1 引言
青少年时期是个体身心快速发展的关键阶段，同时在学业和社会性发展方面面临诸多挑战与风险，使得该阶段成为心理问题的易感窗口期(Paus et al., 2008)。如何促进青少年在压力情境下维持心理健康，实现积极发展，已成为学界与社会共同关注的重要议题。心理复原力(psychological resilience, PR)作为个体应对压力与逆境的核心心理资源，是指个体在逆境/压力中保持心理健康、实现适应性发展的内在特质(Wang et al., 2025)。大量实证研究证实，心理复原力能够显著缓冲压力对心理健康的负面影响(Lightsey & Smith IV, 2024)，有效提升个体心理健康水平(Thakkar et al., 2023)并增强社会适应能力(马文燕 等, 2022)。然而，现有研究大都聚焦于探索心理复原力的影响因素及其在压力缓冲中的保护作用，而对其发展趋势的探究仍显不足。描绘心理复原力发展趋势，不仅有助于揭示个体应对压力的动态规律，更能为科学的心理复原力培育提供理论支撑。基于此，本研究以处在心理风险期的青少年群体为研究对象，采用纵向追踪研究设计，旨在探索青少年心理复原力的发展规律，为青少年心理健康促进与积极发展提供理论依据和实践指导。
青少年心理复原力的发展逐渐受到关注。大量研究基于心理复原力特质理论(Happer et al., 2017)，将其定义为一种稳定的人格特质，通过自陈式特质量表来测量个体对自身应对能力的主观信念(Hu et al., 2015)，从而考察青少年心理复原力的变化趋势。在此框架下，部分纵向研究发现青少年心理复原力呈稳定发展趋势。例如，Alessandri等人(2016)对15～25岁的青少年进行为期10年的追踪调查，结果显示15～19岁青少年心理复原力发展相对稳定，19～25岁则显著上升；Kairyte等人(2023)对12～18岁青少年的三次纵向追踪发现，青少年心理复原力在三年内未出现显著变化；也有一些研究发现上升趋势，例如，李国强等人(2018)发现9～16岁城乡结合部青少年的心理复原力随年龄增长呈上升趋势；王玉龙等人(2024)对1050名初一学生进行的追踪调查显示，初一学生心理复原力在入学后1年内呈现线性上升趋势。尽管这些研究揭示了心理复原力的不同发展轨迹，但其所依赖的特质理论视角下的静态测量方法存在一定局限性。这种方法本质上捕捉的是个体的自我认知图式(Cajada et al., 2023)，容易受到社会称许性、自我提升动机以及个体对“坚韧”“逆境”等核心概念理解差异的影响(Notebaert et al., 2025)。虽然他们采用了纵向追踪设计，但反复测量的仍是相对静态的自我评估，难以反映个体在真实逆境中的实际应对表现，也无法真正捕捉个体在压力暴露下动态适应过程的实时变化。
近年来，心理复原力动态发展理论(Bergeman & Nelson, 2024; Köber et al., 2022)提出了新的研究视角，强调心理复原力的过程本质，将其定义为个体在遭遇压力困境时，通过情绪调节、认知重构等心理机制进行自主调控，积累适应性经验，进而实现自我恢复与成长提升的动态能力(Malhi et al., 2019; Petri-Romão et al., 2025)。基于这一视角，Kalisch等人(2015)提出了新的测量方法，将心理复原力操作化为个体在时间进程中对累积压力负荷的心理反应效率，计算公式为：$ P{R}_{{{T}_{n+1}}}= \dfrac{{S}_{{{T}_{n}}\to{{T}_{n+1}}}}{\text{Δ}{P}_{{{T}_{n}}\to{{T}_{n+1}}}} $ ，其中，$ {S}_{{{T}_{n}}\to{{T}_{n+1}}} $ 表示时间段内个体承受的累积压力负荷，$ \Delta {P}_{{{T}_{n}}\rightarrow {{T}_{n+1}}} $ 为该时间段内心理健康问题总分的变化量(即$ {P}_{{{T}_{n+1}}}-{P}_{{{T}_{n}}} $ )。心理复原力指数越高，表明个体抗压能力越强，即产生相同程度的心理问题需要更高的压力负荷，或相同压力导致的心理问题增量更小。这一方式将心理复原力从主观信念转化为可观测的压力−心理问题转化率，显著减少了社会赞许与个体解释偏差，为捕捉个体在真实环境中的动态适应轨迹提供了方法学支持。
