积极资源和压力风险对农村青少年幸福感的累积效应

王 晖，刘 霞

(北京师范大学 发展心理研究院，北京 100875)

一、问题提出

何谓幸福？西方文化中，伊壁鸠鲁认为身体的无痛苦和灵魂的无纷扰即为幸福，亚里士多德认为过上最合乎人本性的生活即为幸福。中国古代将长寿、富足、康宁、美德、善终归为“五福”，认为能够达到这些结果即为幸福。到今天，国内认为过上美好生活就是幸福——这既包括更好的物质生活、更高的经济收入，也包括拥有幸福的内心感受和体验。近几十年来，中国经济高速增长，人民生活水平已经实现大幅提升。然而，人们内心的幸福感受却并没有随着经济的高速发展和生活水平的提升而出现显著提高(Easterlin，2015)。在决胜全面建成小康社会的重要时期，提升不同阶层、不同群体民众的幸福感已经成为政府治理的着力点之一。相应地，围绕幸福感这一主题展开的各类相关研究也成为学术界的热点。其中，在推动乡村振兴和城乡协调发展的背景下，农村青少年这一数量庞大且相对弱势的群体尤为值得关注。一方面从宏观社会发展背景而言，城镇化进程带来的农村人口向城市大规模迁移和流动对农村青少年产生了一系列或直接或间接的影响和冲击。直接层面上，有相当一部分农村青少年由于父母外出而成为留守群体，面临着父母缺位等不利环境。间接层面上，农村人口大规模流出使得传统乡村社会秩序受到冲击，传统乡村文化逐渐瓦解(贺丹，2018)，生活于其中的农村青少年必然受到影响。另一方面从微观社会人口学因素而言，相比于城市青少年群体，农村青少年面临着父母文化程度较低、家庭经济条件较差、物质资源不足、学校教育质量较低等不利因素。在这一成长环境和发展背景下，当前农村青少年的幸福感状况如何？哪些因素会促进或阻碍其幸福感？作用方式如何？基于此，本研究将系统探讨农村青少年幸福感的影响因素及其作用机制，以期为相关政策和干预方案的制定提供科学依据。

主观幸福感是个体根据主观标准对其生活质量所作的总体评价，既包括认知层面上的对生活的综合判断，也包括情感层面上个体的积极和消极情感体验(Diener，2000)。以往研究发现自尊、坚韧性人格等个体自身具备的积极特质(严标宾，郑雪，2006；Diener，Oishi，& Lucas，2003)与来自家人、朋友、教师的社会支持和积极的亲子关系等外部环境中的积极资源(宋佳萌，范会勇，2013；张兴旭，郭海英，林丹华，2019；Crespo，Kielpikowski，Pryor，& Jose，2011)是促进青少年主观幸福感的重要因素，而青少年群体普遍会面临的人际关系、学业与适应等压力事件是削弱主观幸福感的重要因素(姜晓文，姜媛，田丽，方平，2018；Jhang，2019)。然而，以往研究主要从独立视角下考察某一种或少数几种因素与主观幸福感的关系，这一做法与青少年真实的成长环境并不符合。根据生态系统理论，个体的成长环境中多种影响因素并存(Bronfenbrenner，2005)，彼此之间可能并不是各自独立地发挥作用，它们会相互作用、相互叠加，共同影响个体的主观幸福感。为此有研究者(Evans，Li，& Whipple，2013)指出，个体的成长发展不是由哪一种特定因素决定的，而是多种因素共同累积共同叠加的结果。确实，近年来研究者开始强调要关注多种影响因素的协同作用，而不是仅限于考察特定因素的单独作用(常淑敏，张丽娅，王玲晓，2019；李董平，周月月，赵力燕，王艳辉，孙文强，2016)。在考察多重影响因素的各类建模方法中，累积效应模型是最为广泛使用的方法(金灿灿，邹泓，李晓巍，2011)。通过构建累积指数(首先对每个因素进行二分编码，若判定该因素存在则编码为1，若判定该因素不存在则编码为0；接着将所有因素的得分相加即得到累积指数)，累积效应模型可以考察影响因素数量叠加和个体发展结果的实质性关系。

