1 引言
近些年来，初中校园霸凌时有发生，其原因包括施暴者缺少对生命的敬畏及旁观者亲社会意识薄弱(李晓明 等, 2025; 王中杰, 刘华山, 2004)。作为关键情感变量，敬畏的多维价值显著：个体层面，敬畏对初中生世界观、人生观、价值观及生命观、自然观、规则观的构建至关重要，是健康人格与优良品德形成的重要支撑(于俊如, 2005)；人际层面，敬畏可激发个体对自身与他人生命意义的省思(党晶, 刘济良, 2019)，为社会性情感发展关键期的初中生提供人格与社会性成长的内生动力(林荣茂 等, 2021)，并促进亲社会行为(Guan et al., 2019)；社会视角下，敬畏能降低自我中心意识(Piff et al., 2015)、增强群体凝聚力(Bai et al., 2017)，提升合作性(Joye & Bolderdijk, 2015)并弱化攻击倾向(Yang et al., 2016)。因此，本研究将探究初中生敬畏与亲社会行为的关系及其内在作用机制，为初中生敬畏教育提供指导，以期推动和谐校园建设，促进初中生身心健康发展。
敬畏(awe)是个体面对宏大且超出自身理解范围事物时产生的复合情绪，具有较强情境性(董蕊 等, 2013; Keltner & Haidt, 2003)。按测量与诱发方式，敬畏分为状态敬畏和特质敬畏；状态敬畏又分积极与消极两类(Halstead & Halstead, 2004)。积极敬畏伴随平静、愉悦体验，个体自我控制评价较高；消极敬畏则关联恐惧、无力感，自我控制力低且不确定感高(赵小红 等, 2021)。在中国文化中，敬畏常被视为稳定人格特质，相关个体在认知、情感及行为倾向上差异显著(赵欢欢 等, 2019)。特质敬畏与状态敬畏相互关联：前者是后者的基础并通过后者发挥作用，后者是前者的外在呈现；前者可预测短期后者，长期后者也可能内化为前者(Allen & Potkay, 1981)。基于此，本研究将从状态敬畏与特质敬畏两个维度考察其与初中生亲社会行为的关系。
亲社会行为(prosocial behavior)指个体在社会交往中表现出的有益于他人和社会的行为(Eisenberg & Miller, 1987)。情感的社会功能理论(social functionalist theory of emotion, SFT)认为，敬畏等情感的社会功能在于从集体层面满足个体归属需求，促进个体协调集体关系，解决资源共享和共同防御等问题(Keltner et al., 2022)。过往研究表明，特质敬畏与状态敬畏对亲社会行为的正向预测作用具有一致性(罗利 等, 2022; 王国芳 等, 2024; Luo et al., 2023)。在状态敬畏方面，研究结果呈现复杂性。Rudd等人(2012)发现，状态敬畏会增强人们奉献时间的意愿，但对奉献金钱作用不显著。Guan等人(2019)则指出，不同效价的状态敬畏虽都能促进金钱捐助行为，但仅积极效价的状态敬畏能显著促进捐助时间，消极效价的状态敬畏则无此作用。这可能源于个体心理上认为时间更宝贵，对待志愿服务更谨慎，导致敬畏对时间助人的直接效应不显著。初中生处于身心快速发展、价值观形成的关键期。他们面对敬畏情境时，无论积极或消极效价的状态敬畏，都可能激发对宏大事物、规则或道德准则的尊崇感，打破自我中心，将注意力投向外部世界，关注他人需求。同时，他们对群体规范敏感，渴望展现积极形象，状态敬畏可能促使其通过亲社会行为践行价值观。综上，特质敬畏对亲社会行为的预测结果明确，而不同效价状态敬畏对亲社会行为的影响存在研究分歧，值得深入探究。
基于初中生独特的心理发展特征及对过往研究的综合考量，提出研究假设H1：特质敬畏正向预测初中生亲社会行为；H2：状态敬畏正向预测初中生亲社会行为。
在敬畏影响亲社会行为的中介机制研究中，“自我消解假设”与“自我超越假设”是核心视角(林荣茂 等, 2025)。前者聚焦个体自我显著性降低、自我概念收缩及意义反思的“小我”过程，后者则指向突破自我局限、建立外部意义联结的“大我”发展路径。二者内在逻辑均与生命意义(meaning in life)密切相关，其发生均涉及个体对生命意义的感知、建构与重构。
