敬畏感與親社會行為關系的三水平和結構方程模型元分析*

摘 "要""敬畏感與親社會行為是人的社會性發展關鍵指標， 是推動人類命運共同體構建的重要情感要素和行為路徑。研究運用三水平和結構方程模型的元分析方法， 考察敬畏感與親社會行為的關系及中介機制。經檢索與篩選， 研究1獲得110篇文獻， 221項研究， 620個效應量， 包含2，"961，"227名被試; 研究2獲得33篇文獻， 42項研究， 42個相關矩陣， 包含30，"045名被試。結果表明， 敬畏感與親社會行為高相關（r"= 0.37）， 可以正向預測親社會行為（g"= 0.59）; 當文化背景為集體主義文化， 敬畏感為積極效價， 親社會行為指向集體層面時， 敬畏感具有更高的親社會效應; 敬畏感通過自我消解和自我超越的并行中介作用影響親社會行為。研究系統驗證了敬畏感的親社會效應及機制， 對構建人類命運共同體具有一定啟示。

關鍵詞""敬畏感， 親社會行為， 三水平元分析， 元分析結構方程模型

分類號""B849： C91

1 "前言

面對百年未有之大變局， 我們應心懷敬畏， 攜手合作， 共建人類命運共同體。敬畏感與親社會行為因作為人的社會性發展關鍵指標而廣受關注。研究表明， 敬畏感可以使個體更清晰地理解自我及存在的有限性， 產生對世界相互依存、共生共榮的認識（Seo et al.， 2023）， 促進著眼于全人類共同利益和福祉的親社會行為（Seo et al.， 2023; Villar et al.， 2022）。學界圍繞敬畏感與親社會行為的關系及機制展開大量研究， 取得了豐碩成果， 但仍存在問題亟待探討。一方面， 盡管大部分研究支持敬畏感的親社會效應（Bai et al.， 2017; Piff et al.， 2015; Stamkou et al.， 2023）， 但也存在不一致結果提示其復雜性（Ejova et al.， 2021; Jiang amp; Sedikides， 2022; Joye amp; Bolderdijk， 2015）。另一方面， 敬畏感影響親社會行為的內在機制有待進一步明晰?；谇楦械纳鐣δ苤髁x理論（social functionalist theory of emotion， SFT; Keltner et al.， 2022）， 已有研究通過探討敬畏感如何影響自我進而作用于親社會行為， 形成了自我消解假設和自我超越假設（Bai et al.， 2017; Jiang amp; Sedikides， 2022）。但二者均還存在爭議， 且大多研究僅關注單一路徑， 易引起“似是而非”的中介問題（specious"mediators problem）。本研究擬采用三水平和結構方程模型的元分析方法， 通過整合性結果探討敬畏感與親社會行為的關系及機制， 以期進一步厘清人類命運共同體的情感機制和行為路徑， 為構建人類命運共同體貢獻心理學智慧。

1.1""敬畏感及其與親社會行為的關系

1.1.1""敬畏感的概念

敬畏感是以浩大感（perceived vastness）和順應需要（need for accommodation）為核心特征的一類情感（Keltner amp; Haidt， 2003）。其中， 浩大感是一種比自我經驗初始狀態大非常多的狀態， 它可以是源于簡單物理尺寸上的“大”， 也可源于復雜社會意義上的“大”， 還可以是認知層面上的“大”。浩大感會使個體產生順應需要， 即當感知到事物與認知圖式不符合時， 個體改變原有認知圖式的需要（Perlin amp; Li， 2020）。除核心特征外， 危險、美、能力、美德和超自然因果關系等邊緣特征解釋了敬畏感的多樣性， 如， 基于美的敬畏感是由美麗的人或景誘發的審美愉悅體驗， 基于能力的敬畏感是由出眾的能力、智慧或技能誘發的對他人的尊敬與欽佩感， 等等（Keltner amp; Haidt， 2003）。

1.1.2""敬畏感與親社會行為的關系

大部分研究支持敬畏感與親社會行為顯著正相關， 敬畏感會促進慷慨、捐贈、幫助等親社會行為， 即敬畏感具有親社會效應（Bai et al.， 2017; Piff et al.， 2015; Prade amp; Saroglou， 2016）。

SFT可以解釋敬畏感的親社會效應， 即敬畏等情感的社會功能在于從集體層面滿足個體歸屬需求， 促進個體更好地協調集體關系， 解決資源共享和共同防御等問題（Keltner et al.， 2022）。敬畏感進一步被歸為自我超越情感， 其優勢在于能夠驅使人們超越個人愿望和需要， 轉向關注并滿足他人的需要（Stellar et al.， 2017）。拓展—建構理論也可以解釋敬畏感的親社會效應， 即積極敬畏可擴展個體認知， 促進資源建構， 激活積極傾向， 產生更多親社會行為（Fredrickson， 2001; Van Cappellen et al.， 2013）。基于此， 我們提出假設1： 敬畏感與親社會行為顯著正相關， 敬畏感能夠促進親社會行為。

1.2""調節變量

囿于變量的復雜性， 敬畏感的親社會效應也存在不一致結果。本研究主要探討敬畏感的效價與誘發源、親社會行為的類型、對象與代價以及文化背景等對敬畏感親社會效應的影響。

1.2.1""敬畏感的效價

敬畏感自身的復雜性影響了它的社會功能。首先， 大部分敬畏感與積極評價關聯， 能帶來積極、平靜和高自我控制等正向體驗（Campos et al.， 2013）， 其親社會效應也已得到廣泛檢驗和一致證實（Guan et al.， 2019; Ma et al.， 2023; Piff et al.， 2015; Stamkou et al.， 2023）。其次， 消極敬畏感因同時包含積極和消極成分而變得復雜。消極敬畏感或基于危險的敬畏感（threat-based awe）， 通常是由臺風、地震等對個體具有威脅的外在刺激誘發， 除了驚嘆等典型敬畏反應外， 還包含恐懼、害怕、緊張等消極體驗（Gordon et al.， 2017）。消極敬畏感是敬畏感的變式， 還是隸屬特異性復合情感， 學界尚存在爭議（Chaudhury et al.， 2022; Gordon et al.， 2017）。關于消極敬畏感的親社會效應也存在三種不同的看法： 一是認為消極敬畏感本質仍屬自我超越情感， 它也能促進親社會行為（Stellar et al.， 2017; Van Cappellen amp; Saroglou，"2012）; 二是認為消極敬畏感因與消極評價緊密相聯， 會降低自我控制性， 增加情境控制性和無力感（Gordon et al.， 2017）， 降低親社會行為（或相較積極敬畏感， 親社會效應更低）; 三是認為其效應存在邊界條件， 機制也存在差異： 消極敬畏感受自尊和壓力感知等的調節， 導致“自我渺小”感知， 促進對弱關系對象的分享行為（Septianto et al.， 2022; 朱華偉"等， 2019）。

整體來看， 積極敬畏感的親社會效應更為突出和穩定， 而消極敬畏感因涉及消極評價而受更多因素影響。因此， 我們提出假設2： 相較于積極敬畏感， 消極敬畏感的親社會效應顯著更低。