大量研究发现累积效应主要表现为两种作用模式(金灿灿等，2011；李董平等，2016；Appleyard，Egeland，van Dulmen，& Sroufe，2005；Morale & Guerra，2006)。一种是线性模式，在该模式中，影响因素的数量每增加一个，个体的发展结果就相应地变化一个单位，多种影响因素以简单叠加的形式影响结果变量。另一种是非线性模式，在该模式中，各因素效应不是简单叠加而是相互影响，一种因素的作用可能会受到其他因素的加强或削弱。在各因素彼此强化的情况下，每个因素的效应都会因为其他因素的存在而得到放大，各因素的总效应大于各因素的效应之和；表现为随着影响因素数量的增多，新增因素对个体发展结果的效应越来越大，称之为“正加速模式”。在各因素彼此削弱的情况下，随着影响因素数量的增多，新增因素对个体发展结果的效应越来越小，称之为“负加速模式”。事实上，考察累积效应的具体作用模式具有重要实践意义。若为线性模式，则说明每个影响因素都对青少年的健康发展非常重要，每增加一个因素都能够直接影响发展结果。若为非线性模式，则有必要进一步考察影响因素的作用是逐渐增强的还是逐渐减弱的。此外，影响因素可能是积极资源，也可能是压力风险。以积极资源为例，若其表现出逐渐增强的累积作用，则说明数量越多，积极资源的有利作用越明显，干预中要注重构建充足的积极资源，数量越多越好；若其表现出逐渐减弱的累积作用，则说明资源达到一定数量后，再增加积极资源不再能够获得明显的收益，此时构建中等数量的积极资源，个体就能够表现出良好发展结果。

已有研究从压力视角下考察压力风险对个体主观幸福感的累积效应，发现青少年经历的压力事件数量越多，其主观幸福感水平越低(Chappel，Suldo，& Ogg，2014；Jiang et al.，2019；Ng，Huebner，Hills，& Valois，2018)。但较少有研究关注累积效应对主观幸福感的具体作用模式，即二者是简单线性关系还是加速关系。实际上，主观幸福感很可能会受到累积风险的加速危害。有研究在老年人群体中探讨累积风险对主观幸福感的影响，发现经历的压力事件数量越多，主观幸福感的作用呈几何倍数下降(Palgi，2013)。青少年正处在疾风骤雨时期，环境和心理发展都在迅速变化当中，累积风险对其主观幸福感的作用是否也表现为非线性模式？这有待进一步考察。此外，少有研究在累积视角下探讨多种积极资源的共同叠加作用，导致无法确定在多种积极资源同时存在时，它们是如何协同发挥作用的。近期仅有个别研究关注了不同积极人格的累积与生活满意度的关系，发现积极人格特征数量越多，生活满意度随之线性增长(Lamela et al.，2018)。不过该研究只关注了个体积极特质，并没有纳入环境中的积极资源。而实际上，环境中的积极资源与个体自身的积极特质是同时存在的，它们对主观幸福感的作用会受到彼此的削弱或加强(Diener，Suh，Lucas，& Smith，1999)。因此，有必要同时结合环境中的积极资源和个体自身积极特质，深入考察累积资源对青少年主观幸福感的影响。

值得注意的是，尽管个体的主观幸福感会受到外界环境压力和积极资源影响而发生变化，但是也有观点认为这一变化只是短暂波动，个体会逐渐适应环境，最终其幸福感水平会回到初始基线水平附近(Brickman & Campbell，1971；Sheldon & Lyubomirsky，2012)。此外，对于压力风险和积极资源，个体可能表现出不同的适应性，体现为由消极压力事件导致的幸福感减少在一段时间后更不容易恢复到原有水平，而由积极事件导致的幸福感提升在一段时间后更容易回落至原有水平(Clark，Diener，Georgellis，& Lucas，2008；Di Tella，New，& Macculloch，2010)。因此，有研究者强调要同时考虑积极和消极因素，并同时兼顾动态影响，在时间框架下考察个体长期的幸福感水平如何受环境影响(吴菲，2019)。目前，仅有少量研究采用纵向追踪视角，考察累积风险和青少年一年后主观幸福感的关系，发现累积风险能够以线性模式预测青少年一年后的生活满意度，但是对一年后的积极情感和消极情感无显著预测作用(Jiang et al.，2019；Ng et al.，2018)。相对而言，有关累积资源对于主观幸福感的纵向研究极为缺乏，积极资源是否与压力风险发挥着同样作用？其作用模式为何？目前尚不清楚，有必要进一步探讨。

