1 引言
合作是青少年融入群体社会的重要途径，不仅影响青少年人际关系质量，对其社会适应及身心健康同样影响深远(崔丽莹 等, 2022)。作为亲社会性的重要形式之一，合作行为的发生发展受多种内外因素共同作用(Balliet et al., 2014)，探讨合作行为的促进因素及心理机制对洞悉青少年亲社会性发展，促进青少年身心健康具有重要价值。
已有研究表明，敬畏具有广泛的亲社会效应(林荣茂 等, 2025)，能促进助人、利他(Piff et al., 2015)及合作(Wu et al., 2024; Zhang et al., 2025)等亲社会行为。小我(small self)假说在解释敬畏的亲社会效应中广受关注。小我是个体感知浩瀚外界的同时对自我大小削弱的觉知(Tyson et al., 2022)。小我假说认为，敬畏通过削弱自我，增强以他人为导向的关注激发亲社会行为(Stellar, 2021)。然而，与牺牲个人利益的助人或利他行为不同，合作更强调个体与他人利益间的一致性与相互依存(Tomasello, 2019)，可见小我并非解释敬畏促进合作行为的最优机制。近年来，Perlin和Li(2020)从理论上修订小我假说，引入安静自我(quiet ego)假说及敬畏的自我变革效应(awe’s self-transformative effects)，提出敬畏的亲社会效应模型，认为敬畏通过顺应需要推动自我以整合的方式促进合作等亲社会行为。实证研究发现，相比于小我，安静自我更能解释敬畏对合作行为的影响(Zhang et al., 2025)，为敬畏的亲社会效应模型提供了部分证据。
此外，敬畏包含“敬”和“畏”双重层面，不同效价敬畏对合作行为的影响及机制可能存在差异(Gordon et al., 2017)。青少年正处于社会化发展的关键阶段，其高自我中心性可能限制青少年理解他人观点和寻求集体利益，阻碍合作行为(Frankenberger, 2000)。探究青少年合作行为对理解其亲社会性发展具有重要意义。因此，本研究基于Perlin和Li(2020)提出的敬畏的亲社会效应模型，拟采用两项实验旨在探究不同效价敬畏对青少年合作行为的影响及其机制，以期拓展敬畏亲社会效应的推论边界。
1.1 不同效价敬畏与合作行为
敬畏是个体面对广阔浩大、超越当前理解范围事物时所产生的复杂情绪体验(Keltner & Haidt, 2003)。敬畏包含“敬”和“畏”双重层面，个体在感知浩大而不具威胁性事物时(如自然奇观)，会产生伴随愉悦感的积极敬畏；而感知事物巨大且具有威胁性时(如毁灭性的自然灾害)，会经历伴随恐惧感的消极敬畏(Shiota et al., 2007)。虽然目前关于消极敬畏究竟是基于敬畏边缘特征“危险”的情绪变式还是同时包含敬畏和恐惧的复合情绪仍存在争议(Chaudhury et al., 2022)，但研究者更关注其社会功能变化(林荣茂 等, 2025)。
研究发现，不同效价敬畏对个体心理与行为的影响存在差异(Gordon et al., 2017)。积极敬畏与积极情绪、平静及高自我控制感等正性体验相关，具有稳定的亲社会效应(林荣茂 等, 2025; Piff et al., 2015)，而消极敬畏的亲社会效应结论并不一致(赵越 等, 2023)。一方面，消极敬畏能增强亲社会性，促进助人行为(赵小红 等, 2021; Piff et al., 2015)；另一方面，当个体无法应对由消极敬畏引发的威胁感时，其感知控制水平较低，可能阻碍亲社会行为的实施(Septianto et al., 2022)。虽然消极敬畏引发威胁、恐惧及低个人控制感等负性体验(Gordon et al., 2017)，但根据群体控制模型(group-based control model)，当个体感到失去控制时，倾向于通过强化群体身份认同(如强调“我们”而不是“我”)应对个人控制的局限性(Fritsche et al., 2013)。研究也表明，威胁性自然灾害能增强共同身份认同，如提高全球性公民身份认同(Seo et al., 2023)或社群感(Wang et al., 2023)，促进人际合作(Balliet et al., 2014)。可见消极敬畏下个体间共享社会身份，有助于青少年作为集体一份子进行合作。据此提出假设1：积极敬畏和消极敬畏均能促进青少年合作行为。