敬畏原型模型(prototypical model of awe)中的“顺应”，既是敬畏触发的核心机制(Keltner & Haidt, 2003)，也是推动生命意义建构的直接动力：当一般性意义与情境性意义冲突时，“顺应”过程通过重构认知框架直接促进意义系统的更新。生命意义整合模型(the integrated model of meaning making)认为，二者冲突会激活意义建构系统(Park, 2010)，而本质上是冲突引发的“顺应”驱动了这一过程。此外，特质敬畏可通过开阔认知视野(Jiang et al., 2018)、增加积极意义体验(Fredrickson & Joiner, 2002)，将生命意义指向从“小我”拓展至群体层面(Shiota et al., 2007)，进而强化意义感。
生命意义作为个体适应环境的重要心理功能(King & Hicks, 2021)，不仅对身心健康有显著调节效应(赵娜 等, 2017)，且与亲社会行为关联紧密。自我决定理论(self-determination theory)指出，自主、胜任与关联需求是人类基本心理需求(Ryan & Deci, 2017)；高生命意义个体在内在目标驱动下，亲社会行为的自主性动机更强，更易表现出主动倾向(刘群 等, 2020)。已有研究证实，高生命意义者更关注他人与社会福祉(王文超 等, 2018)，助人意愿与行为频率显著更高(Baumeister et al., 2013)；意义建构可提升亲社会意识(Park & Folkman, 1997)，观看富含意义感的视频也能强化志愿服务意愿(Bailey & Wojdynski, 2015)。
基于上述推理，提出研究假设H3：生命意义在初中生特质敬畏和亲社会行为之间起中介作用；H4：生命意义在初中生状态敬畏和亲社会行为之间起中介作用。
综上所述，本研究拟构建中介模型(如图1 所示)，并以三项子研究验证：研究1测量特质敬畏、生命意义与亲社会行为的相关性，奠定因果探讨基础；研究2通过启动不同效价状态敬畏，探究其与亲社会行为的因果关系及生命意义的中介作用；研究3则通过实施敬畏干预以验证因果关系的生态效度，凸显本研究的聚合效度。
2 研究1：特质敬畏与初中生亲社会行为的关系
2.1 研究方法
2.1.1 研究对象
以整群抽样的方式，对广西某中学的三个年级中随机抽取520名初中生为研究被试，收回有效问卷476份，有效率91.54%。其中，男生207人，女生269人；初一学生187人，初二学生165人，初三学生124人；独生子女138人，非独生子女338人。
2.1.2 研究工具
(1)特质敬畏词汇评定问卷
采用赵欢欢等人(2019)编制的特质敬畏词汇评定问卷，采用Likert 5点评分(1=完全不同意, 5=完全同意)，得分越高，表明被试的特质敬畏越强。该量表的Cronbach’s α系数为0.906，验证性因素分析显示该量表具有良好的结构效度(χ2/df=2.300, RMSEA=0.062, CFI=0.926, TLI=0.917)。
(2)生命意义感量表
采用王鑫强(2013)修订的生命意义感量表，采用Likert 7点评分(1=完全不同意, 7=完全同意)，得分越高，表明被试的生命意义越高。该量表的Cronbach’s α系数为0.875，验证性因素分析显示该量表具有良好的结构效度(χ2/df=2.629, RMSEA=0.069, CFI=0.988, TLI=0.985)。
(3)亲社会行为倾向量表
采用寇彧等人(2007)修订的亲社会倾向量表，采用Likert 5点评分(1=完全不同意, 5=完全同意)，得分越高，表明被试的亲社会行为倾向越强。该量表的Cronbach’s α系数为0.937，验证性因素分析显示该量表具有良好的结构效度(χ2/df=2.045, RMSEA=0.055, CFI=0.936, TLI=0.928)。