综上所述，本研究采用追踪研究视角，同时关注积极资源(社会支持、亲子亲和、坚韧性人格、自尊)和压力风险(人际、学习、适应等压力事件)两个方面，考察二者对农村青少年当前及半年后主观幸福感的累积效应及作用模式，以期深入揭示提升或阻碍青少年主观幸福感的影响因素的累积作用机制，为有针对性地建构资源、减少风险，最终提升农村青少年的主观幸福感提供科学依据。

二、研究方法

(一)研究对象

本研究样本来自一项对贵州农村青少年心理健康状况进行的长期追踪项目。项目计划共追踪三次，持续时间为两年。研究通过整群抽样法，对盘州市4所中学的初一和初二学生进行追踪测查。其中，T1和T2间隔为半年，T2和T3间隔为一年半。本研究选取已回收的前两次追踪数据进行分析，筛选标准为个体至少具有一个有效的主观幸福感指标得分，并且具有至少一个累积指数得分。最终，研究包括了1274名学生，平均年龄为13.48岁(标准差为1.13岁)，男生636人(49.90%)，初一年级563名(44.20%)。其中，有1134名学生继续参与了第二次调查。

(二)研究工具

1.累积资源的测查

累积资源包括家庭支持、朋友支持、教师支持、亲子亲和、乐观和自尊共6种环境和个体资源。家庭支持、朋友支持、教师支持采用赵金霞和李振(2017)修订的领悟社会支持量表(Perceived Social Support Scale，PSSS；Zimet，Powell，Farley，Werkman，& Berkoff，1990)进行测查，每种支持各4道题。本研究中，家庭支持、朋友支持和教师支持的Cronbach’sα系数分别为0.67、0.72、0.77。亲子亲和采用由王美萍和张文新(2007)修订的家庭适应和亲和评价问卷(Family Adaptability and Cohesion Evaluation Scales II，FACES-II；Olson，Sprenkle，& Rusell，1979)中的亲和分问卷测查青少年感知到的父亲或母亲与他的情感联结或支持状况，共12道题，本研究中亲子亲和问卷的Cronbach’sα系数为0.81。坚韧性人格采用国内研究者自编的积极青少年发展量表(Chinese Positive Youth Development Scale，C-PYDS；林丹华，柴晓运，李晓燕，刘艳，翁欢欢，2017)中的坚毅分量表测查，共7道题，本研究中该量表的Cronbach’sα系数为0.84。自尊采用由Rosenberg(1989)编制，汪向东、姜长青和马弘(2000)修订的自尊量表测查个体对自我价值的评价，共10道题，本研究中的Cronbach’sα系数为0.68。

为构建累积资源指数，我们对上述6种资源进行二分编码。6种资源均为5点计分，从“1从不/非常不符合”到“5总是/非常符合”。当个体选择“4 经常/比较符合”时，代表个体主观上认为该项目比较符合自己的真实情况。结合前人研究(常淑敏等，2019)与分数实际含义，以4分作为分界点进行二分编码。若某一资源得分≥4，则认为个体拥有该类资源，编码为1；否则编码为0，代表没有该类资源。所有经过二分编码后的积极资源得分相加，得到累积资源指数，分数范围为0-6，分数越高意味着个体拥有越多种类的积极资源。

2.累积风险的测查

累积风险指青少年经历的压力事件频次总数。本研究采用刘贤臣等(1997)编制的青少年生活事件量表测查青少年过去一年中可能遭受的压力事件，包括人际、学业、适应、受惩罚与丧失等五方面，一共27个事件。若该事件未发生记为0，若事件发生则记为1。所有题目得分相加得到累积风险指数，分数范围为0-27，分数越高意味着个体经历的压力事件数量越多。本研究中，青少年生活事件量表的Cronbach’sα系数为0.89。

