小學(xué)生認(rèn)知性與情感性環(huán)境態(tài)度對其親環(huán)境行為的影響

劉婉路 陳進

摘要：指出了環(huán)境態(tài)度是環(huán)境行為的有力預(yù)測因子，但針對不同類型的環(huán)境態(tài)度與環(huán)境行為的關(guān)系的研究還較為缺乏。利用新生態(tài)范式量表和親近自然的情感態(tài)度量表分別測量了小學(xué)生認(rèn)知性和情感性的環(huán)境態(tài)度，用自編的親環(huán)境行為量表測量行為，以昆明市10所小學(xué)的760名10～12歲的學(xué)生為研究對象開展了調(diào)查。結(jié)果表明：相比認(rèn)知性的環(huán)境態(tài)度，親近自然的情感態(tài)度對親環(huán)境行為的預(yù)測力更強;女生在情感性環(huán)境態(tài)度上的得分顯著高于男生。在今后的兒童環(huán)境教育實踐中，應(yīng)更加注重對親近自然的情感的培養(yǎng)和熏陶，以促進兒童親環(huán)境行為的產(chǎn)生。

關(guān)鍵詞：環(huán)境態(tài)度;情感;認(rèn)知;性別;親環(huán)境行為

中圖分類號：B849

文獻標(biāo)識碼：A

文章編號：1674-9944（2018）13-0281-06

1 引言

環(huán)境態(tài)度（ Environmental attitude，EA）是人們對自然環(huán)境一定程度上的喜歡或不喜歡的評價，它在環(huán)境心理學(xué)中是一個重要的概念[1]。研究指出環(huán)境態(tài)度是環(huán)境行為的有力預(yù)測因子[2，3]，如Hines等[4]針對環(huán)境態(tài)度與環(huán)境行為之間的關(guān)系做了元分析研究，他們分析了1971～1987年間發(fā)表的與環(huán)境責(zé)任行為最相關(guān)的128個研究報告，結(jié)果指出，環(huán)境態(tài)度對環(huán)境責(zé)任行為的強有力預(yù)測因子。Thompson等[5]對人們對人與自然關(guān)系的理解的研究也證明，具有生態(tài)中心主義價值觀的人，會更加關(guān)心環(huán)境問題，更有可能加入到保護行動中去;而人類中心主義價值觀占主導(dǎo)地位的人，對環(huán)境問題更加冷漠，更少參與保護行動。所以環(huán)境態(tài)度的培養(yǎng)是導(dǎo)致環(huán)境行為產(chǎn)生的重要先決條件之一。

不少研究者對環(huán)境態(tài)度發(fā)生時期做了一定的探究，發(fā)現(xiàn)年輕人對環(huán)境的態(tài)度在很小的年齡就已經(jīng)開始發(fā)展[6]，在他們到達青春期以前，已經(jīng)對生態(tài)、技術(shù)和經(jīng)濟有了一定的理解，并且形成了對環(huán)境威脅和環(huán)境政策的白己的觀點[6，7]。Kellert[8]關(guān)于兒童環(huán)境態(tài)度發(fā)展的論述指出，6～12歲是環(huán)境態(tài)度和價值觀形成的關(guān)鍵時期，在這個階段，兒童對自然充滿了興趣和好奇心，他們的探索、想象和發(fā)現(xiàn)行為也變得更多，其人文主義、象征性、審美和科學(xué)性的知識得到快速發(fā)展。所以，注重兒童時期的環(huán)境態(tài)度培養(yǎng)有利于發(fā)展更多的環(huán)境友好公民，為環(huán)境保護事業(yè)提供源源不斷的力量支持。

環(huán)境態(tài)度又可以細分為一個人對環(huán)境相關(guān)事物所持有的信念（認(rèn)知性的）、情感和行為意向三個成分[9]，由于行為意向直接指向具體行為，本研究主要探討認(rèn)知性和情感性的環(huán)境態(tài)度。認(rèn)知性的環(huán)境態(tài)度是指基于事實基礎(chǔ)而形成的對于環(huán)境相關(guān)事物的喜歡或不喜歡的程度.目前使用最多的認(rèn)知性環(huán)境態(tài)度測量量表為新生態(tài)范式量表（ New Ecological Paradigm scale，NEP）[10]，它測量的是成年人對人與自然關(guān)系的“原始信念”，它強調(diào)“認(rèn)知信念而不是情感體驗”[11]。NEP被廣泛的用于測量成年人的環(huán)境態(tài)度[12]，同時能夠預(yù)測環(huán)境行為，如是否避免購買過度包裝的產(chǎn)品或?qū)ι罾M行分類回收等[13，14]。2007年，Manoli等[15]在NEP的基礎(chǔ)上修訂并編制了適用于10～12歲兒童的新生態(tài)范式量表，并應(yīng)用于環(huán)境教育活動效果的評估研究中[16，17]，其結(jié)果表明該量表可以有效的測量兒童的環(huán)境態(tài)度。