1.2 安静自我的作用
小我假说解释了敬畏如何削弱自我促进亲社会行为(Wu et al., 2024)，但未能揭示合作中所需的“自我−他人平衡”机制。Perlin和Li(2020)引入McAdams(2013)的心理自我综合框架(integrative framework of psychological selfhood)，使用安静自我重新解释敬畏的亲社会效应。安静自我以认识自我与他人相互依赖为特征，是心理成熟度较高的自我描述(张丽 等, 2024; Wayment et al., 2015)。安静自我强调社会和谐、共同成长、平衡、转变及同情心(Bauer & Wayment, 2008; Perlin & Li, 2020)，使个体平衡对自我和他人的关注，促进共同发展与集体利益(Bauer & Weatherbie, 2023; Rogawski et al., 2025)。这与合作行为中相互依赖、寻求共同利益的特征尤为一致。此外，安静自我对相互依赖认识的增强将激发与“我们感”相关的行为动机(Tomasello, 2019)，促进青少年融入集体。
需要指出的是，不同效价敬畏对安静自我的影响可能存在差异。积极敬畏与平静、积极情感关联，使个体从长远视角反思性地审视自我(Danvers & Shiota, 2017)，促进自我与他人共同成长(Perlin & Li, 2020)，能直接引发安静自我。而消极敬畏伴随害怕、焦虑和威胁等负面情绪，以及更高的不确定性和情境控制感(Gordon et al., 2017; Piff et al., 2015)，这可能在短暂状态下导致青少年情绪波动，而非自我成长或内在平静。参考赵越等人(2023)根据自我概念的能动(agency)、共生(communion)维度对小我和真我的分类，强调自我与探索，注重成长和改变的安静自我应属于自我概念的能动维度。消极敬畏伴随的低自我控制感将导致无力感增强或效能感降低(Gordon et al., 2017)，与自我概念的能动性相悖，因此，消极敬畏不能直接影响安静自我。据此提出假设2：安静自我仅在积极敬畏促进合作行为的关系中起中介作用。
1.3 顺应需要的作用
Perlin和Li(2020)基于敬畏对自我的影响提出敬畏的自我变革效应，意指敬畏具有改变自我的力量，并将其嵌入安静自我假说提出敬畏的亲社会效应模型。根据敬畏的亲社会效应模型，由外界浩大刺激引发的敬畏需个体调节或改变现有认知以适应新刺激，催生出顺应需要(赵小红 等, 2021; Valdesolo & Graham, 2014)。顺应需要指新经验与现有心理结构不相适应时的心理重建过程(董蕊 等, 2013)。顺应需要可以改变个体视角，引发对自我、他人和外界更复杂的思考方式，是自我转变、人格发展和心理成熟的关键驱力(Block, 1982; Lilgendahl et al., 2013)，能促进更高水平的安静自我(Perlin & Li, 2020)。尽管积极消极敬畏在情绪体验上存在差异，但都能一致引发顺应需要(Chaudhury et al., 2022)。据此Perlin和Li也指出，敬畏的亲社会效应模型适用于不同效价敬畏。由此提出假设3：顺应需要、安静自我在不同效价敬畏促进合作行为的关系中起链式中介作用，形成不同效价敬畏影响合作行为的机制异同(见图1)。
综上，本研究探究不同效价敬畏对青少年合作行为的影响，并基于Perlin和Li(2020)提出的敬畏的亲社会效应模型，探究不同效价敬畏影响青少年合作行为的机制异同。研究以初中生青少年为被试，开展两项实验分别探讨不同效价敬畏对合作行为的影响及顺应需要、安静自我的作用。本研究结果将为推论敬畏的亲社会效应模型提供实证证据。
2 实验1：不同效价敬畏对合作行为的影响
2.1 被试