3.主观幸福感

主观幸福感包括生活满意度、积极情感和消极情感。生活满意度采用Huebner(1991)编制的学生生活满意度量表进行测查，一共7道题，采用5点计分。本研究中，该量表T1和T2的Cronbach’sα系数分别为0.68和0.71。积极和消极情感采用Bradburn(1969)编制、陈文锋和张建新(2004)修订的积极和消极情感量表来测查，一共14道题，其中8道题测查积极情感，6道题测查消极情感。量表采用4点计分，本研究中积极情感T1和T2的Cronbach’sα系数分别为0.80和0.87，消极情感T1和T2的Cronbach’sα系数分别为0.79和0.81。

4.人口学变量

采用自编的人口学基本信息调查表，测查农村青少年的性别、年龄、是否留守、父母文化程度、家庭月收入等信息。

(三)数据分析

采用SPSS 22.0进行数据管理与分析。在正式分析前，对研究变量的缺失模式进行Little’s MCAR检验，χ2=429.92，df=399，p=0.14。这说明在本研究中，不存在系统性的数据缺失。为保留尽可能多的数据信息，只要符合前述筛选标准，即使有变量缺失的个案也未作删除处理。在具体分析过程中，首先对各变量进行描述统计，其次采用分层回归分析，考察T1累积资源与T1累积风险对青少年T1和T2主观幸福感的累积效应及作用模式。

三、研究结果

(一)累积资源、累积风险和主观幸福感的基本情况

农村青少年积极资源、压力风险和主观幸福感的基本情况见表1。在积极资源方面，农村青少年的累积资源平均得分为2.98(SD=1.69)。全部参与者中，9.40%拥有的资源数为0，48.60%拥有1-3种资源，41.70%拥有4-6种资源，0.50%的青少年由于某些资源量表未填写，没有累积资源得分。农村青少年的累积风险平均得分为13.91(SD=5.68)。全部参与者中，5.57%报告过去一年中只经历了极少数压力事件(0-4件)，55.49%报告经历了中等数量的压力事件(10-19件)，14.60%报告经历了较高数量的压力事件(20件及以上)，9.97%的青少年由于某些题项未填写，没有累积风险得分。此外，T1和T2分别有12.14%和19.10%参与者报告对目前生活感到满意或很满意，T1和T2分别有47.01%和36.08%参与者报告有时或常常感受到积极情绪，T1和T2分别有13.60%和11.33%参与者报告有时或常常感受到消极情绪。

相关分析发现，性别、年龄、留守状态、父母文化程度和家庭月收入等人口学变量与主要研究变量之间存在显著相关关系。具体而言，留守青少年累积风险得分显著高于非留守青少年。年龄越大，两次测查的积极情感得分越低。女生第二次测查的消极情感得分显著高于男生。此外，父母文化程度越高或家庭月收入越高，个体的累积资源和主观幸福感越高。鉴于此，后续分析中将把这些人口学变量作为控制变量处理。

表1农村青少年积极资源、压力风险和主观幸福感的基本情况

积极资源家庭支持朋友支持教师支持亲子亲和坚韧性人格自尊M±SD4.04±0.763.83±0.843.84±0.923.90±0.754.03±0.703.24±0.59人数比例a64.80%54.90%54.60%52.30%59.30%11.90%压力风险压力事件数量0-4件5-9件10-14件15-19件20-24件25件及以上人数比例5.57%14.36%25.43%30.06%12.17%2.43%主观幸福感T1生活满意度T1积极情感T1消极情感T2生活满意度T2积极情感T2消极情感M±SD3.07±0.742.89±0.592.14±0.673.37±0.672.72±0.672.04±0.67人数比例b12.14%47.01%13.60%19.09%36.08%11.33%