2.1.3 数据处理
采用SPSS 26.0及PROCESS 3.3和Mplus 8.3版本进行数据统计分析。
2.2 结果
2.2.1 共同方法偏差检验
本研究采取Harman单因子检验进行了共同方法偏差的检验。结果显示，特征根大于1的因子有11个，其中第一个因素解释的累计变异量26.18%，小于40%的临界值，表明无严重共同方法偏差。
2.2.2 主要变量的描述性统计分析
对各变量进行描述性统计和Pearson相关分析。结果表明，特质敬畏与生命意义、亲社会行为呈显著正相关(见表1 )。
表1 描述性统计和相关分析结果表(n=476) |
| 变量 | M | SD | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
| 1.性别 | |||||||
| 2.是否独生 | 0.09* | ||||||
| 3.年级 | 0.07 | 0.16** | |||||
| 4.特质敬畏 | 4.15 | 0.46 | −0.02 | −0.11* | −0.11* | ||
| 5.生命意义 | 5.28 | 1.06 | −0.16** | −0.03 | −0.17*** | 0.50*** | |
| 6.亲社会行为 | 3.83 | 0.58 | −0.08 | −0.06 | −0.18*** | 0.49*** | 0.49*** |
注：*p<0.05，**p<0.01，***p<0.001，以下同。 |
2.2.3 中介效应分析
将性别、是否独生、年级设为控制变量，初中生特质敬畏、生命意义和亲社会行为分别设为自变量、中介变量和因变量，并选择PROCESS模型4以及偏差校正的百分位Bootstrap法进行生命意义的中介效应，抽样次数为5000次，置信区间95%(见表2 )。
表2 变量间的回归分析 |
| 结果变量 | 预测变量 | R | R2 | F | 回归系数 | t |
| 生命意义 | 0.54 | 0.29 | 49.34 | |||
| 性别 | −0.17 | −4.26 | ||||
| 是否独生 | 0.06 | 1.58 | ||||
| 年级 | −0.12 | −2.97*** | ||||
| 特质敬畏 | 0.50 | 12.78*** | ||||
| 亲社会行为 | 0.57 | 0.33 | 46.25 | |||
| 性别 | −0.03 | −0.74 | ||||
| 是否独生 | −0.01 | 0.08 | ||||
| 年级 | −0.08 | −2.18* | ||||
| 特质敬畏 | 0.33 | 7.41*** | ||||
| 生命意义 | 0.31 | 6.85*** |
中介效应如表3 所示：总效应大小为0.67，直接效应大小为0.45，其95%置信区间均不包含“0”，总效应和直接效应均达到显著水平，说明初中生特质敬畏能够正向预测亲社会行为；间接效应大小为0.22，95%置信区间也不包含“0”，中介效应显著，其中介效应约占总效应的32.84%。因此，研究结果支持了本研究的假设：初中生特质敬畏既直接能正向预测其亲社会行为，也能通过生命意义间接正向预测其亲社会行为。
表3 中介效应显著性的检验分析 |
| 效应量名称 | Effect | Boot SE | Boot LLCI | Boot ULCI |
| 总效应量 | 0.67 | 0.06 | 0.56 | 0.77 |
| 直接效应量 | 0.45 | 0.06 | 0.33 | 0.57 |
| 间接效应量 | 0.22 | 0.04 | 0.14 | 0.29 |
2.3 小结
研究1表明初中生的特质敬畏既可以直接预测亲社会行为，也可以通过生命意义间接预测亲社会行为，H1与H3得到验证。但由于横断问卷测量的结果不能推断因果关系，因此，研究2采用实验法继续进行验证。