1.2.2 "敬畏感的誘發源

敬畏感的誘發源會調節敬畏感的親社會效應。誘發敬畏感的刺激類型可以分為： （1）物理誘發源， 即在物理或空間尺寸上浩大的自然景觀; （2）社會誘發源， 即享有高威望、權力或道德情操的領導者、偉人、模范等; （3）認知誘發源， 即明顯超出個體認知水平或能力的理論、觀點等（Shiota et al.， 2007）。由于社會誘發源誘發的敬畏感更能凸顯其社會功能特征， 產生更多指向高相似性社會群體的親社會行為（Keltner et al.， 2022）， 故提出假設3： 相較于物理和認知誘發源， 社會誘發源誘發的敬畏感親社會效應更明顯。

1.2.3""親社會行為的類型、對象和代價

親社會行為泛指能夠使他人或社會獲益， 并可構建或提升雙方和諧關系的一類行為， 核心特征是利他性和社會性（寇彧， 張慶鵬， 2006; 林靚"等， 2024）。首先， 親社會行為類型的調節作用?；谠透拍畋碚骼碚?， 親社會行為可以分為利他性、遵規與公益性、關系性和特質性等4種類型（章潔敏"等， 2024; 張慶鵬， 寇彧， 2011）。由敬畏感的他人導向性（other-oriented）及社會功能可知（Chirico amp; Yaden， 2018; Stellar et al.， 2017）， 相較于指向自我價值的特質性親社會行為， 敬畏感對指向他人、社會價值和人際關系的親社會行為的效應可能更明顯。因此， 我們提出假設4： 相較于特質性親社會行為， 敬畏感對利他性、遵規與公益性、關系性親社會行為的促進效應更顯著。

其次， 親社會對象的調節作用。親社會行為指向的對象大致可分為個體和群體兩個層面（Penner et al.， 2005）。基于對全球命運共同體和人類命運共同體的關注（Pizarro et al.， 2021; Seo et al.， 2023）， 本研究擬進一步區分“環境” （客觀存在的自然及環境）和“全人類” （以全人類利益為指向的對象）兩個更大的“群體”。由SFT可知， 產生于集體層面的敬畏感， 其功能性優勢在于滿足集體歸屬的需要（Keltner et al.， 2022）， 故提出假設5： 相較于個體， 敬畏感對指向群體、環境或全人類的親社會行為的促進作用更明顯。

最后， 親社會代價的調節作用。根據親社會行為的決策模式可知， 代價可以預測個體的親社會行為， 代價越大， 做出親社會行為的可能性越低（Ames"et al.， 2004; Katz et al.， 2024）。因此， 我們提出假設6： 相較于無代價的親社會行為， 敬畏感對于有代價的親社會行為的促進效應更低。

1.2.4 "文化背景

文化背景對敬畏感親社會效應的影響不容忽視。研究表明， 集體主義文化背景下， 誘發敬畏的刺激物往往與他人相關， 敬畏感親社會效應增強體現為關系緊密度的增加， 而個體主義文化下， 刺激物往往與自己有關， 親社會效應增強體現為社交網絡中人數的增多（Bai et al.， 2017）?；赟FT的情感與文化價值一致性假設可知（Keltner et al.， 2022）， 集體主義文化更有利于敬畏感發揮其積極社會功能， 促進歸屬需要的滿足。由此， 我們提出假設7： 相較于個體主義文化， 集體主義文化下的敬畏感親社會效應更明顯。

1.3""中介變量

目前， 關于敬畏感親社會效應的中介機制主要有兩種假設， 即自我消解假設（self-diminishment hypothesis）和自我超越假設（self-transcendence hypothesis）。

自我消解表征個體在浩大的事物面前， 自我顯著性（self-salience）降低、自我概念空間感知變小， 以及反省“個體我”意義渺小或微不足道的過程（Tyson et al.， 2022）。自我消解假設認為， 敬畏感會對自我概念或自我意識產生影響， 使其產生對外界事物的浩大感， 消解或虛化個體對自我顯著性的關注， 對自我概念的空間表征或隱喻更加渺小， 導向自我反省個人的日常生活微不足道， 使其將聚焦中心由“我” （self）轉向“他人”或“集體”， 增加集體投入或親社會行為。盡管目前對自我消解的測量存在差異， 但均從不同側面支持了敬畏感的自我消解假說（Bai et al.， 2017; Piff et al.， 2015）。

自我超越是個體打破或超越自我邊界或設限的過程（Garcia-Romeu， 2010; Jiang amp; Sedikides， 2022）。自我超越假設認為， 作為一種自我超越情感， 敬畏感在使個體感到渺小的同時， 也會促使個體將注意力從日常平凡瑣事轉向更大的精神需求， 為個體提供一種更廣闊的自我視角， 促進自我洞察并激發追求真實自我的動力， 做出更多的親社會行為。研究表明， 敬畏感會通過自我超越生命意義增強親社會傾向（Li， Dou， et al.， 2019; Lin， Chen， et al.， 2021）， 也會通過增強與自然或全人類的聯結感促進親社會行為（Chen et al.， 2022; Luo et al.， 2023）。

自我消解假設主要關注自我顯著性降低、感知自我概念變小以及對自我意義反省等“小我”過程性特征的作用， 而自我超越假設則關注個體如何打破或超越自我設限， 追求與外界事物緊密聯系等“大我”過程性特征的作用。檢驗自我消解和自我超越假設， 可以從敬畏感視角管窺個體如何協調“小我”和“大我”的關系， 在個體與共同體之間保持張力， 為實現人類命運共同體提供啟示（何寧， 游旭群， 2023）。基于上述分析， 我們提出假設8： 敬畏感會通過自我消解和自我超越的中介影響親社會行為。

2 "研究1： 敬畏感和親社會行為的關系： 基于三水平的元分析

2.1""研究方法

為保證元分析的系統性和可重復性， 本研究按照系統綜述和元分析首選報告項目（Preferred Reporting Items for Systematic Review and Meta-"Analysis， PRISMA）進行操作（Page et al.， 2021）， 并在PROSPERO （https：//www.crd.york.ac.uk/prospero/）進行了預注冊（注冊號： CRD42023432626）。

2.1.1""文獻檢索

研究全面搜索了中文和英文文獻。中文文獻主要在中國知網期刊全文數據庫（CNKI）、萬方數據庫以及維普數據庫三個數據庫中進行檢索; 英文文獻主要在Web of Science、ProQuest、Science Direct以及Google Scholar等四個數據庫中進行檢索。為了減少發表偏倚問題， 我們還對預印本（PsyArXiv預印本數據庫; https：//osf.io/preprints/psyarxiv）進行檢索， 將符合要求的文獻納入分析。

檢索程序如下： （1）檢索格式為： “敬畏感檢索詞”和“親社會行為檢索詞” （具體檢索詞見表1）; （2）檢索條件： 包含篇名、關鍵詞、摘要以及主題; （3）論文類型： 在可以對語言類型進行選擇的數據庫， 僅選擇中文以及英文; （4）最后檢索時間： 2023年6月。檢索完成后， 將所有文獻數據導入Endnote文獻管理軟件， 以便文獻整理和篩選。上述檢索流程由兩名研究者獨立進行， 最后由共同第一作者將兩名研究者納入的文獻進行整合。