此外，根据社会角色理论，社会对性别角色的差异化期待可能塑造了个体的应对策略偏好(Eagly & Wood, 2012)。例如，男性更倾向于采用问题中心策略应对压力，而女性更多依赖情绪调节或回避策略。这一差异提示心理复原力可能受性别因素的调节。Yalcin-Siedentopf等人(2021)发现，大学生群体中女性心理复原力显著低于男性。青少年研究进一步支持这一观点，经历创伤事件(如自然灾害)的男性青少年心理复原力显著高于女性(Eshel & Majdoob, 2014)；针对农村青少年的调查也发现女生心理复原力水平显著低于男生(Tusaie et al., 2007)。然而，现有研究多聚焦于心理复原力的静态性别差异，其发展趋势是否同样存在性别分化仍缺乏实证证据。
综上所述，已有研究对心理复原力的考察存在三方面局限：其一，发展趋势研究多采用特质复原力测量的方法，无法捕捉真实压力情境下的动态适应过程；其二，缺乏在青少年群体中对动态测量方法的检验；其三，缺乏对发展过程中性别差异的探讨。这些局限在一定程度上阻碍了心理复原力研究的理论进展。基于此，本研究采用动态量化范式，通过纵向追踪设计考察青少年心理复原力的发展趋势及性别差异，以期为青少年心理复原力的培育机制提供理论依据，为学校、家长和社会开展针对性干预实践提供科学参照。
2 研究方法
2.1 被试
采用整群方便抽样的方法，选取甘肃省某市2所高中和2所初中的高一、高二和初一、初二学生作为研究对象。首次施测时间为2022年8月底，间隔6个月施测一次，共进行四次问卷调查，分别记为T0、T1、T2、T3，其中T0代表各变量的基线水平。第一次施测共获得1968名被试。由于学生转学、休学或请假等原因导致部分被试流失，共有179名被试未能完整参加三次施测，其中T2缺失48人，T3缺失62人，T4缺失69人，流失率为9.1%，1789名被试纳入最终分析。最终施测样本平均年龄14.95岁(SD=1.44)，其中初中生805人(占比45.0%)，高中生984人(占比55.0%)；男生884人(占比49.4%)，女生905(占比50.6%)；独生子女身份672人(37.6%)，非独生子女身份1117(62.4%)；双亲家庭1580人(88.3%)，非双亲家庭209人(11.7%)。构建一个新的指标为数据完整性(1=流失，0=完整)，然后进行差异检验。数据流失在性别[χ2(1)=1.12, p=0.276]、年级[χ2(1)=3.17, p=0.075]、独生子女身份[χ2(1)=1.14, p=0.286]和家庭结构类型[χ2(1)=0.46, p=0.496]上不存在显著差异；在T0压力总负荷[t(1966)=−0.13, p=0.900]和T0心理问题[t(1966)=0.66, p=0.507]上不存在显著差异，结果说明被试没有出现结构性数据流失。本研究获得西北师范大学心理学院伦理委员会批准，数据收集前取得学校领导、班主任、学生家长及被试本人知情同意。
2.2 研究工具
心理复原力指标：本研究基于Kalisch等人(2015)提出的心理复原力计算模型，采用四波段纵向设计(T0、T1、T2、T3)，分别计算三个时间段的心理复原力指标(PRT1、PRT2、PRT3)，例如$ P{R}_{{{T}_{1}}}= \dfrac{\sum{S}_{{{T}_{0}}\rightarrow {{T}_{1}}}}{\Delta \sum{P}_{{{T}_{0}}\rightarrow {{T}_{1}}}} $ (见图1)。心理复原力值表示每单位心理问题变化需要多少压力驱动，数值越高表明抗压能力越强。不同时段的心理复原力值是独立的过程性指标，纵向比较可反映心理复原力的发展趋势。