3 研究2：状态敬畏与初中生亲社会行为的关系
3.1 研究方法
3.1.1 被试
首先通过G*Power3.1计算，以Effect size=0.25，显著性水平α=0.05，Power=0.90为标准计算，所需总被试量为204人。选取广西某中学初中二年级学生260名，排除不认真作答问卷后，最终参与者为239名，有效率为91.92%。其中男生104名，女生135名，平均年龄为13.73±0.52岁。
3.1.2 实验设计
采用单因素被试间实验设计，自变量为被试的不同效价状态敬畏组别：积极效价敬畏启动组、消极效价敬畏启动组与控制组(以下简称积极组、消极组、控制组)，因变量为亲社会行为(愿意捐赠的金钱和时间)，中介变量为生命意义(生命意义感量表得分)。
3.1.3 实验材料
(1)状态敬畏诱发材料。采用的视频已被众多实验证实能有效诱发被试的特定情绪(Gordon et al., 2017; Keltner and Haidt, 2003; Piff et al., 2015; Rudd et al., 2012; Shiota et al., 2007)。本实验中，积极组的诱发视频选自纪录片《苍穹星空》，消极组的诱发视频选自纪录片《超级火山》，控制组的视频选自纪录片《椅子的制作》，均约为7分钟。
(2)状态敬畏诱发测量：参考Guan等人(2019)设置积极敬畏(含愉悦、敬畏)、消极敬畏(含恐惧、敬畏)、无关情绪(含愤怒、厌恶、自豪)三类情绪(赵小红 等, 2021)，以检验状态敬畏是否诱发成功。测量工具采用中文版敬畏体验量表(周凌霄 等, 2022)及包含愉悦、恐惧、愤怒、厌恶、自豪的情绪自评量表，均为Likert 7点评分(1=完全没有, 7=非常强烈)。状态敬畏最终得分为相关情绪得分与敬畏得分组合后的平均值，得分越高，表明被试的相关情绪诱发程度越高。
(3)捐助金钱和时间测量：改编的金钱和时间的助人决策情境任务(Nelson & Norton, 2005)。助人情境分为两种：愿意提供金钱；愿意提供时间。两种助人情境的材料举例如下：①金钱助人情境：“小李因家庭贫困面临辍学，社会各界为其募捐，如果你现在有100元钱，你愿意捐赠__元(请填0～100元之间的整数数值)。”②时间助人情境：“新转来的同学小王课业跟不上，需辅导小学知识，若你有时间和能力，愿提供__分钟帮助(请填0～100分钟之间的整数数值)。”
数值越高，亲社会行为水平越高。
(4)生命意义感量表。同研究1。
3.1.4 实验程序
被试进入教室平复心情后，主试播放相关视频。被试看完视频后，依次填写中文版敬畏体验量表、情绪自评量表和生命意义感量表，并完成改编的捐助任务。实验结束，主试向被试致谢并发放礼品。
3.2 结果
3.2.1 状态敬畏操纵有效性检验
为检验敬畏情绪启动的有效性，采用单因素方差分析，分别比较不同视频启动组的被试观看视频后的积极敬畏情绪，消极敬畏情绪和无关情绪，结果见表4 。积极组诱发了更多的积极敬畏，消极组诱发了更多的消极敬畏，均高于控制组；且三组在无关敬畏情绪上差异不显著，不同效价状态敬畏启动有效。
表4 敬畏情绪启动有效性检验[M(SD)] |
| 积极组 (n=76) | 消极组 (n=78) | 控制组 (n=85) | F | η2 | |
| 积极敬畏情绪 | 3.96(0.42)bc | 3.22(0.41)ac | 1.27(0.40)ab | 1176.73*** | 0.91 |
| 消极敬畏情绪 | 3.14(0.48)bc | 3.78(0.38)ac | 1.25(0.16)ab | 1106.11*** | 0.90 |
| 无关情绪 | 1.14(0.19) | 1.13(0.21) | 1.15(0.20) | 0.32 | 0.003 |
注：a均值与积极组差异显著，b均值与消极组差异显著，c均值与控制组差异显著(在0.05水平上)，以下同。 |
3.2.2 不同效价状态敬畏对亲社会行为的影响