采用G*Power3.1软件(Faul et al., 2007)计算实验所需样本量，设置f=0.30，α=0.05，达到0.8的统计检验力，最少需要被试111名。选取上海市两所中学174名六、七年级学生，剔除7名自评“有点不认真”和“完全不认真”后，共167名有效被试(68名男生，六年级99名，M年龄=12.55岁，SD=0.74岁)。其中积极敬畏组58人，消极敬畏组53人，中性情绪组56人。特质敬畏量表7人填写缺失，Little’s MCAR检验表明数据缺失模式为完全随机缺失[χ2(9)=15.52, p=0.078]。被试及其家长实验前均签署了知情同意书。
2.2 实验材料
特质敬畏量表：采用Shiota等人(2006)编制的特质敬畏量表，共6个题目(α=0.77)，采用Likert七级计分，分数越高表明个体特质敬畏水平越高。
情绪诱发材料：三组情绪诱发材料均为四分半左右的剪辑视频。其中积极敬畏组视频为纪录片《行星地球》中壮观的自然景观(如，群山、丛林、瀑布、草原等)；消极敬畏组视频为纪录片《灾难进行时》中破坏性的自然景观(如，火山、闪电、地震、飓风等)，两类情绪诱发材料均在以往研究使用并证实其有效性(Gordon et al., 2017; Piff et al., 2015)；中性情绪组视频内容为手工折纸。
多维情绪量表：参考前人研究(Chaudhury et al., 2022)，采用生气、难过、开心、害怕、敬畏五个情绪评定词测量被试当下的情绪状态，采用Likert七级计分(1=完全没有，7=非常强烈)，得分越高表示情绪体验越强。
公共物品游戏：使用公共物品困境博弈任务测量合作行为(Liu & Hao, 2015)。请被试想象与其他三人组成小组完成模拟投资游戏。游戏开始时每位成员均拥有100元游戏币，并创建一个公共账户，被试可按意愿把一定数目游戏币(0～100)投入公共账户。若账户总额大于等于200，金额翻倍后平分给各成员；若总额小于200，系统将不返还投资的游戏币。请被试首先猜想其他三位成员可能向公共账户投资的平均游戏币数量，然后决定自己投入的游戏币数量。其中，对小组成员投资额的猜想作为他人合作预期指标，公共账户投资额作为合作行为指标。研究表明，他人合作预期影响个体合作行为(熊承清 等, 2021)，因此本研究将其作为控制变量。
2.3 实验程序
由两名心理学研究生担任主试，在被试所在学校机房开展实验。本实验所有操作均在电脑上完成，采用问卷星发放问卷。被试按约定时间进入机房后随机间隔就座，每次施测20～24人。请被试独立、安静完成实验，先填写人口学信息及特质敬畏量表，后戴上耳机在全屏模式下观看视频。结束后，完成多维情绪量表和公共物品游戏。整个实验约20分钟。
2.4 结果
单因素方差分析(ANOVA)结果显示，特质敬畏得分的组别(M积极敬畏组=5.14, SD=1.14; M消极敬畏组=5.17, SD=1.11; M中性情绪组=4.81, SD=1.30)差异不显著，F(2, 157)=1.48，p=0.232，表明被试随机分组有效。
2.4.1 操纵检验
单因素方差分析显示(表1)，敬畏、开心、生气、难过、害怕的组别差异显著，F(2, 164)≥13.61，ps<0.001。Bonferroni事后多重比较(以下同)发现，积极、消极敬畏组的敬畏情绪高于中性情绪组；消极敬畏组的生气、难过、害怕情绪高于中性情绪组、积极敬畏组；消极敬畏组的开心情绪低于中性情绪组、积极敬畏组。将消极敬畏组的敬畏情绪分别与生气、难过、害怕做进一步分析发现，消极敬畏组的敬畏高于生气[t(52)=5.89, p<0.001]。此外，参照王笑笑等人(2025)的研究，控制开心、生气、难过和害怕后，积极敬畏的实验操纵主效应[F(1, 108)=44.53, p<0.001, $ \eta _{\mathrm{p}}^{2} $ =0.29]和消极敬畏的实验操纵主效应[F(1, 103)=4.08, p=0.046, $ \eta _{\mathrm{p}}^{2} $ =0.04]显著。表明不同效价敬畏情绪诱发操纵有效。
表1 实验1各变量的描述统计分析(n=167) |
| 积极敬畏组 (n=58) | 消极敬畏组 (n=53) | 中性情绪组 (n=56) | F | |
| 生气 | 1.28±0.93 | 2.34±1.73 | 1.27±0.88 | 13.61*** |
| 难过 | 1.59±1.17 | 3.91±1.89 | 1.21±0.78 | 63.41*** |
