著的中介作用, 但是他人模型預(yù)測婚姻滿意度的總效應(yīng)與直接效應(yīng)達(dá)到顯著水平。這一發(fā)現(xiàn)有兩點(diǎn)啟示：首先, 雖然研究結(jié)果沒有支持假設(shè)2b中提到的, 妻子內(nèi)部工作模型影響婚姻滿意度的路徑主要經(jīng)由他人模型影響夫妻依戀回避實(shí)現(xiàn), 但他人模型或許對于老年女性而言的確更為重要, 這可能與老年女性相比男性擁有更大的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)有關(guān)(van Assche et al., 2013; Shaffer & Kipp, 2013)。其次, 盡管夫妻依戀是婚姻關(guān)系的特定依戀, 但內(nèi)部工作模型也可能通過其他路徑對婚姻滿意度產(chǎn)生影響。未來研究或許可以探討女性的他人模型是否可以通過其他層級的依戀(如朋友、子女)來影響婚姻滿意度(Collins & Read, 1994; Collins & Allard, 2001)。

4.2 內(nèi)部工作模型與婚姻滿意度的關(guān)系：主客體效應(yīng)

研究發(fā)現(xiàn), 老年人的內(nèi)部工作模型的確既能影響自身也能影響伴侶的婚姻滿意度, 這部分符合研究假設(shè)3a, 即老年人的內(nèi)部工作模型對婚姻滿意度存在主體效應(yīng)與客體效應(yīng), 但在自我和他人模型之間, 以及丈夫和妻子之間存在差異。

對于自我模型而言, 丈夫存在顯著主體效應(yīng), 即丈夫的自我模型可以顯著預(yù)測自身的婚姻滿意度, 但妻子卻不存在主體效應(yīng); 在控制主體效應(yīng)后, 夫妻雙方均不存在客體效應(yīng), 即個(gè)體的自我模型不能顯著預(yù)測伴侶的婚姻滿意度。該結(jié)果部分支持了假設(shè)3b對丈夫的論述。自我模型主體效應(yīng)的夫妻差異再次表明了在中國文化中, 自我的重要性對丈夫和妻子來說存在差異(沈維瓊, 2005; Ebrey, 2002)。而客體效應(yīng)的缺失則可能表明了自我模型作為對自身的認(rèn)知表征(Bartholomew & Horowitz, 1991), 對于伴侶婚姻滿意度的影響力有限。除此之外, 老年女性所擁有的社會關(guān)系網(wǎng)使得她們更少依賴于婚姻關(guān)系(Li & Fung, 2014), 這也可能導(dǎo)致丈夫自我模型對其影響較小。

對于他人模型而言, 丈夫他人模型的主體效應(yīng)與客體效應(yīng)均不顯著, 即丈夫的他人模型無法影響自身與伴侶的婚姻滿意度。而妻子他人模型的主體效應(yīng)達(dá)到顯著水平, 客體效應(yīng)達(dá)到邊緣顯著水平, 即妻子的他人模型可以同時(shí)影響自身與伴侶的婚姻滿意度, 這部分支持假設(shè)3b中對妻子的論述。丈夫他人模型的主客體效應(yīng)缺失可能有兩個(gè)原因：一方面, 男性并非屬于關(guān)系導(dǎo)向的個(gè)體(van Assche et al., 2013; Shaffer & Kipp, 2013), 因此他人模型的重要性可能較低; 另一方面, 妻子對婚姻關(guān)系的依賴性較低(Li & Fung, 2014), 因此丈夫?qū)λ齻兊挠绊懣赡苡邢? 而這一點(diǎn)無論在他人模型還是自我模型上都有所體現(xiàn)。

妻子的他人模型存在主體效應(yīng), 其原因可能在于兩方面。一方面, 傳統(tǒng)文化中男尊女卑和“夫?yàn)槠蘧V”的理念可能使得老年妻子的他人模型更容易主導(dǎo)關(guān)系的認(rèn)知, 進(jìn)而影響自己在婚姻中的體驗(yàn)和感受。另一方面, 女性屬于關(guān)系取向(Shaffer & Kipp, 2013), 廣泛的社會交往使得她們的他人模型中還包含對家庭外他人的評價(jià), 對他人的總體認(rèn)知也可能影響女性總體的關(guān)系滿意度, 并滲入自己的婚姻滿意度。此外, 妻子的他人模型還存在客體效應(yīng)。原因可能在于丈夫?qū)橐龅囊蕾囕^高(Li & Fung, 2014), 在婚姻中的感受容易受到妻子的影響。有研究指出, 婚姻中丈夫常常是受到照顧的一方, 得到的好處相比妻子更多(侯娟等, 2010)。