共計檢索獲得文獻7661篇， 經初步篩查去除重復文獻后， 計4446篇納入文獻庫進行管理， 待進一步篩查與分析。

2.1.2""文獻篩選

從敬畏感的研究類型來看， 現有研究主要以行為實驗為主， 以問卷調查為輔。兩類研究對二者關系的解釋力不同： 調查研究關注特質敬畏感與親社會行為之間的相關性（相關關系）， 實驗研究聚焦狀態敬畏感對親社會行為的影響（因果關系）。如果單一選擇相關效應量或差異效應量進行相關或因果分析， 可能造成數據信息流失或過度解釋等問題（Cooper et al.， 2019; 鄭昊敏"等， 2011）。本研究參照已有研究（Cooper et al.， 2019; 湯明"等， 2019; Wang， Petrulla， et al.， 2022）， 分別采用相關效應量（r）和差異效應量（g）， 對調查和實驗研究結果分別進行整理， 以期更加全面反映二者的關系。

結合元分析方法和研究主題的要求（Page et al.， 2021）， 確定納入和排除的標準： （1）語言為英文或中文， 排除其他語言（如日語）的文獻; （2）研究性質為量化的實證研究， 排除綜述類和質性研究; （3）研究變量必須同時包含“敬畏感”與“親社會行為”， 排除僅包含其中一個變量的文獻; （4）調查研究的結果需明確報告研究的樣本量， 相關系數r值或能轉化成r值的其它統計量（如， χ²值、一元線性回歸標準系數（β∈"（?0.5， 0.5）等）， 排除多元回歸分析、結構方程模型分析等其他統計方法以及數據報告不完整的研究; 實驗研究必須包含敬畏誘發組與對照組（如， 中性情緒組、其他積極情緒組等）， 并且報告了能夠計算出Hedges’ g值的樣本量、均值、標準差或是能轉化成g值的其他統計量（如t值、χ²值、Odds Radio等）， 排除僅報告敬畏誘發條件下的親社會行為和數據報告不完整的研究（如缺少均值、標準差等）; （5）若有重復的樣本， 則選擇信息含量更多的研究， 排除信息含量更少或數據不足的研究。

依據上述標準， 依次對檢索獲得的文獻進行篩查（見圖1）， 最終獲得符合條件的文獻計110篇（其中， 中文50篇， 英文60篇）。

2.1.3""文獻質量評估

分別采用觀察隊列和橫斷研究質量評估工具（Quality Assessment Tool for Observational Cohort and Cross-Sectional Studies）和控制干預研究質量評估工具（Quality Assessment Tool for Controlled Intervention Studies）對調查研究和實驗研究進行文獻質量評估。觀察隊列和橫斷研究以及控制干預研究兩種質量評估工具均包括了14個項目（如， 是否提供了樣本量說明、統計檢驗力描述或方差和效應量估計; 隨機分配的方法是否充分）， 每個項目包含是（Yes）、否（No）、無法確定（CD）、未報告（NR）和不適用（NA）五種選擇， 選擇“是”計1分， 其余均不計分。文獻質量的評分標準為： 好（總分"gt; 7）、一般（總分5 ～ 7）和差（總分"lt; 5） （郭英"等， 2023）。

由4名心理學專業研究生分別對文獻質量進行評估。4名評估者的Kappa一致性系數為0.92， 具有較高的一致性（Landis amp; Koch， 1977）。納入的調查研究的平均質量評分為7.93 （得分范圍在7 ～ 12分之間， SD = 1.18）， 納入的實驗研究的平均質量評分為8.19 （得分范圍在5 ～ 12分之間， SD = 0.97）， 說明納入元分析的文獻質量較好。

2.1.4 "文獻編碼

對納入文獻進行編碼： （1）發表狀態： 正式發表的期刊論文（J）、未正式發表的預印本（P）、學位論文（D）和會議論文（C）; （2）被試群體的平均年齡; （3）被試的女性占比; （4）被試群體身份： 學生群體（S）、非學生群體（O）; （5）被試的文化背景： 集體主義文化（C）、個人主義文化（I）。另外， 對文獻的基本信息（第一作者、（預）發表時間等; 若第一作者和（預）發表時間均相同， 則補充第二作者; 若仍相同， 則補充第三作者）、各項研究的樣本量（含實驗組和對照組）進行整理。研究ID采用“作者+年份（+文獻內研究序號+實驗序號）”方式命名（見網絡版附錄附表1和附表2）。

進一步對親社會行為的測量方式、類型、對象和代價進行編碼： （1）親社會行為的測量方式： 自評量表（即采用成熟或自編量表進行親社會行為的自我評估， S）; 實驗室行為指標（即讓被試在情景故事法或獨裁者游戲等實驗室情境中進行親社會行為的報告， EB）、真實情境下的客觀行為指標（即觀測被試置身于真實情境時產生的真實親社會行為， OB）; （2）親社會行為的類型： 利他性親社會行為（涉及以他人利益為重甚至還可能需要行動者付出一定代價的行為， 如捐贈、幫助等， A）、遵規與公益性親社會行為（涉及遵守社會規則和關心公眾利益的行為， 如遵守規則、生態行為等， B）、關系性親社會行為（涉及建立和維護社會交往中積極關系的行為， 如合作、分享等， C）、特質性親社會行為（涉及反映個體自身優良品質的行為， 如寬容、慷慨等， D）、不確定（如包含多種親社會行為的親社會傾向量表， E）; （3）親社會對象： 個人（如幫助某一研究人員， A）、群體（如給受災群體的捐贈意愿， B）、環境（如給某個環境組織的捐贈意愿， C）、全人類（如給全人類或全球的捐贈意愿， D）、不確定（如謙遜行為的親社會對象不明確， E）; （4）親社會代價： 有代價為Y， 無代價為N; 進一步對“有代價”的行為進行編碼， 具體為： 時間（如志愿服務， A）、金錢（捐贈行為， B）、努力（如節約用電等環保行為， C）和不確定（如包含多種代價的親社會傾向量表， D）。

在相關研究中， 對敬畏感測量涉及的相關量表進行編碼; 在誘發敬畏感的實驗研究中， 對敬畏感的效價、誘發源、誘發方式等實驗變量做進一步編碼： （1）效價： 積極（P）、消極（N）、不確定（U）; （2）誘發源： 物理（P）、社會（S）、認知（C）、不確定（U）; （3）誘發方式： 視頻（即讓被試觀看一段能夠誘發敬畏感的視頻， V）、回憶（即通過指導語讓被試回憶能夠喚起敬畏感的自傳式事件來誘發敬畏情緒， R）、圖像（即采用一系列能夠誘發敬畏感的圖像來誘發被試的敬畏感， I）、音樂（即讓被試聽一段能夠喚起敬畏情緒的音樂， M）、文本材料（即讓被試閱讀一段能夠引起敬畏情緒的文字， T）、真實情境（即讓被試置身于能夠誘發敬畏感的真實情境中， RS）。

編碼遵循如下原則： （1）每個獨立樣本編碼為獨立研究， 若一個研究內有多個效應量， 均進行編碼。（2）未提供單獨組別樣本量時， 參考Quarmley等人（2022）的方法， 將總樣本量除以組數視作各獨立組的樣本量。

為避免編碼出現較大的主觀性， 研究進行了4人（均為心理學專業研究生）的團體編碼。首先， 由共同第一作者獨立完成編碼流程， 制定編碼手冊（含文獻檢索、文獻篩選、文獻質量評估、數據編碼和元分析過程五個部分）， 并對另外三位研究者進行編碼培訓， 明確編碼要求。其次， 4位研究者獨立完成對文獻的所有編碼。最后， 4位研究者針對不一致的編碼結果進行集中討論并達成一致。所有調節變量的編碼Kappa一致性系數均值為0.81 （范圍位于0.62 ～ 1之間， SD = 0.11）， 均處于一致性較好（0.61 ～ 0.80）或非常好（"gt;"0.80）的水平， 說明編碼的一致性程度較高（Landis amp; Koch， 1977）。

