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user: 3. 结果 3.1. 不同姻亲关系的比较 通过单因素重复测量方差分析，对四组不同的姻亲关系进行比较，结果表明：不同的姻亲关系差异显著，F = 4.72，p < 0.01。进一步进行事后比较发现，婆媳关系得分显著低于翁婿、妪婿、公媳关系得分(ps < 0.05)，公媳关系显著低于翁婿、妪婿关系得分(ps < 0.05)，翁婿关系和妪婿关系的得分无统计学差异。进一步的研究中通过两因素重复测量方差分析，对不同性别的姻亲关系进行比较，男女在性别上差异显著F = 13.08，p < 0.01，姻亲父母的性别差异在姻亲关系得分上无差异。结果见表1。 Table 1 Different test of in-law relationshi M (n = 263) SD (n = 263) F (n = 263) 成对比较 翁婿关系总分 a 60.02 9.48 − ac * ， ad ** 妪婿关系总分 b 59.64 7.36 − bd ** 公媳关系总分 c 58.62 8.38 − ac * ， cd * 婆媳关系总分 d 57.20 10.31 4.72 ** ad ** ， ab * ， ac * 表1. 姻亲关系的差异检验 注： * p < 0.05， ** p < 0.01，以下同。 3.2. 个人特质、人际互动、婚姻质量与姻亲关系的相关 相关结果表明：翁婿关系与月收入、配偶父母对个体婚姻支持程度、婚姻质量存在正相关，与配偶作为家庭主要贡献者、原生家庭父母不和、与女方父母同住与翁婿关系存在负相关；妪婿关系与配偶父母对个体婚姻支持程度、主观婚姻质量存在正相关，与婚龄、与女方父母同住存在负相关；公媳关系与有自用房、初婚、配偶父母对婚姻的支持程度、主观婚姻质量存在正相关与原生家庭父母不和、配偶父母对个体婚姻的干涉程度存在负相关；婆媳关系与有自用房、初婚、配偶父母对个体婚姻的支持程度、主观婚姻质量存在正相关，与原生家庭父母不和、与配偶父母对个体婚姻的干涉程度、与女方父母同住存在负相关。后续分析中将与姻亲相关显著的变量纳入对姻亲关系的回归分析中，结果见表2。 Table 2 Correlation analysis of individual traits interpersonal interaction marital quality and in-law relationshi 翁婿关系 妪婿关系 公媳关系 婆媳关系 月收入 0.13 * 0.09 0.04 0.06 家庭 贡献 有自用房(0 = 无自用房) 0.08 0.02 0.22 ** 0.22 ** 无负债(0 = 有负债) 0.08 0.11 0.04 0.16 * 家庭 贡献 配偶为家庭主要贡献者(0 = 我是家庭主要贡献者) −0.32 ** −0.05 −0.05 0.01 双方共为家庭主要贡献者(0 = 我是家庭主要贡献者) 0.03 0.04 0.05 0.01 受教育程度 0.02 0.05 0.08 0.03 家庭 类型 家庭不和(0 = 家庭和睦) −0.17 * −0.13 −0.23 ** −0.23 ** 父母离异(0 = 家庭和睦) 0.12 −0.08 −0.08 −0.12 一方去世的单亲家庭(0 = 双亲和睦) 0.08 0.02 0.01 −0.03 是独生子女(0 = 非独生) 0.03 0.02 −0.09 −0.12 婚龄 −0.03 −0.16 * 0.08 0.03 初婚(0 = 非初婚) 0.03 0.05 0.38 ** 0.15 * 配偶父母对我婚姻的支持程度 0.37 ** 0.35 ** 0.41 ** 0.45 ** 配偶父母对我婚姻的干涉程度 −0.23 ** −0.13 −0.18 ** −0.24 ** 居住 类型 与男方父母同住(0 = 核心家庭单独居住) 0.02 0.04 −0.16 * −0.03 与女方父母同住(0 = 核心家庭单独居住) −0.24 ** −0.14 * −0.10 −0.22 ** 主观婚姻质量 0.37 ** 0.38 ** 0.49 ** 0.48 ** 表2. 个人特质、人际互动、婚姻质量与姻亲关系的相关分析 注： * p < 0.05， ** p < 0.01。 注：家庭主要贡献者包括我是家庭主要贡献者、配偶是家庭主要贡献者、双方共同为家庭主要贡献者；原生家庭类型包括双亲家庭和睦、双亲家庭不和、单亲父母离异、以及单亲父母一方去世；居住类型包括核心家庭单独居住、与男方家庭父母同住、与女方家庭父母同住。 