4.3 夫妻內(nèi)部工作模型匹配方式對婚姻滿意度的影響

從研究結(jié)果來看, 部分符合假設(shè)4a, 即內(nèi)部工作模型的相似性越高, 婚姻滿意度越高。然而, 這一結(jié)果僅體現(xiàn)在自我模型的相似性匹配對男性婚姻滿意度的影響上, 而在他人模型的相似性匹配上, 老年夫妻雙方都沒有出現(xiàn)顯著預(yù)測關(guān)系。

在自我模型的匹配模式上, 丈夫的婚姻滿意度出現(xiàn)了顯著的相似匹配效應(yīng), 這支持了假設(shè)4b中對丈夫的論述：如果夫妻雙方的自我模型分?jǐn)?shù)都較高, 則丈夫的婚姻滿意度更高。同時(shí)還發(fā)現(xiàn), 丈夫婚姻滿意度的最低分出現(xiàn)在自我模型一高一低的互補(bǔ)型匹配模式中。這與前人發(fā)現(xiàn)的相似匹配產(chǎn)生高質(zhì)量婚姻的結(jié)論是一致的(Luo & Klohnen, 2005)。但是, 這種相似匹配的效應(yīng)并沒有出現(xiàn)在妻子的婚姻滿意度上。這說明, 老年夫妻雙方對于自我的看法是否具有一致性對男性婚姻質(zhì)量十分重要。該結(jié)果再次證明自我模型對于老年丈夫的重要性, 他們更偏好“勢均力敵”的夫妻關(guān)系。而當(dāng)自我模型互補(bǔ)匹配時(shí), 低自我的男性與高自我女性在一起時(shí)婚姻滿意度最低。這一點(diǎn)也與傳統(tǒng)觀念中“男尊女卑”帶來的影響是相符的, 當(dāng)男性在婚姻中占據(jù)主導(dǎo)地位時(shí), 他們的婚姻滿意度會更高(Weisfeld et al., 1992)。而正如上文所述, 自我模型對于老年女性的重要性相對較低, 因此自我模型的不同匹配對她們不具有顯著影響。

在他人模型的匹配模式上, 丈夫和妻子的婚姻滿意度都不受夫妻匹配模式的影響。這一結(jié)果駁斥了假設(shè)4b中對妻子的論述。如前文所言, 老年夫妻在漫長的婚姻關(guān)系中, 可能將對方看作一個(gè)特殊的對象而不同于一般的他人(Collins & Read, 1994; Collins, 1996)。因此, 相比自我模型, 他人模型與婚姻滿意度的關(guān)聯(lián)較小。此外, 由于樣本數(shù)量的限制, 本研究采用了平均值為標(biāo)準(zhǔn)劃分高低組, 這可能造成區(qū)分度不足而低估差異。

5 結(jié)論

研究采用了問卷法對112對老年夫妻進(jìn)行測量, 考察了內(nèi)部工作模型與婚姻滿意度的關(guān)系, 具體分析內(nèi)容包括夫妻依戀的中介效應(yīng)、內(nèi)部工作模型的夫妻主客體效應(yīng)、以及內(nèi)部工作模型的夫妻匹配模式與婚姻滿意度的關(guān)系。得到如下結(jié)論：

(1)老年人的自我模型與婚姻滿意度之間的關(guān)聯(lián)更為密切, 而他人模型則與之關(guān)聯(lián)較為薄弱。

(2)老年人的內(nèi)部工作模型對影響婚姻滿意度的路徑主要經(jīng)由自我模型影響夫妻依戀焦慮與夫妻依戀回避實(shí)現(xiàn)。即, 積極的自我表征可以降低依戀焦慮和依戀回避從而正向預(yù)測婚姻滿意度, 反之亦然。

(3)自我模型與丈夫的婚姻滿意度更為緊密, 他人模型與妻子的婚姻滿意度關(guān)聯(lián)更為緊密。具體表現(xiàn)形式有所不同：丈夫的自我模型與婚姻滿意度顯著相關(guān), 其自我模型可以通過夫妻依戀焦慮與依戀回避顯著預(yù)測自身的婚姻滿意度, 且夫妻雙方在自我模型上的相似匹配與丈夫更高的婚姻滿意度相關(guān)聯(lián); 而妻子的他人模型與婚姻滿意度顯著相關(guān), 且可以直接預(yù)測自身及丈夫的婚姻滿意度。