心理压力总负荷($ \sum S $ )：在每次测量时(T0、T1、T2、T3)，被试报告自上次测量以来6个月内经历的压力事件(T0作为基线参照点)。参照陈子循等人(2023)的研究，纳入父母婚姻冲突、亲子关系、消极教养方式、学校联结、师生冲突、同伴拒绝、学业压力、社会逆境和童年不良经历九个核心压力源，以全面反映青少年的生态压力环境。所有压力源变量标准化后相加得到该时间点压力总负荷：$ \sum S=\sum({Z}_{\text{婚姻冲突}}+{Z}_{\text{亲子关系}}+\cdots+{Z}_{{\mathrm{童年不良经历}}}) $ ，该值越大表明个体承受的压力负荷越多。
心理问题变化量($ \Delta \sum P $ )：基于心理问题共病理论(Borsboom, 2017)，采用简易症状自评量表(BSI-18)和非自杀性自伤行为量表(NSSI)综合评估青少年心理健康。每个测量点(T0、T1、T2、T3)的两个量表得分标准化后相加得到心理问题总分($ \sum P={\mathrm{Z}}_{\text{BSI}}+{Z}_{{\mathrm{NSSI}}} $ )，变化量$ \Delta \sum P=\sum{P}_{({{T}_{n+1}})}-\sum{P}_{({{T}_{n}})} $ 。为避免负分母和分母为零的情况，对$ \Delta \sum P $ 进行范围校正($ \Delta {P}_{rc} $ )，采用$ \sqrt{\Delta \sum P_{rc}^{2}+var\left(\Delta \sum{P}_{rc}\right)} $ 来代替$ \Delta {P}_{rc} $ (Kalisch et al., 2015)。
所有测量工具均表现出较好的信效度，具体内容及信效度详见表1。
表1 研究中使用的测量工具及其心理测量学特性 |
| 变量 | 测量工具 | 题项数 | 计分方式 | Α(T0/T1/T2/T3) | 结构效度 |
| 父母婚姻冲突 | 儿童对婚姻冲突的感知量表−冲突频率、冲突强度和冲突解决 (池丽萍, 辛自强, 2003) | 13 | 1～4点 | 0.91/0.95/0.96/0.95 | χ2/df=11.84, CFI=0.96, TLI=0.94, RMSEA=0.08 |
| 亲子关系 | 亲子亲密度量表 (张锦涛 等, 2011) | 9 | 1～5点 (反向计分) | 0.88/0.91/0.92/0.92 | χ2/df=18.25, CFI=0.94, TLI=0.93, RMSEA=0.09 |
| 消极教养方式 | 简式父母教养方式问卷−消极教养方式维度 (蒋奖 等, 2010) | 12 | 1～4点 | 0.87/0.91/0.91/0.91 | χ2/df=8.70, CFI=0.95, TLI=0.93, RMSEA=0.07 |
| 学校联结 | 积极青少年发展量表−学校联结子量表 (Chai et al., 2022) | 6 | 1～5点 (反向计分) | 0.86/0.86/0.85/0.86 | χ2/df=12.64, CFI=0.93, TLI=0.90, RMSEA=0.08 |
| 师生冲突 | 师生关系问卷−冲突性维度 (邹泓 等, 2007) | 6 | 1～5点 | 0.80/0.82/0.84/0.83 | χ2/df=10.36, CFI=0.98, TLI=0.95, RMSEA=0.07 |
| 同伴拒绝 | 领悟社会支持量表−朋友支持分量表 (Zimet et al., 1988) | 4 | 1～7点 | 0.81/0.84/0.84/0.84 | χ2/df=7.33, CFI=0.99, TLI=0.98, RMSEA=0.06 |
| 学业压力 | 学习的付出−回馈失衡评价量表 (楚克群 等, 2015) | 12 | 0～3点 | 0.88/0.92/0.91/0.91 | χ2/df=10.33, CFI=0.94, TLI=0.93, RMSEA=0.07 |