關(guān)于情感性的環(huán)境態(tài)度，有許多概念被使用，如與自然情感上的聯(lián)系（ affective connection to nature）[18]、自然關(guān)聯(lián)性（ Nature Relatedness）[19]、環(huán)境認(rèn)同感（En-vironmental Identity）[20]、環(huán)境歸屬（Inclusion of Naturein the self）[21]、與自然的聯(lián)系（Connectedness to na-ture）[11]以及親近自然的情感態(tài)度（Emotional Affinitytowards Nature（ EAN》等。本研究選用親近自然的情感態(tài)度（ EAN）這一概念，Kals等[22]認(rèn)為，親近自然的情感態(tài)度是指通過童年的自然體驗而形成的一種情感偏好，它包括4個方面的情感體驗：熱愛自然（love of na-ture）、在自然中的自在感（feelings of freedom in nature）、在自然中的安全感（feelings of security in nature）以及在自然中的歸屬感（feeling of oneness with nature）。

有學(xué)者認(rèn)為情感態(tài)度的發(fā)展先于認(rèn)知態(tài)度的發(fā)展，正如Iozzl[23]提到，“存在極有力的證據(jù)證明情感是進入主動學(xué)習(xí)的關(guān)鍵因素”。Carson[24]也指出，“對于孩子來說，如果事實基礎(chǔ)是今后會形成知識和智慧的種子，那么情感基礎(chǔ)則是滋養(yǎng)種子生長的肥料。”實證研究的結(jié)果證實，對于預(yù)測兒童環(huán)境保護行為的意愿，親近自然的情感與認(rèn)知上的對自然的興趣同等重要[22，25]，且親近自然的情感態(tài)度的形成與兒童的自然體驗經(jīng)歷有關(guān)[22]。Collado等[26]的研究也證實.兒童親近自然的情感與其環(huán)境保護行為成顯著的正相關(guān)關(guān)系。

關(guān)于環(huán)境態(tài)度與環(huán)境行為關(guān)系的研究已經(jīng)較為豐富”[27]，但同時對認(rèn)知性和情感性的環(huán)境態(tài)度的研究還較為缺乏，針對中國兒童的研究也鮮見報道。因此，本研究的目的是探究親近自然的情感態(tài)度和認(rèn)知性的環(huán)境態(tài)度對促進兒童親環(huán)境行為的產(chǎn)生的影響;人口學(xué)變量，如性別、年齡、家庭經(jīng)濟地位在態(tài)度和行為的關(guān)系中的作用。這些研究的結(jié)果對指導(dǎo)實際的環(huán)境教育具有重要意義。

2 研究對象與方法

2.1研究對象

研究于2017年5月21日至2017年6月20日開展問卷調(diào)查。在云南省昆明市五華區(qū)、官渡區(qū)和盤龍區(qū)隨機走訪了15所小學(xué)，在向校長解釋了研究目的、性質(zhì)與內(nèi)容后，其中10所小學(xué)同意參與調(diào)查。在同意參與調(diào)查的10所小學(xué)中，隨機抽取4或5年級的兩個班的學(xué)生作為調(diào)查對象。最終收集到957份問卷，其中有效問卷760份，問卷有效回收率79.4%。有效樣本的社會學(xué)信息情況詳見表1。

2.2 調(diào)查內(nèi)容

所有變量均使用李克特五點量表測量，并使用了兒童友好型的符號加以解釋（1=非常不同意（哭臉），到5=非常同意（笑臉））。原量表由3名環(huán)境教育專業(yè)從業(yè)者翻譯為中文后，對比選擇最接近原文意思并符合10～12歲兒童理解能力的譯文形成中文版量表。

2.2.1 認(rèn)知性的環(huán)境態(tài)度（NEP）

本研究采用新生態(tài)范式量表（ New Ecological Para-digm scale）測量兒童的認(rèn)知性環(huán)境態(tài)度。NEP量表在中國大多應(yīng)用于成年人群中[28，29]。直到2012年，吳靈瓊等[30]通過訪談與問卷的形式修訂了一份適用于中國兒童（10～12歲）的NEP量表。NEP可以作為多維的量表使用[31]，也有學(xué)者建議將NEP作為一個一維量表使用口[15，32]，它提供一個從人類中心主義到生態(tài)中心主義的連續(xù)變量的總得分，得分越高說明持有的生態(tài)世界觀越強烈。本研究采用NEP的一維結(jié)構(gòu)，在吳靈瓊2012年版本[30]的基礎(chǔ)上，針對昆明市的社會背景對量表做了少量修訂。最終量表由15個題目組成，見表2。