2.1.5""效應量的計算

為了更加精準地反映敬畏感與親社會行為之間的關系， 采用兩類效應量進行計算： （1）將橫斷面調查研究的結果轉換為相關系數r; （2）將誘發敬畏感的行為實驗結果轉換為Hedges’"g值。

考察敬畏感與親社會行為的關系時， 采用相關系數r作為效應值。在調查研究的編碼過程中， 一些文獻未直接報告敬畏感和親社會行為之間的相關系數r值， 而是報告了χ²值等其他統計量， 我們通過相應的轉化公式將其換算成r值（Cooper et al.， 2019; Harrer et al.， 2021）。為控制樣本量和正態分布等對效應量的影響， 將相關系數r轉成Fisher’s z分數進行主效應和調節效應的檢驗， 計算完成后， 再將Fisher’s z分數轉為相關系數r以便解釋（Cooper et al.， 2019）。元分析中， 相關系數r效應量大小的判定標準為： 小效應（0.10 ≤"r lt; 0.20）、中效應（0.20 ≤"r"lt; 0.30）、大效應（r ≥ 0.30） （Gignac"amp; Szodorai， 2016）。

探究敬畏感對于親社會行為的影響時， 需要比較敬畏誘發條件與對照條件下親社會行為的差異， 故采用Hedges’"g作為效應量。若研究報告了樣本量、平均數、標準差的原始數據， 則直接采用Hedges’"g的公式進行計算。針對報告了t值、χ²值、Odds Radio等統計量的少量研究， 則通過相應的效應量轉化公式換算成Hedges’"g效應量（Cooper et al.， 2019）。元分析中， Hedges’"g效應量大小的判斷標準為： 小效應（0.15 ≤"g lt; 0.36）、中效應（0.36 ≤"g lt; 0.65）、大效應（g ≥ 0.65） （Lovakov"amp; Agadullina， 2021）。

采用Excel進行數據編碼、整理， 并完成效應量的轉化; 使用R4.4.1中的metafor包以及meta包進行元分析。由于納入元分析的單個研究報告里包含多個效應量， 本研究采用三水平元分析方法（three-"level meta-analysis）進行估計（Assink amp; Wibbelink， 2016; Harrer et al.， 2021）。三水平元分析通過增加一個中間水平（即同一個研究內部的效應量變異）來考慮效應量之間的依賴性（Cheung， 2014b）， 從而可以將一個研究中的多個效應同時納入分析。在三水平元分析中， 效應量的變異可以分解為： （1）抽樣的變異（水平1）， 即由抽樣方法引起的誤差; （2）研究內的變異（水平2）： 即同一研究所報告的多個效應量之間的差異， （3）研究間的變異（水平3）， 即源于不同研究所報告效應量的差異（Assink amp; Wibbelink， 2016; Van den Noortgate et al.， 2013）。水平1為隨機誤差， 水平2和3均為系統誤差。

2.1.6""異質性檢驗與調節效應分析

采用Q檢驗和單側對數似然比檢驗（one tailed log likelihood ratio tests）進行異質性檢驗（Assink amp; Wibbelink， 2016）。Q檢驗是對每個效應量和總體估計效應量的加權離差平方和進行顯著性檢驗， 若顯著（p lt; 0.05）， 則認為效應量之間存在顯著異質性（Cheung， 2014b; Higgins et al.， 2003）。單側對數似然比檢驗主要用于比較兩個具有不同參數的概率分布模型的擬合優度（Assink amp; Wibbelink， 2016）。若三水平模型優于兩水平模型（僅自由估計水平1和水平2， 或是僅自由估計水平1和水平3）時， 則說明研究間或研究內方差顯著， 主效應中存在異質性， 可以進一步進行調節效應檢驗以確定異質性的來源（Assink amp; Wibbelink， 2016; Cheung， 2014b; Van den Noortgate et al.， 2013）。在調節效應檢驗中， 本研究將調節變量分別作為協變量加入三水平元分析模型以估計調節效應大小（Assink amp; Wibbelink， 2016; Cheung， 2014b）。

調查和誘發實驗研究的調節變量均涉及： （1）發表狀態; （2）被試的人口學變量， 如平均年齡、女性占比、身份、文化背景等; （3）親社會行為的測量方式、類型、對象和代價。誘發行為實驗研究的調節變量還涉及了敬畏感的效價、誘發源和誘發方式。

2.1.7""發表偏倚與敏感性分析

采用漏斗圖（funnel plot）、Egger-MLMA回歸檢驗和剪補法（trim and fill）進行發表偏倚檢驗（Harrer et al.， 2021; Rodgers amp; Pustejovsky， 2021）。在漏斗圖中， 若發現研究均勻分布在總效應量兩側， 說明發表偏倚較?。⊿utton et al.， 2000）; Egger-MLMA回歸結果不顯著， 則表明發表偏倚較?。≧odgers amp; Pustejovsky， 2021）; 當Egger-MLMA回歸顯著（p"lt; 0.05）或漏斗圖呈現效應量不對稱分布， 則采用剪補法檢驗發表偏倚給元分析結果造成的影響。若剪補后的效應量未發生顯著變化， 則可認為該元分析結果受發表偏倚影響較小（Duval amp; Tweedie， 2000）。

采用異常值和影響力等敏感性分析指標考察元分析結果的穩定性（Viechtbauer amp; Cheung， 2010）。其中， 異常值分析的統計指標為學生化刪除殘差（studentized deleted residual， SDR; Viechtbauer amp; Cheung， 2010）。SDR表示單個效應量觀測值大小與預測的平均效應量大小之間的偏差。當SDR絕對值大于1.96時， 表明該效應量屬于異常值（Viechtbauer amp; Cheung， 2010）。異常值比例不應多于總效應量個數的1/10 （Viechtbauer amp; Cheung， 2010）。影響力的統計指標包括CD （Cook’s distance; Cook amp; Weisberg， 1982）和DFBETAS （Viechtbauer amp; Cheung， 2010）。CD是指包含某個效應量和不包含某個效應量的預測值之間的馬氏距離， DFBETAS是指當模型中排除了某個效應量之后相關性變化的標準差。當效應量的CD值大于0.45 （Cook amp; Weisberg， 1982）， 或效應量的DFBETAS值大于1時， 表明該效應量對總體效應量影響顯著（Viechtbauer amp; Cheung， 2010）。

2.2""研究結果

2.2.1""研究特征

納入元分析的110篇文獻（時間跨度為2012 ～ 2023年）， 共包括221個研究（69個調查研究， 152個實驗研究）， 620個效應量， 總樣本量為2， 961， 227人， 成年人占比99.91%， 女性占比59.17%。在同一研究中， 效應量數最少的為1個， 最多的為30個， 納入研究的特征詳見網絡版附表1和表2。