| 社会逆境 | 社会逆境感知问卷 (Zhang et al., 2017) | 10 | 1～5点 | 0.88/0.90/0.90/0.90 | χ2/df=15.84, CFI=0.95, TLI=0.92, RMSEA=0.09 |
| 童年不良经历 | 儿童期不良经历问卷 (王艳荣 等, 2018) | 14 | 是/否 | 0.80/0.82/0.82/0.80 | χ2/df=6.66, CFI=0.91, TLI=0.90, RMSEA=0.06 |
| 心理症状 | 简易症状自评量表 (Derogatis, 2001) | 18 | 0～4点 | 0.94/0.94/0.95/0.95 | χ2/df=12.64, CFI=0.92, TLI=0.91, RMSEA=0.08 |
| 非自杀性自伤行为 | 青少年非自杀性自伤行为评定问卷−行为问卷 (万宇辉 等, 2018) | 12 | 0～4点 | 0.92/0.94/0.91/0.94 | χ2/df=13.54, CFI=0.90, TLI=0.89, RMSEA=0.05 |
注：Α为各时间点的Cronbach’s α系数；结构效度指标是基于T0数据的验证性因子分析结果。 |
2.3 施测程序
在微机教室以在线问卷形式按班级施测，问卷填写后即时回收。研究包括四次测试，程序与内容保持一致。每班配备1至2名经培训的研究人员，负责说明调查目标、填写指引及隐私保护，并监督数据质量。参与者完成问卷后可获小礼品，填写过程中可随时中止。
2.4 数据分析
使用SPSS22.0进行描述性统计、相关分析和重复测量方差分析，Mplus8.3构建潜变量增长模型。首先构建无条件模型考察青少年心理复原力的发展趋势，然后构建条件模型考察控制其他人口学变量后性别的预测作用。
3 结果
3.1 共同方法偏差的控制与检验
采用Harman单因素检验法对本研究涉及变量的所有条目数据进行共同方法偏差检验。结果显示，T0、T1、T2、T3时间点中特征值大于1的因子数目分别为27个、22个、22个、22个，第一个因子解释的变异量分别为17.85%、20.46%、21.72%、22.37%，均小于40%的临界值，说明本研究的数据不存在明显的共同方法偏差。
3.2 描述性统计结果
本研究所涉及变量的平均数、标准差和相关系数如表2所示。结果显示，青少年心理复原力在不同时间点上的相关系数具有中等程度的跨时间稳定性；年级与各时间点心理复原力均呈显著负相关，性别仅与T2、T3时间点的心理复原力显著负相关，独生子女身份和家庭结构类型与心理复原力的相关均不显著。重复测量方差分析(G-G校正)显示心理复原力的时间主效应显著，F(1.89, 3378.55)=452.88，p<0.01，$ \eta _{\mathrm{p}}^{2} $ =0.20，三个时间点两两差异均显著(ps<0.01)，表明青少年心理复原力呈显著增长趋势。
表2 主要变量的描述性统计及变量间相关关系矩阵 |
| 变量 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 |
| 1.心理复原力T1 | ||||||
| 2.心理复原力T2 | 0.43** | |||||
| 3.心理复原力T3 | 0.34** | 0.42** | ||||
| 4.年级 | −0.10** | −0.12** | −0.17** | |||
| 5.性别 | −0.02 | −0.05* | −0.08** | 0.03 | ||
| 6.独生子女身份 | −0.04 | −0.05 | −0.02 | 0.21** | −0.08** | |
| 7.家庭结构类型 | 0.01 | 0.03 | 0.01 | 0.01 | 0.05 | 0.17** |
| M | 1.93 | 2.10 | 2.52 | |||
| SD | 0.67 | 0.72 | 0.90 |
注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