注：a指拥有该资源的青少年比例，若某一资源分数≥4分，则认为青少年拥有该资源。b指生活满意度≥4分，或积极情感≥3分，或消极情感≥3分的青少年比例。

表2本研究各变量的相关分析

1234567891011121.性别a12.年龄-0.07*3.留守状态b0.040.034.父母文化程度-0.03-0.21**-0.06*5.家庭月收入-0.07*-0.13**0.21**0.33**6.累积资源-0.05-0.04-0.020.06*0.08*7.累积风险-0.030.050.10**0.00-0.03-0.38**8.T1生活满意度-0.02-0.04-0.030.11**0.21**0.32**-0.12**9.T1积极情感-0.03-0.10**-0.030.12**0.15**0.47**-0.21** 0.38**10.T1消极情感0.050.020.00-0.05-0.11**-0.29**0.33**-0.07*-0.17**11.T2生活满意度-0.04-0.01-0.010.060.17**0.27**-0.13**0.37**0.34**-0.07*12.T2积极情感0.02-0.12**-0.030.10**0.20**0.34**-0.16**0.24**0.48**-0.21** 0.41**13.T2消极情感0.12**0.010.01-0.03-0.01-0.19**0.28**-0.05-0.13**0.46**-0.06*-0.04

注：a性别为虚拟变量，男生=0，女生=1。b留守状态为虚拟变量，非留守青少年=0，留守青少年=1，留守青少年包括单亲外出或双亲外出两种情况。*,p<0.05,**,p<0.01,***,p<0.001,下同。

(二)累积资源对农村青少年主观幸福感的预测作用

为考察累积资源对农村青少年当前和半年后主观幸福感的各项指标的预测作用，采用分层回归分析逐步进入人口学变量、累积资源一次项和累积资源二次项；当考察T2主观幸福感时，将T1主观幸福感作为控制变量。结果发现(见表3)，累积资源对于青少年当前和半年后主观幸福感的各项指标均具有显著的预测作用，但作用模式有所不同。具体而言，对于当前的情感层面幸福感，累积资源二次项具有显著预测作用(积极情感：β=0.19，p<0.05；消极情感：β=-0.40，p<0.01)。对于当前生活满意度，仅累积资源一次项发挥显著预测作用(β=0.30，p<0.001)。此外，对于半年后的三种主观幸福感指标，均只有累积资源一次项表现出显著预测作用(生活满意度：β=0.16，p<0.001；积极情感：β=0.16，p<0.001；消极情感：β=-0.08，p<0.01)。这说明对于青少年当前情感层面的幸福感，积极资源的累积效应以正加速模式发挥作用，表现为积极资源数量越多，情感幸福感提升速度越快。半年后，青少年的主观幸福感则以稳定匀速的线性方式从累积资源中获益。

(三)累积风险对农村青少年主观幸福感的预测作用

同样地，通过分层回归分析考察累积风险对农村青少年当前和半年后主观幸福感的预测作用，结果如表4所示。累积风险对青少年当前和半年后的主观幸福感的各项指标均具有显著的预测作用，且均表现为线性模式。具体而言，累积风险一次项能够显著预测T1和T2的各项主观幸福感指标(T1生活满意度：β=-0.10，p<0.01；T1积极情感：β=-0.21，p<0.001；T1消极情感：β=0.34，p<0.001；T2生活满意度：β=-0.10，p<0.01；T2积极情感：β=-0.07，p<0.05；T2消极情感：β=0.17，p<0.001)，这说明无论是当前还是半年后，青少年的生活满意度和积极情感随着压力事件的增多而出现匀速下降，消极情感则随之匀速上升。

表3累积资源对农村青少年当前和半年后主观幸福感的影响

生活满意度积极情感消极情感T1(N=1183)T2(N=1061)T1(N=1142)T2(N=1013)T1(N=1148)T2(N=1029)βΔR2βΔR2βΔR2βΔR2βΔR2βΔR2Block1a0.06***0.15***0.04***0.25***0.02**0.23***性别-0.01-0.02-0.020.050.06*0.10***年龄0.020.03-0.06*-0.06*0.010.01留守状态-0.08**-0.04-0.05-0.06*0.02-0.01父母文化程度0.05-0.020.06-0.030.00-0.03家庭月收入0.22***0.10**0.13***0.16***-0.11**0.04T1结果变量.36***.45***.46***Block2b0.09***0.02***0.20***0.02***0.09***0.01*累积资源(一次项)0.30***0.16***0.45***0.16***-0.30***-0.08**Block3c0.000.000.01*0.000.01**0.00累积资源(二次项)0.020.000.19*0.04-0.40**-0.09

