對(duì)象與方法

• 對(duì)象及程序

采用隨機(jī)整群抽樣的方法，選取西安四所全日制高等院校，取得所在學(xué)校負(fù)責(zé)人及老師的許可，選取測查學(xué)生。由心理學(xué)研究生擔(dān)任主試，在被試所在學(xué)校的機(jī)房對(duì)測驗(yàn)學(xué)生分批進(jìn)行團(tuán)體施測，測驗(yàn)采用網(wǎng)上填答問卷的方式，每次測試時(shí)間為 30 分鐘。共有 367 名在校大學(xué)生參加本次測驗(yàn)，剔除24 名無效數(shù)據(jù)，共收取有效數(shù)據(jù) 343 名，其中男生 135 人，占總?cè)藬?shù)的 39.4%，女生 208 人，占總?cè)藬?shù)的 60.6%，被試平均年齡為 21.74 歲（SD=0.50）。為了避免由同一批被試同時(shí)測量三個(gè)量表而引起的共同方法偏差效應(yīng)，依據(jù)已有相關(guān)研究關(guān)于共同方法偏差效應(yīng)的控制建議［20］，本研究在測驗(yàn)過程中進(jìn)行匿名施測，測試完成之后再進(jìn)行編碼統(tǒng)計(jì)；三個(gè)問卷均采用不同的計(jì)分方式；部分測試題目采用反向計(jì)分。

研究工具

• 青少年心理韌性量表

采用胡月琴、甘怡群編制的青少年心理韌性量表，該量表包括個(gè)人力和支持力兩個(gè)因子，共27 個(gè)項(xiàng)目。個(gè)人力又包括目標(biāo)專注、情緒控制和積極認(rèn)知三個(gè)維度，支持力包括家庭支持和人際協(xié)助兩個(gè)維度，量表采用五點(diǎn)評(píng)分，總分越高說明心理韌性程度越高。本研究中該量表的內(nèi)部一致性系數(shù)為0.833。對(duì)該問卷進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析結(jié)果表明：χ2/df=1.650，RMSEA=0.044，GFI=0.998，CFI=0.997，NFI=0.993，TLI=0.973，表明量表的結(jié)構(gòu)效度良好。

• 知覺父母婚姻沖突量表

采用池麗萍和辛自強(qiáng)修 訂 的 兒 童 知 覺 父 母 沖 突 量 表（children’s perception of interparentalconflict scale，CPIC）。該量表包括三個(gè)分量表，分別是父母沖突特征量表（該分量表包括三個(gè)子量表：沖突頻率、沖突強(qiáng)度和沖突解決）、威脅認(rèn)知分量表（該分量表包括兩個(gè)子量表：威脅和應(yīng)對(duì)效能感）、自我歸因分量表，該量表共計(jì) 40 個(gè)項(xiàng)目，采用 4 點(diǎn)評(píng)分。研究表明該量表適用于大學(xué)生與青少年群體，量表信效度良好。在本研究中總量表的 Cronbach’s α 系數(shù)為 0.921，對(duì)該問卷進(jìn)行驗(yàn)證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，表明量表的結(jié)構(gòu)效度良好。

• 總體幸福感量表

采 用 段 建 華（1996）在 大 學(xué) 生 群 體 修 訂 的 總 體 幸 感 量 表（general well-being schedule，GWBS），該量表共 18 個(gè)項(xiàng)目，包括 6 個(gè)因子：對(duì)生活的滿足和興趣、對(duì)健康的擔(dān)心、精力、憂郁或愉快的心境、對(duì)情感和行為的控制、松弛和緊張。每個(gè)項(xiàng)目有 5~10 個(gè)選擇不等，得分越高，幸福度越高，研究發(fā)現(xiàn)該量表具有良好的信、效度［2。本研究中該量表的 Cronbach’s α 系數(shù)為 0.719。對(duì)該問卷進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析，χ2/df=2.208，RMSEA=0.059，GFI=0.987，CFI=0.984，NFI =0.971，TLI=0.959，表明量表的結(jié)構(gòu)效度良好。

• 數(shù)據(jù)處理與分析

采用 SPSS 21.0 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了錄入、整理和相關(guān)分析，使用 AMOS17.0 進(jìn)行驗(yàn)證性因素分析和中介模型分析。