3.3 青少年心理复原力的发展趋势：无条件潜变量增长模型
构建无条件潜变量增长模型检验心理复原力的发展趋势。在无条件潜变量增长模型中估计截距和斜率。截距代表心理复原力的初始水平，所有的因子载荷固定为1。斜率代表心理复原力增长趋势的变化速度，根据实际情况，因子载荷分别设置为0、1、3，具体如图2所示。结果表明，心理复原力的无条件潜变量增长模型拟合较好，χ2(1)=4.58，p<0.05，CFI=0.99，TLI=0.99，RMSEA=0.05。模型截距即心理复原力的初始值为1.92，显著大于0(p<0.001)。青少年心理复原力在不同时间上呈增长趋势(斜率=0.20, p<0.001)。此外，截距的变异(σ2=0.21, SE=0.02, p<0.001)和斜率变异(σ2=0.02, SE=0.01, p<0.01)均显著大于0，说明青少年心理复原力的初始状态和变化速度均表现出显著的个体差异。最后，截距和斜率之间不存在显著的相关(r=0.00, SE=0.01, p>0.05)，说明青少年心理复原力的起始水平的高低与其变化速度之间关系不明显。
3.4 青少年心理复原力的发展趋势：条件潜变量增长模型
为进一步探索性别对青少年心理复原力发展趋势的影响，本研究在无条件潜变量增长模型的基础上加入了性别、年级、独生子女身份和家庭结构类型等人口学变量，构建条件潜变量增长模型。在控制了其他人口学变量后，重点考察性别对青少年心理复原力初始水平和发展速率的独立预测作用。
结果显示，条件潜变量增长模型拟合良好，χ2(2)=2.37，CFI=0.99，TLI=0.99，RMSEA=0.03。如表3所示，在控制了其他人口学变量后，性别对心理复原力初始水平的预测作用不显著(β=−0.04, p>0.05)，但对发展速率有显著预测作用(β=−0.11, p<0.05)，女生心理复原力的发展速率显著慢于男生。在控制变量方面，年级对心理复原力的初始水平(β=−0.14, p<0.001)和发展速率具有显著预测作用(β=−0.19, p<0.001)，独生子女身份和家庭结构类型的预测作用均不显著。
表3 条件潜变量增长模型中人口学变量对心理复原力的预测作用 |
| 变量 | 截距 | 斜率 | |||
| β | SE | β | SE | ||
| 年级 | −0.14*** | 0.03 | −0.19*** | 0.05 | |
| 性别 | −0.04 | 0.03 | −0.11* | 0.05 | |
| 独生子女身份 | −0.06 | 0.04 | 0.06 | 0.05 | |
| 家庭结构类型 | 0.03 | 0.03 | 0.01 | 0.05 | |
4 讨论
本研究创新地采用动态测量的方式将心理复原力操作化为个体在累积压力下实际产生的心理健康损耗，即压力−心理问题转化率这一客观指标。这一方法直接捕捉个体在真实压力情境下的应对效率，突破了传统自陈量表易受主观信念与个人解释影响的局限，为揭示青少年心理复原力的真实发展规律提供了方法学支持。基于此，本研究发现青少年心理复原力呈显著增长趋势，且发展速度存在显著的性别差异。
4.1 青少年心理复原力的发展规律
本研究发现，在18个月的追踪中，青少年心理复原力呈显著增长趋势。这一结果与部分基于自陈量表的研究结果保持一致(李国强 等, 2018; 王玉龙 等, 2024)，但提供了不同性质的证据。传统自陈量表测量的是个体对自身应对能力的主观信念(“我认为自己能应对压力”)，属于认知−情感层面的自我图式(Cajada et al., 2023)；而本研究采用的动态测量指标是个体在真实压力暴露下的实际应对效率(相同强度压力实际导致多大的心理健康损耗)，属于行为−功能层面的客观表现(Petri-Romão et al., 2025)。研究结果说明，青少年心理复原力的增长不仅是他们“觉得”自己更有复原力了，而且确实是以更小的心理代价应对相同强度的压力，这直接验证了心理复原力动态发展理论模型(Bergeman & Nelson, 2024; Köber et al., 2022)，即复原力并非固定的特质，而是在发展中可以持续提升的能力。这为心理复原力的可塑性提供了重要的理论支持。