| 开心 | 3.98±2.49 | 1.87±1.56 | 3.84±2.25 | 16.45*** |
| 害怕 | 1.76±1.63 | 3.66±2.32 | 1.18±0.72 | 32.64*** |
| 敬畏 | 4.40±2.34 | 3.94±1.91 | 1.75±1.55 | 29.20*** |
| 公共物品投资额 | 61.45±30.55 | 68.09±22.97 | 47.29±28.73 | 6.34** |
注：**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
2.4.2 不同效价敬畏与合作行为
以公共物品投资额为因变量，视频观看组别为自变量，年龄、性别及他人合作预期为控制变量进行单变量方差分析。结果显示(表1)，公共物品投资额的组别差异显著[F(2, 161)=6.34, p=0.002, $ \eta _{\mathrm{p}}^{2} $ =0.07]，积极、消极敬畏组的公共物品投资额高于中性情绪组，积极、消极敬畏组的组间差异不显著。
3 实验2：不同效价敬畏对合作行为的影响：顺应需要和安静自我的作用
3.1 被试
被试量计算同实验1。选取上海、浙江两所中学380名七、八年级学生为被试，剔除22名自评作答“有点不认真”和“完全不认真”，共358名有效被试(176名男生，184名七年级，M年龄=13.53岁，SD=0.75岁)。其中积极敬畏组131人，消极敬畏组114人，中性情绪组113人。特质敬畏量表29人填写缺失，Little’s MCAR检验表明数据缺失模式为完全随机缺失[χ2(11)=18.21, p=0.077]。被试及其家长实验前均签署了知情同意书。
3.2 实验材料
特质敬畏量表：同实验1(α=0.82)。
情绪诱发材料：同实验1。
多维情绪量表：同实验1。
顺应需要量表：同以往研究(Stellar et al., 2018)，使用2个题项测量顺应需要(α=0.72)。具体题项如下：“我感到自己用不同的角度看世界”“我对世界的认识发生了一定程度的改变”。采用Likert七级计分(1=完全不符合，7=完全符合)，得分越高表示顺应需要越强。
公共物品游戏：同实验1。
3.3 实验程序
被试观看视频后填写多维情绪量表，然后填写顺应需要和安静自我量表，其他程序同实验1。整个实验约25分钟。
3.4 结果
单因素方差分析结果显示，特质敬畏得分的组别(M积极敬畏组=5.12, SD=1.38; M消极敬畏组=4.91, SD=1.21; M中性情绪组=4.81, SD=1.28)差异不显著，F(2, 326)=1.60，p=0.203。表明被试随机分组有效。
3.4.1 操纵检验
单因素方差分析结果显示(表2)，敬畏、开心、生气、难过、害怕的组别差异显著，F(2, 355)≥28.12，ps<0.001。积极、消极敬畏组的敬畏情绪高于中性情绪组；消极敬畏组的生气、难过、害怕情绪高于中性情绪组、积极敬畏组；积极敬畏组的开心情绪高于中性情绪组，消极敬畏组的开心情绪低于中性情绪组。进一步分析发现，积极敬畏组的敬畏高于开心[t(113)=2.00, p=0.047]，消极敬畏组的敬畏高于生气[t(113)=9.02, p<0.001]、难过[t(113)=3.33, p=0.001]、害怕[t(113)=2.29, p=0.019]。控制开心、生气、难过和害怕后，积极敬畏的实验操纵主效应[F(1, 238)=93.39, p<0.001, $ \eta _{\mathrm{p}}^{2} $ =0.28]和消极敬畏的实验操纵主效应[F(1, 221)=28.94, p<0.001, $ \eta _{\mathrm{p}}^{2} $ =0.12]显著。表明不同效价敬畏情绪诱发操纵有效。
表2 实验2各变量的描述统计分析(n=358) |
| 积极敬畏组 (n=131) | 消极敬畏组 (n=114) | 中性情绪组 (n=113) | F | |
| 生气 | 1.16±0.71 | 2.20±1.49 | 1.36±1.12 | 28.12*** |
| 难过 | 1.81±1.52 | 3.35±2.01 | 1.43±1.19 | 45.98*** |