2.2.2 親近自然的情感態(tài)度（EAN）

本研究使用親近自然的情感態(tài)度量表（ EmotionalAffinity towards Nature scale）測量兒童的情感性環(huán)境態(tài)度，原量表由Kals等[22]編制，Muller等[33]將其適用在青少年群體（年齡15～19歲）。2013年，考慮到時間和空間的限制以及兒童的理解能力，Collado等[34]從Muller 2009年[33]的版本中選取了6題作為測量兒童（平均年齡10.88歲）親近自然的情感偏好的量表。本研究使用了Collado等[34]的版本，共6個題目，由英文原文翻譯成中文后，在小范圍學(xué)生中預(yù)測，根據(jù)兒童的反饋對個別題目中的表述做了修改，形成正式版的量表，見表2。

2.2.3 親環(huán)境行為

本研究對親環(huán)境行為的測量時，參考前人研究[36]，選取了一些常見的、具體的、兒童有能力完成的環(huán)境保護行動。該量表共有7個題目，作為一維量表使用，采用Linkert5點計分原則（完全不符合=1，非常符合一5）。題目采用了正向和逆向措辭，以保證內(nèi)容間的平衡。

具體題目有：①“主動觀察植物或昆蟲”（白編）;②“阻止他人破壞環(huán)境的行為”[36];③“關(guān)心自然、環(huán)境方面的新聞”[17];④“家用電器不用時，主動關(guān)閉其電源”[35];⑤“自愿參與了環(huán)境保護活動”[35];⑥“業(yè)余時間去郊游而不是待在家里看電視”[37]以及⑦“種植被遺棄的植物”（自編）。

2.2.4 社會人口學(xué)變量

社會學(xué)變量包括性別、年齡、學(xué)校、班級、父母受教育水平及父母收入水平，采用填空題及選擇題。

2.3 信度檢驗

信度檢驗是測定所設(shè)計的量表是否具有可靠性（ Reliability）和穩(wěn)定性（Consistancy）的有效分析方法，根據(jù)Cronbach'S α值評價量表的可靠性，一般認(rèn)為α大于0.7被認(rèn)為可信度較高，大于0.6在可接受范圍內(nèi)。利用SPSS 22.0軟件對最終問卷中所測的親近自然的情感態(tài)度、認(rèn)知性的環(huán)境態(tài)度以及親環(huán)境行為進行信度檢驗，結(jié)果如表3所示，NEP量表的α值大于0.7，EAN量表的α值接近0.7，親環(huán)境行為的α值大于0.6，均在可接受范圍內(nèi)。說明本研究的問卷具有較好的可靠性，所有變量得分均值將用于進一步的數(shù)據(jù)分析。

2.4 數(shù)據(jù)分析

使用SPSS 22.O軟件對三個變量進行Pearson相關(guān)分析，并利用線性回歸模型探討人口學(xué)變量對環(huán)境態(tài)度和親環(huán)境行為的影響。之后利用RStudio（1.1.383版本）中的“Ime4”、“ImerTest”包建立混合模型，預(yù)測親環(huán)境行為。

3

研究結(jié)果

3.1 變量間的相關(guān)關(guān)系

三個變量間Pearson相關(guān)分析的結(jié)果如下：親環(huán)境行為與NEP和EAN的相關(guān)性系數(shù)分別為0.178（p<0.0001，N=760）和0.405（p<0.0001，N=760）;NEP與EAN間的相關(guān)性系數(shù)為0.336（p<0.0001，N=760）。三個變量間均呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，且EAN與親環(huán)境行為的相關(guān)性比NEP高。

3.2 人口學(xué)變量對環(huán)境態(tài)度和行為的影響

利用線性回歸模型，將6個人口學(xué)變量（性別、年齡、父母收入和父母受教育水平）作為白變量，兩類環(huán)境態(tài)度（EAN和NEP）和親環(huán)境行為分別作為因變量進行回歸分析，結(jié)果如表4所示。年齡和父親收入對NEP有正向的影響，即年齡越大、父親收入越高，學(xué)生自報的親環(huán)境行為越多，但這種影響只達到了趨近顯著的水平（p<0.1）;所有6個社會人口學(xué)變量對認(rèn)知性環(huán)境態(tài)度的總解釋率為2%（r2—0.02）。性別對EAN有顯著影響，表現(xiàn)為男生得分顯著低于女生得分（ Mean男=4.29