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The relationship between internal working models of attachment and marital satisfaction among older adults: An analysis based on couple data

QIANG Yuanyan1, CAO Xiancai2,3,4, WANG Dahua1

(1Institute of Developmental Psychology, Beijing Normal University, Beijing 100875, China)(2Key Research Base of Humanities and Social Sciences of the Ministry of Education, Academy of Psychology and Behavior, Tianjin Normal University, Tianjin 300387, China)(3Faculty of Psychology, Tianjin Normal University, Tianjin 300387, China)(4Tianjin Social Science Laboratory of Students’ Mental Development and Learning, Tianjin 300387, China)

Individuals form internal working models (IWMs) based on their early attachment experiences. IWMs consist of individuals’ views of themselves (i.e., IWM of the self) and others (i.e., IWM of others) within relationships. IWMs guide individuals’ interpretations and anticipations in interpersonal situations, which could influence their interactions with others and the quality of their relationships. As social networks shrink with age, older adults tend to focus more on relationships with close others. Due to the importance of marital relationships in late adulthood, the study examined whether and how older adults’ IWMs affect their marital satisfaction. In addition, the study also examined whether the differences in family roles between husbands and wives impact the relationship between IWMs and marital satisfaction.

The main purpose of this study is threefold: 1) To examine whether IWM of the self and IWM of others show different relationships with marital satisfaction; 2) To investigate whether the relationships between older adults’ IWMs and their marital satisfaction are mediated by marital attachment (i.e., the anxiety and the avoidance dimensions of marital attachment); 3) To explore the actor and the partner effects of IWMs on marital satisfaction by modeling couple data with the Actor-Partner Interdependence Model (APIM). In order to gain a better understanding of whether traditional family roles have an impact on the relationship between IWMs and marital satisfaction, we also examined whether the effects mentioned above differed between husbands and wives.

A total of 112 older couples (mean age = 69.3,= 5.02) from communities in Beijing were recruited to participate in this study. Participants completed the demographic information questionnaire, the Elderly Marital Attachment Questionnaire, the Relationship Questionnaire, and the Marriage Satisfaction Questionnaire. SPSS 23.0 and Dyad R were used to perform data analyses, including correlation analysis, mediation modeling, APIM, and analysis of variance (ANOVA).

The study yielded several major results. 1) Correlation analysis showed that husbands’ IWM of the self (but not IWM of others) was positively associated with marital satisfaction, while wives’ IWM of others (but not IWM of the self) was positively associated with marital satisfaction. 2) Mediation modeling showed that the association between husbands’ IWM of the self (but not IWM of others) and marital satisfaction was mediated by attachment anxiety and avoidance. In contrast, neither attachment anxiety nor attachment avoidance significantly mediated the relationships between wives’ IWMs and marital satisfaction. 3) APIM showed that husbands’ IWM of the self was positively associated with their own marital satisfaction, while wives’ IWM of others was positively associated with their own and spouses’ marital satisfaction. All other unidirectional paths in the APIM were non-significant. 4) ANOVA showed that husbands (but not wives) reported higher marital satisfaction when both husbands and wives had highly positive IWM of the self. In other words, husbands reported higher marital satisfaction when their own IWM of the self was positive and matched with their wives’ IWM of the self.

The study supports the importance of IWMs of attachment in older adults’ marital satisfaction. Our findings suggest that positive IWMs benefit marital satisfaction in general. The significant mediation effects of attachment anxiety/avoidance (particularly in the relationship between husbands’ IWM of the self and marital satisfaction) suggest that IWMs may influence marital satisfaction by affecting anxiety-/avoidance-related thoughts and behaviors during spousal interaction. The study also reveals intriguing differences between husbands and wives with regards to the IWMs ? marital satisfaction relationship. Specifically, marital satisfaction seems to be more strongly associated with IWM of the self among husbands, but more strongly associated with IWM of others among wives. These differences may be related to the traditional patriarchal values of Chinese families.

internal working model, attachment, marital satisfaction, assortative mating pattern, APIM

2022-01-17

* 國家重點(diǎn)研發(fā)計(jì)劃(2020YFC2003000)。

B844

王大華, E-mail: wangdahua@bnu.edu.cn