注：aBlock 1的系数是在只包括该层变量的情况下计算得出。bBlock 2的系数是在控制了Block 1变量的情况下计算得出。cBlock 3的系数是在控制了Block 1 和Block 2变量的情况下计算得出。

表4累积风险对农村青少年当前和半年后主观幸福感的影响

生活满意度积极情感消极情感T1(N=1070)T2(N=957)T1(N=1034)T2(N=916)T1(N=1041)T2(N=936)βΔR2βΔR2βΔR2βΔR2βΔR2βΔR2Block1a0.06***0.14***0.04***0.24***0.02*0.23***性别0.00-0.02-0.030.040.07*0.09**年龄-0.020.02-0.06-0.050.010.01留守状态-0.07*-0.04-0.06-0.06*0.020.00父母文化程度0.05-0.030.06-0.020.00-0.03家庭月收入0.22***0.10**0.13***0.15***-0.10**0.04T1结果变量.35***.44***.47***Block2b0.01**0.01**0.04***0.01*0.11***0.02***累积风险(一次项)-0.10**-0.10**-0.21***-0.07*0.34***0.17***Block3c0.000.000.000.000.000.00累积风险(二次项)0.16-0.08-0.030.14-0.21-0.03

续表

注：aBlock 1的系数是在只包括该层变量的情况下计算得出。bBlock 2的系数是在控制了Block 1变量的情况下计算得出。cBlock 3的系数是在控制了Block 1 和Block 2变量的情况下计算得出。

四、讨论与启示

本研究调查了农村青少年积极资源、压力风险和主观幸福感的基本现状，发现在涵盖的6种资源和27件压力风险中，近六成农村青少年仅拥有3种或以下的资源数量，四成青少年拥有4种或以上的资源数量；七成青少年经历10件或以上的压力事件。两次测查中，12%-19%农村青少年表示对目前生活感到满意或很满意，36%-47%青少年表示有时或常常感受到积极情绪，11%-14%青少年表示有时或常常感受到消极情绪。相比于以往调查数据显示的中国居民总体上有53%感觉生活幸福或很幸福(刘军强，熊谋林，苏阳，2012)，农村青少年感到幸福的比例显然偏低。尽管测量工具和具体指标不一致，但也能够侧面说明农村青少年幸福感急需关注。此外，通过短期追踪测查，本研究考察了积极资源和压力风险对农村青少年当前和半年后主观幸福感的累积效应及其作用模式。研究结果表明，当前积极资源和当前压力风险对农村青少年当前和半年后的主观幸福感都具有显著累积效应；在累积效应的作用模式上，积极资源和压力风险出现了分化，表现为压力风险对青少年主观幸福感的累积效应均以线性模式发挥作用，而积极资源对青少年当前主观幸福感，特别是情感幸福感，以非线性的正加速模式发挥作用。

(一)资源和风险对当前主观幸福感的累积效应及其作用模式

首先，积极资源和压力风险对农村青少年当前主观幸福感的各项指标都具有显著累积效应。本研究结果不仅支持了以往有关累积风险对青少年主观幸福感具有不利影响的结论(Chappel et al.，2014；Jiang et al.，2019；Ng et al.，2018)，并且进一步拓展了以往研究结果，发现积极资源同样具有累积效应，风险和资源的数量是影响农村青少年主观幸福感水平的重要因素。事实上，无论是累积风险还是累积资源，本质上反映的都是青少年所面临处境的整体状况——资源总的来说是来自多领域的还是仅来自单一领域，面临的风险是压倒性令人难以应付的还是少数的足以应付的。对农村青少年而言，与父母亲近温暖的情感联结、拥有可以谈论问题和寻求帮助的朋友与老师、对未来充满乐观、认为自己有价值等等所有这些来自多领域的积极资源构建了一个良好的积极生态网络，青少年在这样的环境中会具有更高的生活满意度、感受到更多的积极情感和更少的消极情感。另外，如果农村青少年报告经历了大量的压力事件，这可能反映其生活在一个无序和混乱的环境当中。若生活环境充斥着大量的不利因素，意味着青少年在现实生活中缺乏必要的“舒适场所”(Mortimer & Call，2001)，无疑这会直接影响青少年对生活现状的认知评价以及积极或消极情绪感受。