研究結(jié)果

• 數(shù)據(jù)共同方法偏差

檢驗(yàn)考慮到本研究中的數(shù)據(jù)均來自大學(xué)生的自我報(bào)告，可能存在共同方法偏差（Common MethodVariance）的問題。因此，在分析數(shù)據(jù)之前對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了共同方法偏差檢驗(yàn)。采用驗(yàn)證性因子分析（CFA）對(duì)研究中的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，確認(rèn)研究中所涉及所有重要變量是否共同方法偏差的影響。在本研究中進(jìn)行單因子模型（所有潛變量合為一個(gè)因子）、3 因子模型（知覺父母婚姻沖突、主觀幸福感和心理韌性）和 5 因子模型（知覺父母婚姻沖突的三個(gè)維度沖突頻率、沖突強(qiáng)度和沖突特征各為一個(gè)因子，主觀幸福感和心理韌性）的比較。結(jié)果表明，單因子模型不能夠很好地與數(shù)據(jù)擬合，如表 1 所示，說明共同方法偏差對(duì)本研究數(shù)據(jù)結(jié)果的影響不顯著。

• 知覺父母婚姻沖突、心理韌性與主觀幸福感的描述統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析

知覺父母婚姻沖突、心理韌性和主觀幸福感及其各維度的平均值和標(biāo)準(zhǔn)差，及變量之間的相關(guān)系數(shù)如表2 所示。心理韌性總分及其各維度及主觀幸福感總分顯著正相關(guān)（p<0.05），心理韌性的目標(biāo)專注、情緒控制、積極認(rèn)知、家庭支持、人際協(xié)助維度與主觀幸福感顯著正相關(guān)（p<0.05），心理韌性總分及其各維度與知覺父母婚姻沖突顯著負(fù)相關(guān)（p<0.05），知覺父母婚姻沖突總分與主觀幸福感總分顯著負(fù)相關(guān)（p<0.01）。

• 心理韌性的調(diào)節(jié)作用分析

根據(jù) Baron 和 Kenny（1986）調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)的程序，采用層次回歸分析法對(duì)大學(xué)生心理韌性在知覺父母婚姻沖突與主觀幸福感中的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行分析。在進(jìn)行回歸分析之前，對(duì)所有變量的得分進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。先將被試的年級(jí)和性別作為控制變量，進(jìn)行了虛擬變量的轉(zhuǎn)化。在 SPSS 中進(jìn)行三個(gè)步驟操作，將各變量依次納入回歸方程中：第一，先將自變量知覺父母婚姻沖突納入方程，對(duì)因變量主觀幸福感進(jìn)行回歸，這一步考察的是兩者之間的主效應(yīng)；第二，再將調(diào)節(jié)變量心理韌性納入回歸方程，考察調(diào)節(jié)變量對(duì)因變量的主效應(yīng)；第三，將自變量 × 調(diào)節(jié)變量，即知覺父母婚姻沖突 ×心理韌性，納入回歸方程中，考察兩者的交互作用，如果該效應(yīng)顯著則表明調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著。分析結(jié)果如表 3 所示。 

由表3可知，在控制了性別和年級(jí)的影響作用之后，知覺父母婚姻沖突與心理韌性之間的交互作用顯著，即心理韌性調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著（F=26.130，p<0.001）。為了進(jìn)一步深入分析調(diào)節(jié)變量的具體作用，我們平均數(shù)加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差的方法將被試按照調(diào)節(jié)變量進(jìn)行分組，平均數(shù)加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差為高心理韌性，平均數(shù)減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差為低心理韌性組，分別進(jìn)行簡單斜率檢驗(yàn)，簡單斜率檢驗(yàn)結(jié)果顯示：在知覺父母婚姻沖突對(duì)主觀幸福感的預(yù)測中，心理韌性較高的被試，其知覺父母婚姻沖突對(duì)主觀幸福感具有顯著的正向預(yù)測作用（t（341）=2.830，p=0.005）；而在心理韌性較低的被試組，其知覺父母婚姻沖突對(duì)主觀幸福感則不具有顯著的預(yù)測作用（t（341）=-0.644，p=0.507），可見心理韌性對(duì)知覺父母婚姻沖突和主觀幸福感的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。

層次回歸分析的結(jié)果以及簡單斜率檢驗(yàn)結(jié)果可以得出，大學(xué)生心理韌性在其知覺父母婚姻沖突與主觀幸福感的關(guān)系中是調(diào)節(jié)變量，對(duì)兩者關(guān)系起調(diào)節(jié)作用。具體來說，當(dāng)個(gè)體心理韌性水平較高時(shí)，個(gè)體知覺父母婚姻沖突對(duì)個(gè)體主觀幸福感水平的影響力會(huì)增加，反之則影響作用減小。