对积极组、消极组和控制组的亲社会行为进行单因素方差分析，结果见表5 。
表5 状态敬畏对亲社会行为的影响[M(SD)] |
| 积极组(n=76) | 消极组(n=78) | 控制组(n=85) | F | η2 | |
| 捐助时间 | 65.58(22.91)c | 60.05(22.72)c | 50.24(27.93)ab | 7.99*** | 0.06 |
| 捐助金钱 | 84.34(22.05)c | 82.71(23.95)c | 67.25(31.23)ab | 10.60*** | 0.08 |
对三组被试的捐助时间进行单因素方差分析，结果显示不同处理组别的主效应显著。事后比较得出积极组与消极组的捐助时间显著高于控制组(p<0.001, 95%CI[7.64, 23.04]; p=0.012, 95%CI[2.17, 17.46])，且消极组与积极组捐助时间差异不显著(p=0.167, 95%CI[−2.33, 13.39])。
对三组被试的捐助金钱进行单因素方差分析，结果显示不同处理组别的主效应显著。事后比较得出积极组和消极组的捐助金钱均显著高于控制组(p<0.001, 95%CI[8.93, 25.26]; p<0.001, 95%CI[7.35, 23.56])，且积极组与消极组捐助金钱差异不显著(p=0.699, 95%CI[−6.70, 9.97])。
3.2.3 不同效价状态敬畏对生命意义的影响
对积极组、消极组和控制组的生命意义进行单因素方差分析，结果见表6 。
表6 状态敬畏对生命意义的影响[M(SD)] |
| 积极组(n=76) | 消极组(n=78) | 控制组(n=85) | F | η2 | |
| 生命意义 | 5.23(0.90)c | 5.15(0.92)c | 4.72(1.17)ab | 6.08** | 0.03 |
对三组被试的生命意义进行单因素方差分析，结果显示不同处理组别的主效应显著。事后比较得出积极组和消极组的生命意义均显著高于控制组(p=0.001, 95%CI[0.20, 0.83]; p=0.008, 95%CI[0.11, 0.74])，且积极组与消极组在生命意义的得分差异不显著(p=0.584, 95%CI[−0.23, 0.41])。
3.2.4 生命意义的中介效应检验
根据Hayes和Preacher(2014)提出的Bootstrap法及多类别自变量的中介效应检验方法，将性别与年龄作为控制变量，使用SPSS 26.0软件中的PROCESS 3.3插件进行中介效应检验。各变量分析结果见表7 ，模型见图2 。结果表明：以控制组为参照，积极敬畏可直接正向预测捐助时间(B=10.92, 95%CI[3.46, 18.39])和捐助金钱(B=11.91, 95%CI[4.09, 19.73])，消极敬畏可以直接正向预测捐助金钱(B=10.76, 95%CI[2.81 18.72])，但不能直接预测捐助时间(B=6.81, 95%CI[−0.78, 14.40])。中介效应的显著性检验表明，生命意义在积极敬畏对捐助时间和捐助金钱影响中的间接效应分别(B=4.35, 95%CI[1.49, 7.94])和(B=5.20, 95%CI[1.95, 9.08])；在消极敬畏对捐助时间和捐助金钱影响中的间接效应分别为(B=4.61, 95%CI[1.60, 8.32])和(B=5.52, 95%CI[2.16, 9.38])，生命意义的中介效应显著。
表7 不同效价状态敬畏对亲社会行为的中介效应分析 |
| 中介效应路径 | 估计值 | 95%的Bootstrap置信区间 | |
| Boot LLCI | Boot ULCI | ||
| 以控制组为参照： | |||
| 积极敬畏→生命意义→捐助时间 | 4.35 | 1.49 | 7.94 |
| 积极敬畏→捐助时间 | 10.92 | 3.46 | 18.39 |