青少年心理复原力的持续增长可从以下视角理解。一方面，前额叶皮层与边缘系统功能连接在青少年时期逐渐增强(Heller et al., 2016)，为自我调控能力的提升提供了神经生理基础，使其具备更好地识别压力、调节情绪和灵活应对困境的潜能(Sowell et al., 2003)。另一方面，生理成熟只提供发展的可能性，心理复原力的增长更依赖个体与环境互动中的经验积累(Malhi et al., 2019)。根据心理复原力挑战模型(Zimmerman, 2013)，适度压力暴露以“压力接种”机制促进心理复原力发展。青少年在日常生活中反复经历学业压力、人际冲突等挑战，每次成功应对不仅积累了适应性经验，还会显著增强他们在面对压力与挑战时的信心及适应能力，进而促进心理复原力的发展(张峰 等, 2016)。在这一过程中，适度压力暴露提供适应性训练，成功应对强化自我效能感，最终形成“挑战−适应−强化”的良性循环。
4.2 青少年心理复原力发展的性别差异
本研究发现，青少年心理复原力的发展速度存在显著的性别差异，女性青少年心理复原力的发展速度显著慢于男性。该结果与以往静态研究结论一致(Eshel & Majdoob, 2014; Tusaie et al., 2007)，进一步验证了性别是预测青少年心理复原力的关键因素。这一结果可从多维度进行解释。从发展角度来看，青春期女性承受的生理发育压力、学校适应压力及社会规范压力显著高于男性(生笑笑 等, 2019)，且青春期女性表现出更高的环境敏感性(陈程 等, 2020)，这可能会抑制其心理复原力的发展。根据社会角色理论，两性在压力评估及应对策略上存在显著差异(Renk & Creasey, 2003)。具体表现为，女性报告更高水平的日常压力感知，并对压力源严重性评估更敏感(Matud, 2004)。女性更倾向采用情绪调节策略或回避策略，而男性更多使用问题中心策略(Heiman, 2004)；神经机制研究显示，高心理复原力男性在右侧眶额皮层的激活水平显著高于女性(Wang et al., 2020)。作为奖赏系统的核心脑区，右侧眶额皮层可通过强化适应性行为(如问题解决)形成“行为适应−神经奖赏”正反馈循环，促进男性的心理复原力发展(Dutcher & Creswell, 2018)。相比之下，女性在压力情境下表现出奖赏敏感性降低与决策延迟(Lighthall et al., 2012)，可能削弱右侧眶额皮层的功能，阻碍心理复原力提升；生物学层面，女性在压力状态下比男性分泌更多糖皮质激素，长期高糖皮质激素可能导致认知缺陷(Romeo, 2015)，甚至精神疾病(McEwen, 2005)。上述多维的性别差异共同解释了女性心理复原力发展相对滞后的现象。
本研究结果为青少年教育实践提供两点启示。第一，心理复原力的持续增长提示学校和家庭应树立辩证逆境观，教育需从“过度保护”转向“赋能支持”，在安全情境下允许学生经历适度挑战并积累成功应对经验。第二，鉴于女生复原力发展速度显著慢于男生，学校应开展性别敏感的差异化干预，针对女生提供额外的心理支持和应对策略训练。
本研究存在以下局限。第一，18个月四次测量难以捕捉心理复原力的短期波动及压力事件后的即时恢复过程，未来应采用密集追踪设计(如经验取样法)揭示动态恢复机制。第二，心理复原力增长存在显著个体差异，提示潜在的异质性发展轨迹，未来应运用潜在类别增长模型识别不同发展类型，并探索其预测因素及对长期心理健康的差异化影响。第三，年级对心理复原力发展的显著预测作用表明不同年龄段青少年的发展模式存在差异，鉴于不同年龄段压力转化为心理问题的风险可能不同，未来研究应识别高风险转化期以明确干预的关键年龄窗口。
5 结论
本追踪研究发现，心理复原力是在发展中可以持续提升的能力，在18个月内，青少年心理复原力呈显著增长趋势。此外，性别能够预测青少年心理复原力的发展速率，女生心理复原力的发展速度显著慢于男生。