2.2.2""主效應分析和異質性檢驗

分別對調查研究和實驗研究進行主效應分析和異質性檢驗。調查研究的主效應分析結果表明， 敬畏感和親社會行為呈顯著正相關（r"= 0.37， 95% CI [0.33， 0.41]）， 該效應量為大效應量（Gignac amp; Szodorai， 2016）。對效應量的變異進行分解， 結果發現， 當前研究在研究內方差（水平2） （σ²"= 0.015， p lt; 0.001）和研究間方差（水平3） （σ²"= 0.024， p lt; 0.001）均存在顯著差異。在總方差來源中， 抽樣方差（水平1）為3.74%， 研究內方差（水平2）為36.77%， 研究間方差（水平3）為59.48%。此外， 異質性檢驗中的Q值顯著（Q"（160） = 3224.13， p lt; 0.001）。以上結果表明， 調查研究的主效應分析結果存在異質性， 可以進一步分析調節變量的作用， 以便深入解釋敬畏感與親社會行為的關系。

實驗研究的主效應分析結果表明， 敬畏感能夠正向預測親社會行為（g"= 0.59， 95% CI [0.48， 0.69]）， 該效應量為中效應量（Lovakov amp; Agadullina， 2021）。對效應量的變異進行分解， 結果發現， 當前研究在研究內方差（水平2） （σ²"= 0.071， p lt; 0.001）和研究間方差（水平3） （σ²"= 0.377， p"lt; 0.001）均存在顯著差異。在總方差來源中， 抽樣方差（水平1）為0.94%， 研究內方差（水平2）為15.69%， 研究間方差（水平3）為83.37%。此外， 異質性檢驗中的Q值顯著（Q"（458） = 5248.26， p lt; 0.001）。以上結果表明， 實驗研究的主效應分析結果存在異質性， 可以進行調節效應分析。

綜合調查研究和實驗研究的元分析結果表明， 敬畏感和親社會行為正相關， 該效應量為大效應量（r"= 0.31， 95% CI [0.27， 0.34]）。進一步的調節效應分析結果顯示， 敬畏感和親社會行為的相關性程度在調查研究中要顯著高于實驗研究（F"（1， 618） = 7.95， p = 0.005）， 調查研究的效應量為大效應量（r"= 0.37， 95% CI [0.32， 0.43]）， 實驗研究的效應量為中效應量（r"= 0.27， 95% CI [0.23， 0.31]）。

2.2.3""調節效應檢驗

對敬畏感和親社會行為的相關性進行調節效應分析。結果發現， 文化背景存在顯著的調節作用（F"（1， 159） = 4.79， p = 0.030）， 敬畏感和親社會行為的相關性在集體主義文化下顯著高于個人主義文化; 親社會行為測量方式存在顯著的調節作用（F"（1， 159） = 7.54， p"= 0.007）， 敬畏感和主觀報告的親社會行為的相關程度要強于實驗室行為指標測量的親社會行為; 親社會行為類型的調節效應邊緣顯著（F"（3， 121）"= 2.63， p = 0.053）， 敬畏感和遵規與公益性親社會行為的相關性較高。論文發表狀態、被試身份群體、親社會對象、親社會代價則不存在顯著的調節作用（見表2）。

另外， 考察了平均年齡、女性占比等基本人口學變量對敬畏感與親社會行為相關性的影響。結果表明， 相關性隨著平均年齡、女性占比的提高而下降（β₁"= ?0.005， 95% CI [?0.010， ?0.001]; β₂"= ?0.533， 95% CI [?0.927， ?0.140]）。

敬畏感對親社會行為影響的調節效應分析結果表明， 文化背景存在顯著的調節作用（F"（1， 453） ="20.65， p lt;"0.001）， 相較于個人主義文化， 集體主義文化下的敬畏感具有更大的親社會效應; 敬畏感的效價存在調節作用（F"（1， 425） = 3.95， p = 0.048）， 相較于消極敬畏感， 積極敬畏感展現出更強的親社會效應; 親社會行為類型的調節效應顯著（F"（3， 430） ="3.91， p = 0.009）， 敬畏感對于遵規與公益性親社會行為的預測水平最高， 對于特質性親社會行為的預測水平最低; 親社會對象的調節效應顯著（F"（3， 381） = 8.56， p"lt; 0.001）， 敬畏感對以環境為對象的親社會行為的預測水平最高; 親社會行為測量方式的調節作用邊緣顯著（F"（2， 456） = 2.87， p = 0.058）， 敬畏感更能預測主觀報告以及實驗室情境下的親社會行為。論文發表狀態、被試身份群體、敬畏感的誘發源、誘發方式以及親社會代價的調節作用不顯著（見表3）。值得注意的是， 敬畏感誘發源的組間比較結果表明， 社會誘發源邊緣顯著高于物理誘發源和認知誘發源（p₁"= 0.092; p₂"= 0.057）。

此外， 敬畏感親社會效應隨著平均年齡的升高而下降（β = ?0.019， 95% CI [?0.036， ?0.003]）; 女性占比不起調節作用（β = 0.008， 95% CI [?0.909， 0.925]）。

2.2.4""敏感性分析

調查研究和實驗研究的異常值（SDR的絕對值大于1.96， Viechtbauer amp; Cheung， 2010）分別有5和23個效應量（效應量ID分別為21， 77， 105， 117， 145; 152， 154， 163， 164， 165， 166， 167， 170， 171， 173， 319， 336， 340， 341， 342， 428， 452， 453， 454， 455， 456， 457， 459; 見網絡版附圖1）， 異常值比例未超過總效應量的1/10 （Viechtbauer amp; Cheung， 2010）。進一步進行影響力分析后發現， 調查研究和實驗研究的每個效應量和不包含該效應量的預測值之間的馬氏距離均不大于0.45， 并且在DFBETAS圖中可以看出， 逐一剔除各個效應量后， 模型相關性變化的標準差均沒有大于1 （Cook amp; Weisberg， 1982; Viechtbauer amp; Cheung， 2010; 見網絡版附圖2和附圖3）。也就是說， 雖然研究中存在幾個異常的效應量， 但其并不會對研究的分析結果產生太大影響。綜上， 調查研究和實驗研究的元分析結果均穩健可靠。

2.2.5 "發表偏倚檢驗

對調查研究的發表偏倚進行檢驗。漏斗圖中， 效應量基本均勻分布于中上部及總效應量兩側（網絡版附圖4）。進一步的Egger-MLMA檢驗結果顯著， z"（159） = 6.03， p lt; 0.001， 截距為0.31 （SE = 0.05）， 表明可能存在一定的發表偏倚。故進一步采用剪補法進行發表偏倚的檢驗。檢驗結果發現， 在未刪除偏離值前， 加入了23個效應量（k = 184， 原k = 161）的Fisher’s z系數為0.33， 95% CI為[0.30， 0.36]， z"（183）"= 19.79， p lt; 0.001。在刪除了敏感性分析中的5個偏離值， 增加了21個效應量后（k = 177， 原k = 161）的Fisher’s z系數為0.34， 95% CI為[0.31， 0.37]， z"（176） = 21.98， p lt; 0.001。兩者的效應量基本一致， 且均為大效應量。由此可知， 調查研究元分析結果受發表偏倚影響較小。

對實驗研究的發表偏倚進行檢驗。漏斗圖中， 效應量基本均勻分布于中上部及總效應量兩側， 但有部分效應量位于漏斗圖的右下側（網絡版附圖4）。進一步的Egger-MLMA檢驗結果顯著， z"（457） = 2.22， p = 0.027， 截距為0.24 （SE = 0.11）， 表明存在一定的發表偏倚。進一步的剪補法檢驗結果表明， 在未刪除偏離值前， 加入了143個效應量（k = 602， 原k = 459）的g效應值為0.20， 95% CI為[0.11， 0.28]， z"（601）"= 4.55， p lt; 0.001。在刪除了敏感性分析中的23個偏離值， 增加了129個效應量后（k = 565， 原k ="459）的g效應值為0.19， 95% CI為[0.15， 0.24]， z"（564） = 8.37， p lt; 0.001。因此， 實驗研究元分析結果受發表偏倚影響較小。