| 消极敬畏→生命意义→捐助时间 | 4.61 | 1.60 | 8.32 |
| 消极敬畏→捐助时间 | 6.81 | −0.78 | 14.40 |
| 积极敬畏→生命意义→捐助金钱 | 5.20 | 1.95 | 9.08 |
| 积极敬畏→捐助金钱 | 11.91 | 4.09 | 19.73 |
| 消极敬畏→生命意义→捐助金钱 | 5.52 | 2.16 | 9.38 |
| 消极敬畏→捐助金钱 | 10.76 | 2.81 | 18.72 |
3.3 小结
4 研究3：敬畏干预对初中生亲社会行为的影响
4.1 研究方法
4.1.1 被试
随机选取广西某中学初一年级两个班，一个班作为干预组，进行敬畏干预，一个班作为对照组。上述班级学生均未参与研究1和研究2。干预组有43人，男生19人，女生24人，平均年龄为12.63±0.49岁；对照组有46人，男生24人，女生22人，平均年龄为12.70±0.47岁。
4.1.2 实验设计
采用干预组对照组前测后测设计。干预组被试接受为期7周的敬畏团体干预，每次干预100分钟(两节连堂课程)且每次干预都有所侧重。控制组接受常规文化课程学习。干预前后均对两组进行统一的问卷调查。
4.1.3 实验材料
(1)生命意义感量表。同研究1。
(2)参考常保瑞等人(2024)的研究，用1道情景题测量亲社会行为，如：“你正走在校园里，看到一个社团在组织义务志愿者服务活动。该社团发起一项为山区儿童募捐文具和衣物的慈善活动，你是否愿意将自己部分衣物和文具捐助给山区儿童？”采用Likert 7点评分。
(3)与敬畏主题相关的教学材料。参考相关“敬畏”教学设计与国外学者的研究材料(Piff at el., 2015; Shiota at el., 2007)。
4.2 结果
4.2.1 干预组、对照组前测后测差异检验
以干预条件(干预组、对照组)作为被试间变量，以测量时间(前测、后测)为被试内变量，采用2×2混合设计方差分析，结果显示：生命意义方面，干预条件主效应显著(F=15.88, p<0.001, η2=0.15)，测量时间主效应显著(F=80.67, p<0.001, η2=0.48)，二者交互作用显著(F=58.85, p<0.001, η2=0.40)。简单效应分析表明，两组前测无显著差异(F=0.49, p>0.05)，后测干预组显著高于对照组(F=50.97, p<0.001, η2=0.37)，表明干预显著提升生命意义水平。
亲社会行为结果类似：干预条件主效应显著(F=16.44, p<0.001, η2=0.16)，测量时间主效应显著(F=50.70, p<0.001, η2=0.37)，交互作用显著(F=62.92, p<0.001, η2=0.42)。简单效应显示，两组前测无差异(F=0.08, p>0.05)，后测干预组显著更高(F=53.78, p<0.001, η2=0.38)，表明干预显著提升亲社会行为。
综上，针对初中生的敬畏干预有效地提高了被试的生命意义水平及亲社会行为水平，详见表8 。
表8 不同处理条件对生命意义与亲社会行为影响[M(SD)] |
| 干预组(n=43) | 对照组(n=46) | ||||
| 前测 | 后测 | 前测 | 后测 | ||
| 生命意义 | 4.43±0.71 | 5.34±0.50 | 4.32±0.73 | 4.40±0.72 | |
| 亲社会行为 | 3.86±0.77 | 5.07±0.70 | 3.80±1.04 | 3.74±0.97 | |
4.2.2 生命意义的中介效应检验
借鉴王阳和温忠麟(2018)的方法，将使用SPSS中的MEMORE插件(Montoya & Hayes, 2017)进行中介效应分析。结果显示，干预组通过生命意义对亲社会行为的中介效应值为0.50，95%的Bootstrap置信区间为[0.19, 0.84]，不包括“0”，表明中介效应显著；且在加入中介变量—生命意义后，干预组对亲社会行为的直接效应为0.71，95%的Bootstrap置信区间为[0.34, 1.07]，不包括“0”，表明其直接效应也显著。如图3 所示。