| 开心 | 4.29±2.17 | 1.68±1.40 | 3.30±2.15 | 55.24*** |
| 害怕 | 1.57±1.32 | 3.52±2.12 | 1.42±1.20 | 62.95*** |
| 敬畏 | 4.69±2.25 | 4.09±1.95 | 2.00±1.75 | 58.33*** |
| 顺应需要 | 5.19±1.57 | 5.07±1.52 | 4.03±1.83 | 17.21*** |
| 安静自我 | 3.67±0.49 | 3.42±0.49 | 3.39±0.55 | 11.94*** |
| 公共物品投资额 | 64.32±26.14 | 62.99±23.59 | 48.78±28.53 | 13.07*** |
3.4.2 不同效价敬畏与顺应需要、安静自我、合作行为
分别以顺应需要和安静自我(控制年龄、性别)、公共物品投资额(控制年龄、性别及他人合作预期)为因变量，视频观看组别为自变量进行单变量方差分析。结果显示(表2)，顺应需要[F(2, 353)=17.21, p<0.001, $ \eta _{\mathrm{p}}^{2} $ =0.09]、安静自我[F(2, 353)=11.94, p<0.001, $ \eta _{\mathrm{p}}^{2} $ =0.06]和公共物品投资额[F(2, 352)=13.07, p<0.001, $ \eta _{\mathrm{p}}^{2} $ =0.07]的组别差异显著，积极、消极敬畏组的顺应需要和公共物品投资额高于中性情绪组，积极敬畏组的安静自我高于消极敬畏组、中性情绪组。
3.4.3 安静自我的中介效应
构建以积极敬畏和消极敬畏为自变量，安静自我为中介变量，公共物品投资额为因变量的中介模型。参考Piff等人(2015)对不同效价敬畏的虚拟变量编码，以中性情绪组为参照组，生成积极敬畏(积极敬畏组=1，中性情绪组=0，消极敬畏组=0)和消极敬畏(积极敬畏组=0，中性情绪组=0，消极敬畏组=1)两个虚拟变量。性别、年龄及他人合作预期为控制变量。除虚拟变量外，所有变量均转换为标准分。中介效应检验采用SPSS26.0宏程序PROCESS 3.4.1完成。
表3 安静自我的中介效应检验 |
| 结果变量 | 预测变量 | β | SE | t | 95% CI |
| 安静自我 | |||||
| 性别 | 0.05 | 0.10 | 0.54 | [–0.14, 0.25] | |
| 年龄 | –0.19 | 0.05 | –3.84*** | [–0.29, –0.09] | |
| 他人合作预期 | 0.16 | 0.05 | 3.20** | [0.06, 0.26] | |
| 积极敬畏 (vs. 中性情绪) | 0.53 | 0.12 | 4.37*** | [0.29, 0.77] | |
| 消极敬畏 (vs. 中性情绪) | 0.07 | 0.13 | 0.56 | [–0.17, 0.32] | |
| 公共物品投资额 | |||||
| 性别 | –0.05 | 0.09 | –0.55 | [–0.21, 0.12] | |
| 年龄 | –0.01 | 0.04 | –0.17 | [–0.09, 0.08] | |
| 他人合作预期 | 0.52 | 0.04 | 11.96*** | [0.43, 0.60] | |
| 安静自我 | 0.14 | 0.05 | 3.13** | [0.05, 0.23] | |
| 积极敬畏 (vs. 中性情绪) | 0.42 | 0.11 | 4.01*** | [0.22, 0.63] | |
| 消极敬畏 (vs. 中性情绪) | 0.42 | 0.11 | 3.97*** | [0.21, 0.63] |
注：性别为虚拟变量，男=0，女=1。 |
以消极敬畏组为参照组，生成积极敬畏和中性情绪两个虚拟变量，再次进行中介模型检验。结果发现，积极敬畏(vs. 消极敬畏)正向预测安静自我(β=0.46, SE=0.12, t=3.80, p<0.001, 95%CI=[0.22, 0.70])。中介效应分析显示，积极敬畏(vs. 消极敬畏)通过安静自我影响合作行为的中介效应显著(effect=0.065, SE=0.03, 95%CI=[0.01, 0.15])，表明相比消极敬畏，积极敬畏通过安静自我影响合作行为的效应更强。
