摘要：基于家庭系統(tǒng)理論的溢出假說，探討父母婚姻沖突對(duì)高中生友誼質(zhì)量的影響及作用機(jī)制。通過方便取樣法收集1093名高中生對(duì)兒童對(duì)婚姻沖突的感知量表的沖突屬性分量表、父母情感溫暖量表、青少年人際交往效能感量表和友誼質(zhì)量問卷的評(píng)定數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)分析的結(jié)果顯示：（1）父母婚姻沖突、父母情感溫暖、人際交往效能感和高中生友誼質(zhì)量兩兩呈顯著相關(guān)。（2）父母婚姻沖突對(duì)高中生友誼質(zhì)量具有顯著的負(fù)向預(yù)測作用。（3）父母婚姻沖突通過三條路徑影響高中生友誼質(zhì)量：父母情感溫暖的單獨(dú)中介作用；人際交往效能感的單獨(dú)中介作用；父母情感溫暖和人際交往效能感的鏈?zhǔn)街薪樽饔?，即父母婚姻沖突可以通過父母情感溫暖（家庭因素）和人際交往效能感（個(gè)體因素）對(duì)高中生的友誼質(zhì)量產(chǎn)生影響。

關(guān)鍵詞：父母婚姻沖突；父母情感溫暖；人際交往效能感；友誼質(zhì)量

中圖分類號(hào)：G44 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1671-2684（2025）04-0009-06

一、引言

高中階段是個(gè)體社會(huì)化的關(guān)鍵期，這一時(shí)期的學(xué)生更依賴于與同伴建立良好的人際關(guān)系。友誼質(zhì)量是衡量同伴間情感聯(lián)系強(qiáng)弱的重要指標(biāo)[1]，對(duì)青春期個(gè)體的心理社會(huì)適應(yīng)至關(guān)重要。人際交往效能感是個(gè)體在與他人進(jìn)行交往活動(dòng)前，對(duì)自己的交往活動(dòng)所能達(dá)到何種水平的判斷[2]，人際交往效能感更高的個(gè)體會(huì)表現(xiàn)出更為積極主動(dòng)的交往態(tài)度、更高的交往卷入度以及更好的溝通技巧[3]。

父母情感溫暖是指父母能夠給予孩子關(guān)愛和支持，以積極的情緒和行為來表達(dá)對(duì)孩子的認(rèn)可，面對(duì)孩子的需求，有敏感的反應(yīng)和及時(shí)的反饋[4]。

研究表明，父母情感溫暖與兒童的孤獨(dú)感水平呈顯著負(fù)相關(guān)[5]。父母情感溫暖對(duì)青少年同伴關(guān)系存在顯著影響，感受到更多父母情感溫暖的子女會(huì)表現(xiàn)出更高的人際交往主動(dòng)性[6]、更高的人際交往效能感[7]以及做出更多的親社會(huì)行為[8]。這可能是因?yàn)樵诜e極溫暖的教養(yǎng)方式下，子女感受到來自父母的肯定與支持，從而增強(qiáng)了自信心。

父母婚姻沖突是指子女感知到父母對(duì)某些問題產(chǎn)生了不一致的意見，在意見溝通和說服的過程中產(chǎn)生了打罵和推拉的行為[9]。

研究表明，父母婚姻沖突與子女的問題行為之間存在密切相關(guān)，父母婚姻沖突作為一種壓力源，對(duì)青少年社交焦慮存在直接影響[10]，并加重其社交障礙的風(fēng)險(xiǎn)[11]。同時(shí)，父母婚姻沖突使子女較難與他人建立信任關(guān)系[12]，更容易遭受同伴拒絕和欺負(fù)[13]。

根據(jù)家庭系統(tǒng)理論中的溢出假說，父母的婚姻關(guān)系質(zhì)量會(huì)溢出到親子互動(dòng)中，對(duì)相應(yīng)的教養(yǎng)方式產(chǎn)生影響。子女感知到的父母婚姻沖突水平越高，其親子沖突就越頻繁[14]。

一方面，由于受到婚姻中產(chǎn)生的積極或消極情感的遷移，父母會(huì)改變撫養(yǎng)目標(biāo)和行為，進(jìn)而造成親子關(guān)系的不適和緊張[15]。