其次，在具体的累积作用模式上，本研究发现累积资源对于农村青少年当前情感幸福感以非线性的正加速模式发挥作用：随着当前资源数量的增多，农村青少年当前积极情感水平迅速提升，消极情感水平迅速下降。换句话说，当前每新增一个积极资源，其对个体当前情感幸福感的促进作用都十分明显。与之不同的是，累积风险对于农村青少年当前主观幸福感均以线性模式发挥作用，当前经历的每件压力事件都会导致生活满意度和积极情感相应地下降一些，消极情感相应地上升一些。一方面，不同于以往研究(Rauer，Karney，Garvan，& Hou，2008；Rutter，1987)，我们发现累积风险不是以急剧上升的正加速模式发挥作用，而是以平缓的线性模式在发挥作用。这有可能是因为本研究中仅选取了单一量表测查青少年可能具有的压力风险，不仅测查的事件严重程度较低，而且相对其他采用多量表测查多领域风险的研究来说，本研究的风险同质性相对更高，而这可能是作用模式体现为线性的原因(金灿灿等，2011)。另一方面，综合累积资源和累积风险对青少年主观幸福感的作用模式来看，青少年对积极资源数量的作用更敏感，反应更迅速。这提示对于主观幸福感，特别是情感层面幸福感这样的积极发展结果，构建积极资源的作用要比减少压力风险的作用更为明显和迅速。

(二)青少年主观幸福感的适应性

前文中提到，有观点认为由于个体会逐渐适应环境，即使个体的主观幸福感水平产生改变，那也只是暂时的、不能够长久维持(Brickman & Campbell，1971)。甚至有学者用“幸福跑步机”来形容这幅略显悲观的画面：人们在一台周而复始的跑步机上追逐幸福，尽管每天都在奔波劳碌，但是哪里也到不了，即使得到幸福也是片刻的而无法持久(吴菲，2019)。为了考察青少年主观幸福感适应性这一问题，我们采用追踪设计，发现个体主观幸福感所能产生的变化并不是那么短暂难以维持，无论是积极资源还是压力风险，二者的累积效应同样都具有跨时间的稳定性，至少在研究考察的半年时间间隔内保持稳定。这说明，通过干预和改善青少年可能拥有的多种积极资源和压力风险，不但能够直接影响青少年当前主观幸福感，这一累积效用还能够至少维持半年有效。但需要注意的是，青少年的主观幸福感确实具有一定程度的适应性，随着时间的推移，积极资源的累积效应会稍有下降，表现为青少年半年后的情感幸福感不再能够从当前积极资源的累积优势中加速获益，而是以平缓的线性模式随之增长。这提示我们，青少年对当下的积极资源感受更为敏感、反应更为迅速，为促进青少年的主观幸福感，充分构建当前积极资源是非常必要的。

(三)教育启示

本研究基于纵向研究设计，结合积极资源和压力风险，考察二者对主观幸福感的累积效应及其作用模式，研究结果启示我们，在提升农村青少年主观幸福感的干预实践中，要注重生态学效度，采用系统综合的视角，从针对单一特定因素转向关注多元整合因素，重视多因素的协同累积作用。首先，对于积极资源而言，要构筑横跨家庭、同伴、学校甚至青少年自身积极特质等各领域的积极资源网络，注重资源数量的充足性，充分利用资源之间彼此强化的效应；对于压力风险而言，每减少一个风险都能够产生收益，预防农村青少年主观幸福感水平下降。其次，虽然通过消除或减少压力风险的做法能够预防幸福感水平的下降，但是本研究结果从另一方面也提示我们，对于当前幸福感，构建积极资源的作用要比减少压力风险的作用更为明显和迅速。这表明为有效促进农村青少年幸福感的提升，需要及时构建积极的个人支撑体系，丰富青少年的积极发展资源。