3 "研究2： 自我消解與自我超越的中介作用： 基于結構方程模型的元分析

3.1""研究方法

3.1.1""文獻篩選及質量評估

在研究1納入的110篇文獻的基礎上， 進一步納入以自我消解、自我超越或是兩者為中介的文獻43篇， 排除了與自我消解或自我超越無關的文獻67篇。閱讀全文后， 納入報告了相關系數以及可轉化成相關系數的效應量的文獻31篇， 并排除部分變量關系僅有路徑系數的文獻12篇。此外， 為較全面地納入以自我消解或自我超越為中介的研究， 本研究啟動文獻倒查流程， 追溯發現， 研究1因“實驗研究無對照組”而被排除的6篇研究中， 有2篇是以自我消解和自我超越為中介的敬畏感和親社會行為的研究（研究ID為Newson et al.， 2021; Wang et al.， 2023）， 且報告了相應的相關系數， 故將其重新納入。最終， 納入文獻33篇， 英文16篇， 中文17篇， 共包含了42個研究。

2篇新納入文獻的質量評估得分均為8分。42個研究的平均質量評分為8.00 （得分范圍在6 ～ 11分之間， SD = 1.15）， 屬于好（總分"gt; 7）的水平（郭英"等， 2023）， 說明納入分析的文獻質量較好。

3.1.2""文獻編碼

在進行元分析結構方程模型的擬合時， 可以采用變量間的相關系數矩陣進行計算。因此， 數據編碼主要圍繞以下兩個方面展開： 一是研究特征的基本信息， 如作者、發表年份等， 同研究1; 二是納入統計分析的核心數據， 即各個變量間的相關系數。編碼原則和流程與研究1相同。3名心理學專業研究者的編碼Kappa一致性系數為0.94， 樣本量及各變量間的相關系數的編碼結果一致性較高（Landis amp; Koch， 1977）。

3.1.3""效應量的計算

為了解決效應量的非獨立性問題， 我們選擇了平均同一研究中的相關系數效應量， 即平均依賴效應（averaging dependent effects; Cooper et al.， 2019）。同時， 為控制樣本量和正態分布等對效應量的影響， 將一個研究中的相關系數r轉成Fisher’s z分數進行平均數計算， 計算完成后， 再將Fisher’s z分數轉為相關系數r"（Cooper et al.， 2019）。

使用R4.4.1中的metaSEM包進行元分析結構方程模型檢驗。兩階段結構方程模型（two-stage structural equation modeling， TSSEM）是元分析結構方程模型（meta-analytic structural equation modeling， MASEM）的其中一種方法（Cheung， 2009; Cheung amp; Chan， 2005）， 其可以分為兩個階段： 第一階段主要使用完全信息最大似然估計法（full information maximum likelihood， ML or FIML）來匯聚各研究的相關矩陣; 第二階段則是在第一階段匯聚的相關矩陣的基礎上， 采用加權最小二乘法（weighted least square， WLS）來進行結構方程模型的擬合（Valentine et al.， 2022）。

3.1.4""異質性檢驗

研究使用了Q值和I²值來考察模型的異質性大小。固定效應模型的元分析結構方程模型假設不同研究的總體的相關矩陣是同質的（Cheung， 2014a）。由于納入元分析的多個研究由不同的實驗者操作、樣本以及測量方式各不相同， Cheung （2014a）認為相關矩陣同質性的假設是不合理的并進一步提出了隨機效應模型。在具體的研究分析過程中， 若Q值的顯著性水平小于0.05， 表示研究之間是異質的; I²"gt; 50%則為高異質性， 25% ～ 50%為中等異質性， lt; 25%為低等異質性（Higgins et al.， 2003）。若Q值和I²值均呈現出模型具有較高的異質性， 則應該使用隨機效應模型。

3.1.5""發表偏倚檢驗

由于納入中介分析的效應量明顯更少， 不宜采用漏斗圖及Egger’s回歸（Card， 2012）， 故本研究采用失安全系數進行發表偏倚檢驗。失安全系數由Rosenthal （1979）提出， 是一個評估發表偏倚的有效指標， 表示為了排除元分析結果存在發表偏倚可能性， 至少需要多少個未經發表的研究， 才能使元分析的結論發生逆轉。失安全系數大于5k+10時（k表示獨立樣本數量）， 其值越大表明分析結果的越穩定， 研究結論被推翻的可能性越小; 當失安全系數小于5k+10時， 表明發表偏倚問題需要引起重視。

3.2""結果

3.2.1""納入文獻的基本特征

研究納入了33篇文獻（時間跨度為2015 ～ 2023年）， 42個研究， 30， 045名被試。其中以自我消解為中介的研究12個， 以自我超越為中介的研究26個， 含有兩者的研究4個， 共有42個相關矩陣。

3.2.2 "發表偏倚和異質性檢驗

失安全數的發表偏倚檢驗結果表明， 各個相關系數的N_fs值均大于5k+10， 不存在顯著的發表偏倚。異質性檢驗發現， Q值顯著（Q"（129） = 1539.36， p"lt;"0.001）， 表示42項研究的相關矩陣有較大差異， 同時， 其余兩兩相關系數的異質性I²系數都大于50%， 具有較大的異質性， 適用隨機效應模型。

3.2.3""中介效應檢驗

在TSSEM第一階段中， 我們得到了42項納入研究的敬畏感、自我消解、自我超越和親社會行為的兩兩相關合并系數， 六個相關系數均呈現高顯著性（表4）。

TSSEM分析的第二階段結果表明， 敬畏感到親社會行為的直接效應顯著（β₁ = 0.182， 95% CI [0.117， 0.247]）， 占總效應值（β"= 0.330）的55.2%。從敬畏感到自我消解的路徑系數顯著（p lt;"0.001）， 自我消解到親社會行為的路徑系數顯著（p = 0.004）， 自我消解的中介效應顯著（β₂"= 0.060， 95% CI [0.017，"0.105]）， 間接效應占總效應的18.2%。從敬畏感到自我超越的路徑系數顯著（p lt;"0.001）， 自我超越到親社會行為的路徑系數也顯著（p lt;"0.001）， 自我超越的中介效應顯著（β₃"= 0.070， 95% CI [0.035， 0.120]）， 占總效應值的21.2%。進一步估計自我消解和自我超越的鏈式中介效應， 結果表明， 鏈式中介效應不顯著（β₄"= 0.017， 95% CI [?0.010， 0.043]） （表5）。進一步比較自我消解與自我超越中介效應之間的差異， 結果表明， 二者的簡單中介效應不存在顯著差異（0.060 vs"0.070， Z = ?0.29， p = 0.387）。模型檢驗路徑圖見圖2。