另一方面，沖突中的父母把注意力更多地集中在夫妻雙方的爭吵和矛盾上，對(duì)子女的需求不敏感，不能給予其溫暖的回應(yīng)[16]。子女在父母婚姻沖突中感受到較少的溫暖與愛護(hù)，接受更多的冷漠、拒絕、否認(rèn)、懲罰等，必然會(huì)影響其自身的發(fā)展[17]。若父母之間時(shí)常產(chǎn)生矛盾與沖突，子女則很有可能因?yàn)閾?dān)心在人際交往中受到傷害而對(duì)一般人際交往產(chǎn)生消極預(yù)期，并且這也會(huì)使得他們消極解釋和應(yīng)對(duì)自己與他人的交往情境[10]。

綜上所述，本研究推測，子女從父母婚姻關(guān)系中形成自己對(duì)人際交往的態(tài)度及預(yù)期，習(xí)得并掌握相應(yīng)的人際交往策略，并對(duì)自身的友誼質(zhì)量產(chǎn)生進(jìn)一步的影響。以往關(guān)于青少年友誼質(zhì)量影響因素的研究，較少關(guān)注家庭環(huán)境系統(tǒng)中的父母關(guān)系對(duì)子女同伴關(guān)系發(fā)展的影響，也尚未發(fā)現(xiàn)關(guān)于父母婚姻沖突、父母情感溫暖、人際交往效能感和青少年友誼質(zhì)量四者關(guān)系的研究。

本研究以高中生為研究對(duì)象，選取上述四個(gè)變量，探討影響青少年友誼質(zhì)量的家庭因素，并假設(shè)各變量間存在兩兩相關(guān)的關(guān)系，且在父母婚姻沖突對(duì)青少年友誼質(zhì)量的影響路徑中，父母情感溫暖、人際交往效能感起中介作用。

二、研究方法

（一）研究對(duì)象

通過方便取樣法，在廣東省揭陽市四所高中抽取1200名高中生為被試，剔除漏答、一致反應(yīng)的無效問卷后，回收有效問卷1093份，問卷有效率為91.08%。其中，女生584名（53.4%），男生509名（46.6%）。

（二）研究工具

1.兒童對(duì)婚姻沖突的感知量表

采用池麗萍和辛自強(qiáng)[18]修訂的兒童對(duì)婚姻沖突的感知量表，該量表共40題。參考田微微、楊晨晨和孫麗萍等[19]的劃分標(biāo)準(zhǔn)，選取其中的沖突屬性分量表測量高中生感知到的父母婚姻沖突，該沖突屬性分量表分三個(gè)維度：沖突強(qiáng)度、沖突頻率和沖突解決，采用4點(diǎn)計(jì)分法，1=“完全不符合”，4=“完全符合”，平均分越高說明個(gè)體感知到的父母婚姻沖突越強(qiáng)。在本研究中，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.905。

2.父母情感溫暖量表

使用中文版簡式父母教養(yǎng)方式量表中的父母情感溫暖分量表[20]，共7題，分為父親問卷和母親問卷，采用4點(diǎn)計(jì)分法，1=“從不”，4=“總是”，將父親問卷和母親問卷的平均分作為父母情感溫暖量表總得分。在本研究中，該量表的Cronbach’s α系數(shù)為0.934。

3.青少年人際交往效能感量表

采用青少年人際交往效能感量表[3]，共36題，分為交往策略效能感和交往能力效能感兩個(gè)維度，采用5點(diǎn)計(jì)分法，1=“完全不符合”，5=“完全符合”。在本研究中，兩個(gè)維度的Cronbach’s α系數(shù)分別為0.785、0.861，量表的 Cronbach’s α系數(shù)為 0.883。

4.友誼質(zhì)量問卷

采用友誼質(zhì)量問卷[21]，共38題，由沖突與背叛、親密袒露與交流、陪伴與娛樂、肯定價(jià)值、信任與支持五個(gè)維度組成。采用4點(diǎn)計(jì)分法，1=“完全不符合”，4=“完全符合”。在本研究中，該問卷的Cronbach’s α系數(shù)為0.948。

（三）數(shù)據(jù)處理

使用SPSS 22.0軟件進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)、方差分析和相關(guān)分析，并應(yīng)用PROCESS插件進(jìn)行中介效應(yīng)分析。

三、研究結(jié)果

（一）共同方法偏差檢驗(yàn)

本研究采用自我報(bào)告法收集數(shù)據(jù)，可能會(huì)存在共同方法偏差。對(duì)所收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行Harman單因素檢驗(yàn)，結(jié)果表明，特征根大于1的因子有17個(gè)，且第一個(gè)因子的方差變異解釋率為20.08%，小于40%的臨界標(biāo)準(zhǔn)，說明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差。

（二）各變量間的相關(guān)