3.4.4 顺应需要和安静自我的链式中介效应
将顺应需要和安静自我为中介构建不同效价敬畏影响合作行为的链式中介模型。以中性情绪组为参照(同上)组，结果显示(见图3和表4)，积极、消极敬畏显著正向预测顺应需要，积极敬畏和顺应需要正向预测安静自我，积极、消极敬畏和安静自我正向预测公共物品投资额。积极敬畏经过顺应需要和安静自我影响公共物品投资额的链式中介效应显著(effect=0.027, SE=0.01, 95%CI=[0.01, 0.06])，占总效应的5.42%；消极敬畏经过顺应需要和安静自我影响公共物品投资额的链式中介效应显著(effect=0.024, SE=0.01, 95%CI=[0.01, 0.05])，占总效应的5.63%；积极敬畏经过安静自我影响公共物品投资额的中介效应显著(effect=0.056, SE=0.03, 95%CI=[0.01, 0.13])，占总效应的11.18%。
表4 安静自我和顺应需要的链式中介效应检验 |
| 结果变量 | 预测变量 | β | SE | t | 95%CI |
| 顺应需要 | |||||
| 性别 | 0.07 | 0.10 | 0.69 | [−0.13, 0.27] | |
| 年龄 | 0.02 | 0.05 | 0.39 | [−0.08, 0.12] | |
| 他人合作预期 | 0.04 | 0.05 | 0.75 | [−0.06, 0.14] | |
| 积极敬畏 (vs. 中性情绪) | 0.67 | 0.12 | 5.44*** | [0.43, 0.91] | |
| 消极敬畏 (vs. 中性情绪) | 0.61 | 0.13 | 4.74*** | [0.35, 0.86] | |
| 安静自我 | |||||
| 性别 | 0.04 | 0.10 | 0.37 | [−0.16, 0.23] | |
| 年龄 | −0.20 | 0.05 | −4.08*** | [−0.29, −0.10] | |
| 他人合作预期 | 0.15 | 0.05 | 3.11** | [0.06, 0.25] | |
| 顺应需要 | 0.26 | 0.05 | 5.10*** | [0.16, 0.36] | |
| 积极敬畏 (vs. 中性情绪) | 0.36 | 0.12 | 2.93** | [0.12, 0.60] | |
| 消极敬畏 (vs. 中性情绪) | −0.09 | 0.13 | −0.69 | [−0.33, 0.16] | |
| 公共物品投资额 | |||||
| 性别 | −0.04 | 0.09 | −0.51 | [−0.21, 0.12] | |
| 年龄 | −0.003 | 0.04 | −0.08 | [−0.09, 0.08] | |
| 他人合作预期 | 0.52 | 0.04 | 11.96*** | [0.43, 0.60] | |
| 安静自我 | 0.16 | 0.05 | 3.33** | [0.06, 0.25] | |
| 顺应需要 | −0.05 | 0.05 | −1.16 | [−0.14, 0.04] | |
| 积极敬畏 (vs. 中性情绪) | 0.45 | 0.11 | 4.17*** | [0.24, 0.66] | |
| 消极敬畏 (vs. 中性情绪) | 0.45 | 0.11 | 4.14*** | [0.24, 0.67] |
以消极敬畏组为参照组，再次进行链式中介模型检验。结果发现，积极敬畏(vs. 消极敬畏)对顺应需要的预测不显著，对安静自我(β=0.44, SE=0.12, t=3.78, p<0.001, 95%CI=[0.21, 0.68])的预测显著，积极敬畏(vs. 消极敬畏)通过顺应需要和安静自我影响合作行为的链式中介效应不显著。
4 讨论
4.1 不同效价敬畏对青少年合作行为的影响