4 "綜合討論

人類命運共同體的構建， 離不開人與人之間的互信與合作， 更需要人們心懷對自然、社會和人類命運的敬畏。研究首先采用三水平元分析， 從相關和因果兩個層面探究敬畏感的親社會效應。結果發現， 敬畏感不僅與親社會行為存在顯著正相關， 而且對親社會行為具有中等效應的正向預測作用; 兩者關系受敬畏感效價和誘發源、親社會行為的類型和對象以及文化背景等因素的影響; 敬畏感不僅可以直接促進親社會行為， 還可以通過自我消解和自我超越提升親社會行為。本研究通過整合性結果驗證了敬畏感的親社會效應及其機制， 對推動構建人類命運共同體具有一定的啟示。

4.1 "敬畏感的親社會效應

敬畏感與親社會行為的關系一直是研究的熱點， 但研究結果之間存在差異， 給該領域的深入研究帶來一定困擾。目前， 尚沒有研究就該問題進行澄清。本研究借助三水平元分析首次對二者的相關及因果關系進行系統性估計， 結果表明， 敬畏感與親社會行為之間正相關（r = 0.37， 大效應）， 敬畏感正向預測親社會行為（g"= 0.59， 中效應）。該結果驗證了假設1， 支持了敬畏感的親社會效應。從SFT框架來看， 敬畏感作為集體層面的重要情感， 它會驅動個體做出更多有益于集體或社會的行為， 從而達成對集體歸屬需要的滿足（Keltner et al.， 2022）。敬畏感還是重要的自我超越情感， 它會使個體更少地關注個人需求， 轉向更加關注他人或社會的利益， 做出更多的親社會行為（Stellar et al.， 2017）。

4.2""敬畏感親社會效應的邊界條件

從敬畏感的效價來看， 積極敬畏感的親社會效應高于消極敬畏感。假設2得到支持。整體而言， 二者是“同質但有量變”。“同質”即積極敬畏感與消極敬畏感均具有親社會屬性。作為自我超越情感， 無論是積極還是消極敬畏感， 其功能性優勢均是具有向外的積極引導意義， 使個體將注意力從自我轉向他人， 降低自我顯著性， 更關注他人需求， 增加對他人或集體的投入與承諾， 做出多種形式的親社會行為?！傲孔儭奔炊哂H社會效應存在“量”的差異， 積極高于消極。消極敬畏感因包含了危險成分， 常與低自我控制、高情境控制和無力感等相聯系， 其親社會效應受自尊、解釋水平或關系強弱等因素調節（Hornsey et al.， 2018; Septianto et al.， 2022; 朱華偉"等， 2019）， 導致其綜合效應低于積極敬畏感。也有研究者指出， “量”的差異還可能源于內在作用機制的差別： 積極敬畏感主要通過感知外在的浩大感和高自我控制性影響親社會行為， 消極敬畏感則主要通過內在的自我渺小感、低自我控制性、無力感以及時間壓力影響親社會行為（Septianto et al.， 2022; Takano amp; Nomura， 2023; 朱華偉"等， 2019）。

從敬畏感的誘發源來看， 與社會誘發源相關的敬畏感親社會效應更高。假設3得到支持。社會誘發源更能夠反映敬畏感的社會屬性， 更能夠體現個體在集體或社會層面的歸屬需要， 使得敬畏感在情感內容與反應具有更高的一致性（Keltner et al.， 2022）， 更好地體現了親社會性功能。

從親社會行為類型來看， 敬畏感對于遵規與公益性這一親社會類型的效應最大。假設4部分得到支持。遵規與公益性親社會行為體現了個體在群體或社會價值層面的歸屬需求， 同時， 它也是整個親社會行為網絡的核心維度（林靚"等， 2024）。敬畏感對遵規與公益性更大的效應， 更好地體現了敬畏感推動集體認同與社會公益的情感心向， 對增進共同體意識和構建人類命運共同體具有重要意義。

從親社會行為對象來看， 當對象為環境時， 敬畏感的親社會效應最大。假設5得到部分支持。對象為環境的親社會行為， 即親環境行為（Lange amp; Dewitte， 2019）。在全球變暖、空氣污染和資源短缺等環境問題突出的時代背景下， 敬畏感對親環境行為的正向效應具有重要的意義。喚醒敬畏感， 促進親環境行為， 對構建綠色、環保、可持續發展社會具有積極啟示。

從文化背景來看， 相較于個體主義文化， 集體主義文化下敬畏感的親社會效應更明顯。假設7得到支持。目前， 直接比較不同文化背景下敬畏感親社會效應的研究很少。集體主義文化背景下敬畏感的親社會效應更高， 符合SFT的情感與文化價值一致性假設（Keltner et al.， 2022）， 也符合集體主義文化的社會規范和價值導向。相較于個體主義文化強調關注自我及周圍親密的人， 集體主義文化更強調關注自我所在的群體， 并將服務集體和奉獻社會作為其主要的價值導向（Bai et al.， 2017; Hofstede， 1984）。

從親社會行為的代價來看， 是否需要付出代價并沒有對敬畏感的親社會效應造成顯著的影響。假設6沒有得到支持， 這可能源于： 一是親社會代價編碼是基于研究者視角， 跟被試實際感知不一致; 二是親社會行為的代價和測量方式的影響存在一定的混淆（Ejova et al.， 2021）; 三是社會贊許效應， 即人們會基于社會期望報告出更親社會的一面（Eisenberger et al.， 2004）。

4.3""自我消解和自我超越的中介機制

研究結果表明， 敬畏感不僅直接正向預測親社會行為， 還通過自我消解和自我超越的并行中介效應影響親社會行為。假設8得到了支持。已往研究主要考慮自我消解或自我超越單一的中介效應問題（Bai et al.， 2017; Fu et al.， 2022; Li， Dou， et al.， 2019; Piff et al.， 2015）， 本研究整合已有研究結果， 通過MASEM方法進行再建模， 支持了自我消解和自我超越的并行中介機制， 解決了單個研究“似是而非”的中介問題（Cheung， 2009; Cheung amp; Chan， 2005）。

首先， 是敬畏感親社會效應的自我消解機制。已有研究主要從感知的自我大小、相較于自我的浩大感和自我反省等三個不同層面對自我消解進行測量（Tyson et al.， 2022）， 均支持了它在敬畏感和親社會行為之間的中介作用。自我消解中介機制是“小我”過程性特征在敬畏感親社會效應中的體現， 即敬畏感會降低自我顯著性（Naclerio amp; Van Cappellen，"2022）， 使個體在概念空間感知上變?。˙ai et al.， 2017）， 反省自我意義的微不足道（Piff et al.， 2015）。個體為了降低自我消解帶來的威脅感以更好地適應環境或是認知的變化（即滿足“小我”需求）， 主動反思的“自我”向度傾向于讓個體去融入外部世界， 做出更多的親社會行為（Bai et al.， 2017; Piff et al.， 2015; Wang et al.， 2023）。

其次， 是敬畏感親社會效應的自我超越機制。自我超越是個體打破或超越自我邊界或設限的過程（Garcia-Romeu， 2010; Jiang amp; Sedikides， 2022）。自我超越是“大我”過程性特征在敬畏感親社會效應中的體現， 即敬畏感會促使個體由關注“小我”向“大我”轉換的過程， 驅使個體通過多種方式超越自我， 追求真我， 連接“大我”， 跨越個體生命的永恒和無限。敬畏感在使個體產生認知圖式改變的需求時， 也會使個體超越“小我”的局限， 從一個更廣闊的視野理解人生意義， 更關注到群體需求并產生共同體意識， 進而產生親社會行為（Seo et al.， 2023; Stellar et al.， 2017）。