皮爾遜相關(guān)分析的結(jié)果顯示，高中生感知到的父母婚姻沖突與父母情感溫暖（r=-0.464，plt;0.01）、人際交往效能感（r=-0.199，plt;0.01）、友誼質(zhì)量（r=-0.158，plt;0.01）之間均存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；父母情感溫暖與人際交往效能感（r=0.283，plt;0.01）、友誼質(zhì)量（r=0.271，plt;0.01）之間均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；人際交往效能感與友誼質(zhì)量（r=0.453，plt;0.01）存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

方差分析表明，性別和學(xué)校類型對(duì)友誼質(zhì)量有顯著影響，故將性別和學(xué)校類型作為控制變量，采用Hayes提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)的非參數(shù)百分位Bootstrap法，具體應(yīng)用SPSS宏程序的Model 6，設(shè)置Bootstrap抽取5000次，置信區(qū)間為95%，檢驗(yàn)父母情感溫暖和人際交往效能感在父母婚姻沖突與友誼質(zhì)量之間的多重中介作用。

父母婚姻沖突對(duì)友誼質(zhì)量的回歸分析結(jié)果顯示（見表1），父母婚姻沖突顯著負(fù)向預(yù)測友誼質(zhì)量（β=-0.19，plt;0.001）。

中介效應(yīng)分析結(jié)果顯示，父母婚姻沖突負(fù)向預(yù)測父母情感溫暖（β=-0.56，plt;0.001），父母情感溫暖正向預(yù)測人際交往效能感（β=0.19，plt;0.001），父母婚姻沖突負(fù)向預(yù)測人際交往效能感（β=-0.08，plt;0.05）。

當(dāng)把父母婚姻沖突、父母情感溫暖和人際交往效能感同時(shí)納入回歸方程時(shí)，父母婚姻沖突不能顯著預(yù)測友誼質(zhì)量（β=-0.04，pgt;0.05），但父母情感溫暖（β=0.13，plt;0.001）和人際交往效能感（β=0.45，plt;0.001）仍能顯著正向預(yù)測友誼質(zhì)量，且中介效應(yīng)的置信區(qū)間不包括0。

表2表明，父母情感溫暖和人際交往效能感在父母婚姻沖突與友誼質(zhì)量之間起中介作用，總的中介效應(yīng)值為-0.15，占總效應(yīng)（-0.19）的78.95%。具體來看，總的中介效應(yīng)由三條路徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)組成：

（1）通過父母婚姻沖突→父母情感溫暖→友誼質(zhì)量的途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)a（a=-0.07）；

（2）通過父母婚姻沖突→人際交往效能感→友誼質(zhì)量的途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)b（b=-0.03）；

（3）通過父母婚姻沖突→父母情感溫暖→人際交往效能感→友誼質(zhì)量的途徑產(chǎn)生的間接效應(yīng)c（c=-0.05）。

三個(gè)間接效應(yīng)的Bootstrap 95% 置信區(qū)間均不包含0，效應(yīng)均達(dá)到顯著水平，間接效應(yīng)a占總效應(yīng)的36.84%，間接效應(yīng)b占總效應(yīng)的15.79%，間接效應(yīng)c占總效應(yīng)的26.32%。

根據(jù)上述中介檢驗(yàn)的結(jié)果，繪制出四個(gè)變量間的中介模型（見圖1）。在父母婚姻沖突對(duì)高中生友誼質(zhì)量的負(fù)向影響中，父母情感溫暖和人際交往效能感起多重中介作用。具體而言，父母婚姻沖突通過三條途徑影響高中生友誼質(zhì)量：父母情感溫暖的中介作用，人際交往效能感的中介作用，以及父母情感溫暖和人際交往效能感的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

四、討論

（一）變量間的相關(guān)關(guān)系

本研究結(jié)果驗(yàn)證了父母婚姻沖突與父母情感溫暖、人際交往效能感和友誼質(zhì)量這四個(gè)變量兩兩之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系。

高中生感知到的父母婚姻沖突與其友誼質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)，即高中生所感知到的父母婚姻沖突越強(qiáng)烈，其友誼質(zhì)量越差，這一點(diǎn)與前人研究一致[22]。社會(huì)學(xué)習(xí)理論強(qiáng)調(diào)個(gè)體的行為產(chǎn)生于直接學(xué)習(xí)和模仿學(xué)習(xí)，父母婚姻沖突會(huì)使個(gè)體形成解決人際問題的錯(cuò)誤方式，并將其應(yīng)用到人際交往中。因此，父母關(guān)系不和諧會(huì)導(dǎo)致子女的友誼質(zhì)量低下。根據(jù)家庭系統(tǒng)理論中的溢出假說，頻繁產(chǎn)生沖突的父母會(huì)較少采用積極溫暖的教養(yǎng)方式，沖突中的夫妻很可能無暇顧及子女的需求，導(dǎo)致提供給子女的溫暖和支持變少。