3.3. 个人特质、人际互动、婚姻质量与姻亲关系的回归分析 根据相关检验结果，以月收入、配偶为家庭主要贡献者、原生家庭关系类型、配偶父母对个体婚姻支持度、配偶父母对个体婚姻的干涉程度、与女方父母同住、主观婚姻质量为自变量，以翁婿关系为因变量进行多元回归分析，调整后R 2 = 0.28；以婚龄、配偶父母支持度、主观婚姻质量为自变量，以妪婿关系为因变量进行多元回归分析，调整后R 2 = 0.17；以有自用房、原生家庭父母关系不和、初婚、配偶父母对个体婚姻支持度、配偶父母对我的干涉程度、与男方父母同住、主观婚姻质量为自变量，以公媳关系为因变量进行多元回归分析，调整后R 2 = 0.39；以有自用房、有负债、原生家庭父母关系不和、初婚、配偶父母对个体婚姻支持度、配偶父母对我的干涉程度、与女方父母同住、主观婚姻质量为自变量，以婆媳关系为因变量进行多元回归分析，调整后R 2 = 33，结果见表3。 Table 3 Regression analysis of personal traits， interpersonal interaction， marital quality and four kinds of in-law relationship 因素 翁婿关系 妪婿关系 公媳关系 婆媳关系 Beta p Beta p Beta p Beta p 无负债 − − − − − − 0.11 <0.05 配偶为家庭主要贡献者 –0.29 <0.01 − − − − − − 婚龄 − − −0.12 −0.05 − − − − 初婚 − − − − 0.32 <0.01 − − 配偶父母对个体婚姻的支持 0.21 <0.01 0.21 <0.01 0.19 <0.01 0.22 <0.01 配偶父母对个体婚姻的干涉 − − − − − − −0.13 <0.05 与女方父母同住 − − − − − − −0.13 <0.05 主观婚姻质量 0.17 <0.05 0.25 <0.01 0.35 <0.01 0.27 <0.01 表3. 个人特质、人际互动、婚姻质量与四种姻亲关系的回归分析 男性的回归结果显示，配偶作为家庭主要贡献者可以负向预测翁婿关系(β = −0.29， p < 0.01)，配偶父母对个体婚姻的支持程度可以正向预测翁婿关系(β = 0.21， p < 0.01)，主观婚姻质量可以正向预测翁婿关系(β = 0.17， p < 0.05)；婚龄可以负向预测妪婿关系(β = −0.12， p = 0.05)，配偶父母对个体婚姻的支持程度可以正向预测妪婿关系(β = 0.21， p < 0.01)，主观婚姻质量可以正向预测妪婿关系(β = 0.25， p < 0.01)。女性的回归结果显示，初婚可以正向预测公媳关系(β = 0.32， p < 0.01)，配偶父母对个体婚姻的支持程度可以正向预测公媳关系(β = 0.19， p < 0.01)，主观婚姻质量可以正向预测公媳关系(β = 0.35， p < 0.01)；无负债可以正向预测婆媳关系(β = 0.11， p < 0.05)，配偶父母对个体婚姻的支持程度可以正向预测婆媳关系(β = 0.22， p < 0.01)，配偶父母对个体婚姻的干涉程度可以负向预测婆媳关系(β = −0.13， p < 0.05)，与女方父母同住可以负向预测婆媳关系(β = −0.13， p < 0.05)，主观婚姻质量可以正向预测婆媳关系(β = 0.27， p < 0.01)。 3.4. 主观婚姻质量的影响：主客体效应分析 根据回归结果可以发现，夫妻各自的主观婚姻质量均可预测其姻亲关系，下一步将使用主客体互倚模型检验夫妻婚主观婚姻质量对其配偶姻亲关系的客体效应。以丈夫和妻子的主观婚姻质量为预测变量、丈夫和妻子的姻亲关系作为结果变量构建主客体互倚模型。结果表明模型拟合良好χ 2 /df = 0.969， IFI = 1， CFI = 1， RMSEA = 0，如图1所示。丈夫和妻子的主观婚姻质量对自身的姻亲关系均具有显著的正向预测作用，并且妻子的主观婚姻质量对丈夫的姻亲关系存在显著的正向预测作用，而丈主观婚姻质量对妻子的姻亲关系不存在显著的作用，即丈夫和妻子的主观婚姻质量对各自姻亲关系均存在显著的主体效应，而只有妻子主观婚姻质量与丈夫姻亲关系之间存在显著的客体效应。 图1. 丈夫和妻子的主观婚姻质量对夫妻姻亲关系的预测作用