本研究還發現， 自我消解與自我超越的簡單中介效應差異不顯著， 二者的鏈式中介作用也未得到支持。該結果與Jiang和Sedikides（2022）的結果一致， 即自我消解與自我超越是獨立的中介機制， 自我消解并不是自我超越的先決條件。

4.4""理論貢獻與實踐啟示

本研究的理論貢獻主要有： 一是通過系統性結果驗證了敬畏感的親社會效應， 解決了相關爭議問題， 有助于進一步理解敬畏感的性質與功能; 二是支持了敬畏感影響親社會行為的自我消解和自我超越雙重中介作用， 有效推動了敬畏感的作用機制研究。本研究也有助于更好地理解人類命運共同體的情感動力與行為路徑， 為推動人類命運共同體建設提供實踐啟示。

首先， 應培養和喚醒敬畏感， 提高構建人類命運共同體的情感動力。關注經驗開放性及中庸思維方式等人格特征對敬畏感培養的重要性（Lin， Hong， et al.， 2021）， 如鼓勵接觸不同領域知識以增強經驗開放性， 加強傳統文化熏陶并有意識地訓練理性平和的思維方式。在社會環境上， 可以通過宣傳氣候變化、疾病流行以及道德模范事跡等， 喚起人們對于自然、生命、道德等的敬畏之情（Luo et al.， 2023; Su et al.， 2022）。

其次， 以情感促進親社會行為， 拓展人類命運共同體的行為路徑。敬畏感能夠促進著眼于全人類共同利益和共同福祉的親社會行為， 如保護地球環境、關注全球性問題（Luo et al.， 2023; Yang et al.， 2018）。指向全人類的親社會行為對于推動人類命運共同體的構建具有重要意義（Baldassarri amp; Abascal， 2020; 苑明亮"等， 2024）?？梢怨膭羁缥幕涣?、加強全球公民教育， 有意識地激發全球范圍內的親社會行為， 推動人類命運共同體構建。

最后， 加強“自我”的自主反思， 更好地將“小我”融入“大我”。應加強全社會的價值引領， 引導人們尤其是青少年始終堅持“小我”與“大我”結合， 自覺將“小我”融入“大我”， 積極推進個體價值和全人類價值的融合與實現， 助力人類命運共同體的構建。

本研究存在以下不足， 提示未來研究方向： 首先， 由于親社會行為本身的復雜性， 部分親社會行為指標（如蘊含多種類型和對象的親社會傾向指標）因類型歸屬難以確定未納入分析， 存在部分信息流失問題， 未來有待更為精確的親社會行為分類以厘清這些效應的影響。其次， 部分調節變量分類的效應量相對較少， 如指向全人類的親社會行為類型（調查研究僅9個效應量）， 解釋這些結果時需謹慎。最后， 由于元分析本身需要一定的研究數量（Valentine et al.， 2022）， 目前同時涉及兩個中介機制的研究明顯不足， 期待多變量實證研究的不斷豐富， 為中介作用的調節分析提供條件。

5 "結論

本研究采用三水平元分析和結構方程模型元分析探究敬畏感和親社會行為的關系及其內在機制， 得出以下結論： 敬畏感具有中等及以上程度的親社會效應， 其親社會效應會受到敬畏感的效價和誘發源、親社會行為的類型和對象以及個體的文化背景的調節作用; 敬畏感會通過自我消解和自我超越的并行中介作用影響親社會行為。本研究提示， 喚醒敬畏感， 以內生動力促進個體更好地將“小我”融入“大我”， 增加親社會行為， 共筑人類命運共同體。

參 "考 "文 "獻

（帶*表示元分析用到的文獻）

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The relationship between awe and prosocial behavior： Three-level meta-analysis and meta-analytic structural equation modeling

LIN Rongmao， YU Qiaohua， HU Tianxiang， ZHANG Jiumei， YE Yushan， LIAN Rong

（School of Psychology， Fujian Normal University， Fuzhou 350117，"China）

Abstract

Awe and prosocial behavior are two crucial indicators of human social development. Their association has garnered widespread attention from researchers. The prosocial effects of awe are supported by the social functionalist theory of emotion as well as the broaden-and-build theory of positive emotions. Numerous empirical studies have found a positive relationship between awe and prosocial behavior， demonstrating that awe can promote prosocial behavior. However， some contradictory evidence suggest that awe may not always enhance individuals’"willingness to help， donate， or forgive others and may even diminish their prosocial tendencies. Such inconsistency may relate to factors such as the characteristics of awe， the attributes of prosocial behavior， cultural background， etc. Study 1 aimed to explore the correlation and causality between awe and prosocial behavior， along with their potential moderating variables. Furthermore， current studies primarily focus on either self-diminishment or self-transcendence， which can easily lead to the specious mediators problem. Study 2 built upon existing research to explore the mediating roles of self-diminishment and self-transcendence in the relationship between awe and prosocial behavior.

A systematic literature review was conducted using multiple databases， including Web of Science， ProQuest， Science Direct， Google Scholar， CNKI （China National Knowledge Infrastructure）， CSTJD （China Science and Technology Journal Database）， WFD （Wan Fang Data）， and PsyArXiv （preprint platform）. Data analyses were performed using the meta， metafor， and metaSEM packages in R 4.4.1. Three-level meta-analysis was performed to synthesize the effect sizes and conduct moderator analyses in Study 1. In Study 2， meta-analytic structural equation modeling （MASEM） was employed to synthesize previous mediation studies to explore the theoretical mechanisms underlying the prosocial effects of awe. Publication bias was assessed using Funnel Plots， Egger-MLMA regression tests， Trim and Fill， and Fail-Safe Number. Outlier and influence diagnostics were performed using SDR （studentized deleted residual）， CD （Cook’s distance）， and DFBETAS.

Through literature search and screening， a total of 110 articles were included in Study 1， comprising 221 studies and 620 effect sizes， with a total sample size of 2，"961，"227 participants. Study 2 identified 33 articles， which included 42 studies and 42 correlation matrices， involving 30，"045 participants. The results of two three-level meta-analyses indicated the correlation between awe and prosocial behavior was significantly positive （r"= 0.37， 95% CI [0.33， 0.41]）， and awe could positively predict prosocial behavior （g"= 0.59， 95% CI [0.48， 0.69]）. Moderator analyses revealed that awe has greater prosocial effect when the cultural background was collectivist， the valence was positive， the eliciting factor was social， and the type of prosocial behavior was not restricted to individuals. Meanwhile， the association between awe and prosocial behavior was not moderated by induction methods （e.g.， recall， video， music， image， text， and real situations） and prosocial costs. The results of the meta-analytic structural equation modeling showed that awe leads to prosocial behavior via self-diminishment and self-transcendence （with mediation effects of 0.060 and 0.070， respectively， accounting for 18.2% and 21.2% of the total effect， respectively）. However， the chained mediating effect was not significant.

The study systematically examines the prosocial effects of awe and the conditions that facilitate it. It provides a theoretical foundation for enhancing prosocial behavior through an emotional lens and contributing to the vision of a Community with a Shared Future for Mankind. Additionally， the findings support the psychological mechanisms of self-diminishment and self-transcendence， offering a systematic and integrated theoretical explanation for the prosocial effects of awe.

Keywords "awe， prosocial behavior， three-level meta-analysis， meta-analytic structural equation modeling