父母婚姻沖突與人際交往效能感呈負(fù)相關(guān)，即父母婚姻沖突越強(qiáng)烈，高中生在人際交往方面越?jīng)]有信心。父母婚姻沖突對(duì)子女來說是一種消極的、失敗的人際互動(dòng)經(jīng)驗(yàn)，導(dǎo)致其在人際交往方面沒有信心。

父母情感溫暖與友誼質(zhì)量呈正相關(guān)，這表明雖然高中生主要交往和依賴的對(duì)象是同伴，但父母仍然對(duì)其存在著重要的影響。父母情感溫暖使得個(gè)體形成安全的依戀，為友誼關(guān)系的良好發(fā)展提供了一定的基礎(chǔ)，從而對(duì)高中生友誼質(zhì)量產(chǎn)生積極的作用[4]。

父母情感溫暖與人際交往效能感呈正相關(guān)，即父母采取溫暖、支持的積極教養(yǎng)方式，子女在人際交往方面會(huì)更加有自信心。父母的情感溫暖和理解關(guān)心能為子女提供更多的信任和安全感，使子女對(duì)自己有正確的認(rèn)知，并且充滿自信[23]。溫暖支持的教養(yǎng)方式為子女提供了一種良好的人際關(guān)系模式，同時(shí)在正向關(guān)注、鼓勵(lì)支持的氛圍下，其在人際交往中會(huì)有更加積極的自我評(píng)價(jià)和正向預(yù)測。

本研究發(fā)現(xiàn)高中生的人際交往效能感正向預(yù)測友誼質(zhì)量，這與以往人際交往效能感和人際關(guān)系水平密切相關(guān)的結(jié)果一致[1]。作為一種對(duì)自身能力的預(yù)測與判斷，人際交往效能感能夠影響高中生對(duì)人際交往行為的選擇，人際交往效能感更高的個(gè)體會(huì)對(duì)自己的人際交往結(jié)果更自信，對(duì)自身交往能力的判斷更樂觀，交往行為會(huì)更加積極有效，最終獲得更高質(zhì)量的人際關(guān)系。

（二）父母婚姻沖突對(duì)高中生友誼質(zhì)量的影響及父母情感溫暖、人際交往效能感的中介作用

本研究還發(fā)現(xiàn)，在父母婚姻沖突對(duì)高中生友誼質(zhì)量的負(fù)向影響中，父母情感溫暖和人際交往效能感起多重中介作用?？傊薪樾?yīng)值達(dá)到0.79，即父母婚姻沖突對(duì)友誼質(zhì)量的影響有四分之三以上是通過父母情感溫暖和人際交往效能感發(fā)揮作用的。

其中通過父母情感溫暖這一單獨(dú)中介路徑的效應(yīng)值為0.37，說明父母婚姻沖突主要通過父母情感溫暖這一路徑對(duì)高中生友誼質(zhì)量產(chǎn)生影響；通過人際交往效能感這一中介路徑的效應(yīng)值為0.16；通過父母情感溫暖和人際交往效能感的鏈?zhǔn)街薪槁窂降男?yīng)值為0.26?？傮w表明，父母的婚姻沖突越強(qiáng)烈，他們就越不會(huì)采用溫暖支持的教養(yǎng)方式，這會(huì)導(dǎo)致高中生的人際交往效能感低下，進(jìn)而影響友誼質(zhì)量。

家庭系統(tǒng)理論認(rèn)為家庭的互動(dòng)模式可以代代相傳，個(gè)體會(huì)習(xí)得父母之間的相處模式，感知到更多父母婚姻沖突會(huì)使高中生沿用不良的相處模式應(yīng)對(duì)自身的人際交往，即父母的婚姻沖突越強(qiáng)烈，個(gè)體的友誼質(zhì)量越差。

陳紅香和鄭建梅[24]的研究表明父母婚姻沖突正向預(yù)測兒童的不良同伴關(guān)系。父母情感溫暖的單獨(dú)中介作用驗(yàn)證了溢出假說，經(jīng)歷較低婚姻質(zhì)量的父母在對(duì)子女的撫養(yǎng)過程中，更容易表現(xiàn)出不一致的撫養(yǎng)行為和不當(dāng)?shù)膿狃B(yǎng)方式，這一結(jié)果也說明了積極教養(yǎng)方式的重要性。