本研究实验1、2均发现，不同效价敬畏均能促进青少年合作行为且两者预测效应不存在显著差异。这一结果表明消极敬畏同积极敬畏在推动青少年合作互惠上具有相似性。由自然灾害等引发的消极敬畏使个体间将彼此视为同类成员，能增强社会凝聚力和相互支持感(Wang et al., 2023)。这一结果也支持了群体控制模型，表明在低个人控制感情境中，个体倾向于借助社会自我，如参与集体合作缓冲不安并重获控制感(Fritsche et al., 2013)。但本研究结果与既有研究中“积极敬畏的亲社会效应强于消极敬畏”的结论有所不同(林荣茂 等, 2025)。研究者认为，消极敬畏对亲社会行为的抑制主要源于消极敬畏引发的无力感，使个体不相信自身行为可以予以他人有效帮助(赵越 等, 2023)。但合作行为中，行动效能并不完全依赖个人，而取决于群体共同决策。在这种情境下，消极敬畏带来的无力感反而可能降低个体独自应对倾向，激发“抱团取暖”心理动机，促进与他人协力应对威胁。
4.2 顺应需要和安静自我的作用
本研究结果显示，相比于积极敬畏，消极敬畏不能直接引发安静自我，揭示了不同效价敬畏影响青少年合作行为作用机制上的差异。积极敬畏能通过安静自我影响青少年合作行为，这与以往研究一致(Zhang et al., 2025)。消极敬畏不能直接引发安静自我可能存在以下原因：首先，个体对刺激物的威胁性认知是影响其后续体验的重要因素(赵小红 等, 2021)，青少年处于社会性与自我意识快速发展阶段，他们面对威胁性刺激可能表现出更高的不确定性，而非将其作为成长机会。其次，基于危险的恐惧情绪是人类威胁管理系统的适应性反应，它激励个体采取安全行为以应对威胁(李涛 等, 2022)。消极敬畏可能触发个体自我保护机制，如寻求逃避保护自身安全。然而，这种自我保护机制可能导致内部情感冲突与回避行为，与安静自我的平衡、成长及降低的防御性不相一致(Liu et al., 2022)。此外，消极敬畏与交感神经系统活动联系紧密(Bosch et al., 2009)，应对紧急情况和危险时，交感神经系统能帮助身体迅速做出反应，使个体心跳加快、瞳孔扩大、肌肉紧张等，而非自我平静。由此，相比于积极敬畏对安静自我的直接影响，消极敬畏可能与安静自我并无直接关联。
本研究进一步发现不同效价敬畏均能通过顺应需要、安静自我的链式中介作用促进青少年合作行为，揭示了不同效价敬畏影响合作行为的共同机制。顺应需要作为认知重建的核心动力，能引导青少年将注意力转向深层次的自我理解，推动自我与他人关系的再整合(Lilgendahl et al., 2013)，促进合作动机与集体取向。值得注意的是，这一链式作用同样适用于消极敬畏。既有研究认为不同效价敬畏均具有自我超越特性(赵小红 等, 2021)，Reischer等人(2021)采用生活叙事法发现，自我超越程度高的个体在讲述生活经历时，更强调自我理解与深化，这与安静自我正向关联(Wayment & Bauer, 2018)，研究结果启示消极敬畏并非不能而是通过间接方式促进安静自我。
4.3 研究意义与局限
本研究以青少年为研究对象，论述不同效价敬畏对合作行为的影响，有利于敬畏亲社会效应的广泛推论。研究基于安静自我假说及敬畏的自我变革效应，为认识自我在敬畏影响亲社会行为中的作用提供新视角；对敬畏不同效价的区分拓展了Perlin和Li(2020)的敬畏亲社会效应模型。研究结果为实践引导青少年情绪情感以促进其合作行为具有指导意义。
本研究存在以下局限：首先，研究样本均为初中生，其情绪与认知尚未成熟，本研究结论仍需在其他年龄段做进一步检验。其次，公共物品游戏测量合作行为本质上仍是一种想象性博弈，缺乏真实互动，未来研究可引入真实情境任务，提升研究结果的解释力。最后，基于自我探究敬畏亲社会效应的理论机制复杂且多元，本研究主要聚焦安静自我假说及敬畏的自我变革效应，未来还可以从自我超越路径、真我假说等方面拓展，并关注消极敬畏是敬畏变式还是复合情绪的学术争议，探讨不同效价敬畏与不同类型亲社会行为的作用机制及边界。
5 结论
不同效价敬畏均能促进青少年合作行为，但积极、消极敬畏对合作行为的影响机制存在异同，积极敬畏可通过安静自我的单独中介及顺应需要、安静自我的链式中介促进合作行为，而消极敬畏仅能通过顺应需要、安静自我的链式中介促进合作行为。