4.3 小结
干预前两组生命意义与亲社会行为无显著差异，具备同质性；7周敬畏主题干预后，干预组得分均显著高于对照组，干预效果显著及生命意义的中介效应成立，本研究结果具备一定生态效度。
5 总讨论
5.1 敬畏与亲社会行为
本研究表明，特质敬畏、状态敬畏及敬畏干预均正向预测初中生的亲社会行为，这与以往研究结果相符(林荣茂 等, 2025; 罗利 等, 2022; 王国芳 等, 2024)。特质敬畏是个体对宏大、超越性事物的稳定人格倾向(Shiota et al., 2006)。对初中生而言，高特质敬畏者更易感知自身有限性与世界广袤性，这种认知突破自我中心倾向，促使其关注他人与社会，进而提升亲社会行为倾向。研究2基于Mischel和Shoda(1995)的认知情感系统模型(cognitive-affective personality system model)探讨状态敬畏的作用，该模型认为人格是认知−情感单元的动态交互系统。对比发现，控制组初中生捐助行为变异性较高，而敬畏情境组不仅行为稳定性提升，捐助水平亦显著提高。这验证了状态敬畏可激活特质敬畏潜能，使其在特定情境中稳定表现亲社会行为，揭示了二者的转化机制。研究3依据Rauthmann(2021)提出的人−环境关系模型(person-environment relations model)，引入“时间”维度，强调个体因素与环境因素在不同时间点上的交叉滞后关系，即环境对个体人格的塑造作用与个体对环境的反作用。通过重复敬畏情境干预，持续激活状态敬畏以塑造特质敬畏，结果显示初中生亲社会行为水平显著提升。这一发现不仅证实了敬畏干预对亲社会行为的促进作用，更表明通过环境干预可以有效塑造个体的敬畏特质，进而影响其长期的亲社会行为模式，为初中生亲社会行为培养提供了具有实践价值的理论依据与干预路径。
5.2 生命意义的中介作用
本研究表明，生命意义在敬畏与初中生亲社会行为间起中介作用。本研究以林荣茂等人(2025)的“自我消解与自我超越双重中介模型”为基础，通过揭示生命意义在敬畏影响亲社会行为机制中的核心作用实现理论深化。生命意义作为个体对自身存在价值与目标的认知整合(King & Hicks, 2021)，构成该双重中介机制的心理基石。在“自我消解机制”中，敬畏引发的生命意义反思促使个体以宏观视角认知自身有限性，弱化自我中心倾向，成为抑制利己、增强亲社会倾向的关键驱动力；而在“自我超越机制”中，敬畏激发的生命意义探索推动个体突破自我设限，通过建立与外部世界的深度联结，将个人价值与他人福祉、社会发展相融合，为亲社会行为提供稳定心理支撑。研究结果揭示了敬畏对初中生亲社会行为的影响机制及生命意义的中介作用，并通过敬畏干预方案验证其生态效度，为中小学德育提供指导。实践中可通过两条路径实施：将传统敬畏文化融入学科教学，借助古诗词、纪录片等载体培育自然敬畏；强化生命教育以认知生命本质、培育生命敬畏。学生敬畏意识提升将深化生命意义理解，转化为日常亲社会行为，助力和谐校园构建。
5.3 研究不足与展望
本研究还存在一定局限性。样本主要集中于初中生，代表性相对有限，未来研究可扩大样本范围，涵盖不同年龄段和社会群体，以增强研究结果的普适性。此外，本研究中状态敬畏的诱发方式较为单一，仅采用被动观看视频的方法，未来可探索更多样化、更具沉浸感的诱发方式。生命意义的测量方式也有待丰富，可结合主观与客观测量方法，更全面地评估其在敬畏与亲社会行为关系中的作用。同时，本研究仅考察了敬畏干预的即时效果，后续研究可增加追踪测量，探究干预效果的长期持续性。
6 结论
(1)特质敬畏可以正向预测初中生的亲社会行为，且生命意义在其中起中介作用。(2)与控制组相比，积极与消极状态敬畏启动均能增加初中生的捐助行为，且生命意义在其中起中介作用。(3)敬畏干预能增加初中生生命意义和亲社会行为，且生命意义在其中起中介作用。