就人際交往效能感的中介作用而言，父母婚姻沖突會(huì)使得個(gè)體在與他人相處和交往時(shí)，由于自身強(qiáng)烈的羞恥心而產(chǎn)生自我封閉的態(tài)度[25]，使得其對(duì)自己在人際交往時(shí)所能達(dá)到的預(yù)期效果產(chǎn)生懷疑，進(jìn)而在人際交往過程中缺乏主動(dòng)性與自信感，這必然會(huì)影響友誼關(guān)系、降低友誼質(zhì)量。

父母情感溫暖和人際交往效能感在父母婚姻沖突和友誼質(zhì)量之間起鏈?zhǔn)街薪樽饔?。如前文所述，?dāng)夫妻雙方經(jīng)常發(fā)生沖突時(shí)，他們會(huì)把更多的精力放在如何解決沖突上，從而降低了對(duì)子女需求的關(guān)注度，這將導(dǎo)致父母對(duì)子女較少采取溫暖和支持的教養(yǎng)方式。而較少感受到父母情感溫暖的高中生會(huì)結(jié)合父母對(duì)自己的態(tài)度來推測他人對(duì)自己的態(tài)度傾向，導(dǎo)致其對(duì)自身進(jìn)行有效人際交往的預(yù)期較消極，即人際交往效能感較低，最終會(huì)影響高中生的友誼關(guān)系，降低友誼質(zhì)量。

Davies[26]的研究表明，父母沖突會(huì)導(dǎo)致其養(yǎng)育質(zhì)量下降，并較少使用情感溫暖的教養(yǎng)方式。子女從小缺乏來自父母的贊賞和鼓勵(lì)，會(huì)導(dǎo)致其擁有較低的自信水平，這也使得其對(duì)自己能否實(shí)現(xiàn)有效的人際交往產(chǎn)生負(fù)面認(rèn)知[7]，這種低人際交往效能感負(fù)向預(yù)測社交適應(yīng)行為[27]，對(duì)友誼關(guān)系和友誼質(zhì)量產(chǎn)生不利影響。

五、研究結(jié)論

1.父母婚姻沖突顯著負(fù)向預(yù)測高中生友誼質(zhì)量，并分別顯著負(fù)向預(yù)測父母情感溫暖和人際交往效能感；父母情感溫暖和人際交往效能感分別顯著正向預(yù)測高中生友誼質(zhì)量。

2.父母婚姻沖突通過三條途徑影響高中生友誼質(zhì)量：父母情感溫暖的中介作用；人際交往效能感的中介作用；父母情感溫暖和人際交往效能感的鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

六、研究價(jià)值、研究局限與未來研究方向

相對(duì)于以往從親子關(guān)系、親子溝通、家庭功能的角度探討青少年友誼質(zhì)量的家庭影響因素，本研究選擇從父母婚姻沖突角度探討其對(duì)青少年友誼質(zhì)量的影響及父母情感溫暖和人際交往效能感在其中發(fā)揮的中介作用，為家庭對(duì)青少年友誼質(zhì)量的影響研究提供了一個(gè)嶄新的視角，研究結(jié)果對(duì)父母關(guān)系影響子女同伴關(guān)系的觀點(diǎn)提供了支持，但本研究尚存在以下不足之處。

第一，本研究的被試均來自廣東省揭陽市的高中，研究樣本缺乏一定的代表性。同時(shí)，研究只是從子女的感知層面來考察其父母婚姻沖突水平。未來研究應(yīng)進(jìn)一步豐富樣本的代表性，并進(jìn)一步考察父母感知自身的婚姻沖突與子女感知到的父母婚姻沖突是否存在差異，以及二者對(duì)于高中生友誼質(zhì)量的影響是否存在差異。

第二，本研究為橫斷研究，不能進(jìn)行各變量之間的因果關(guān)系推論，未來可以考慮采用縱向研究或者從多層線性模型的角度來考察各變量隨時(shí)間變化而變化的動(dòng)態(tài)關(guān)系。

第三，本研究僅從家庭因素和個(gè)體因素考察父母婚姻沖突對(duì)高中生友誼質(zhì)量的作用機(jī)制，未來可以考慮對(duì)相關(guān)的調(diào)節(jié)變量進(jìn)行探索。

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編輯/李梓萌 終校/衛(wèi) 虹