由于性別為二元變量，利用獨立樣本T檢驗的方法驗證回歸模型的結(jié)論，計算三個變量在不同性別上的得分差異，結(jié)果如表5所示。可以看到，男生和女生在NEP得分上沒有顯著差異（Mean男=4.16，Mean女=4.18，p=0.678），但在EAN和親環(huán)境行為的得分上，男生顯著低于女生，與回歸模型結(jié)論一致。

3.3 預(yù)測親環(huán)境行為

首先使用單一變量模型對親環(huán)境行為進行預(yù)測。使用混合模型，將學(xué)校作為隨機因素，NEP為白變量，親環(huán)境行為為因變量進行分析，結(jié)果顯示，NEP顯著促進親環(huán)境行為的產(chǎn)生（B=0.23，p<0.0001，N=760），固定因子（NEP）對親環(huán)境行為的解釋率為3.2%（r2=0.032）。同樣使用混合模型，將學(xué)校作為隨機因素，EAN為白變量，親環(huán)境行為為因變量進行分析.結(jié)果顯示，EAN顯著促進親環(huán)境行為的產(chǎn)生（B=0.43，p<0.0001，N=760），固定因子（EAN）對親環(huán)境行為的解釋率為16.0%（r2=0.160）。

隨后將NEP，EAN，以及人口學(xué)變量（性別，年齡，父母收入，父母受教育水平）共同加入混合模型，親環(huán)境行為為因變量，將學(xué)校作為隨機因素分析，結(jié)果見表6。可以看出社會人口學(xué)變量對親環(huán)境行為均無顯著影響（p>0.05）。分析的環(huán)境態(tài)度中，EAN對親環(huán)境行為有顯著的正向促進作用（B-=0.40，p<0.0001），而NEP對親環(huán)境行為有正向促進的作用，但沒有達到顯著水平（B=0.07，p=0.116）。最終整個模型能解釋親環(huán)境行為17.9%的變異（r2 =0.179）。

4 結(jié)論與討論

本研究旨在探討兩種類型的環(huán)境態(tài)度——親近自然的情感態(tài)度（EAN）和認(rèn)知性的環(huán)境態(tài)度（NEP）對親環(huán)境行為的影響，綜合單變量和多變量的混合模型的結(jié)果可以看出，對于10～2歲兒童來說，相比認(rèn)知性的環(huán)境態(tài)度，親近自然的情感態(tài)度對親環(huán)境行為的解釋率更大。并且，女孩在EAN和親環(huán)境行為上的得分顯著高于男生。根據(jù)親生物性假說（ biophilia hypothesis） [38]，人類有親近自然、植物和有生命的生物的本能，這種對大自然本能的親近和喜歡會促使兒童做出保護環(huán)境的行為[39]。另一方面，如果兒童在自然中感到歸屬感，認(rèn)為自己是自然的一部分，當(dāng)?shù)弥匀辉獾狡茐臅r會產(chǎn)生一種自我被傷害的感覺，因此，親近自然的情感態(tài)度會激發(fā)環(huán)境保護行為[33]。

本研究的結(jié)果與Collado等[34]的結(jié)論具有一定的一致性，他們對397名10～13歲兒童的調(diào)查顯示，對于做出保護環(huán)境的日常行動的意愿，EAN與NEP的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)相當(dāng)，分別為0.25（p<0.05）和0.28（p<0.001）;但對于做出環(huán)境公民行為的意愿，EAN的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)遠大于NEP（分別為B=0.40，p<0.001;B=0.13，p<0.001）。但本研究的結(jié)果與Col-lado等26的研究有一定的差異，他們對67名10～12歲的西班牙兒童的調(diào)查顯示，NEP對保護環(huán)境的日常行動的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)為0.54（p<0.01）高于EAN的標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)（B=0.32，p<0.01）。而Kaiser等[35]指出，不同類型的環(huán)境行為對于人們來說其實施的難度是不同的，而環(huán)境公民行為的難度則高于日常的環(huán)境保護行動。由此可以推測，正是因為兩種類型的環(huán)保行動的難度不同，當(dāng)面對需要更多付出和犧牲的環(huán)境公民行為時，情感上的因素更加凸顯出對促進環(huán)保行為的

在以往的研究中，大量證據(jù)證明了認(rèn)知性的環(huán)境態(tài)度對親環(huán)境行為有顯著的正向影響的作用[17，36]。而本研究的混合模型結(jié)果顯示，認(rèn)知性的環(huán)境態(tài)度（ NEP）對親環(huán)境態(tài)度的影響較小且不顯著（B=0.07，p=0.116）。造成這一結(jié)果的原因主要是由于NEP與EAN之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系（r=0.336，p<0.0001），在回歸模型構(gòu)建中，自變量間的相關(guān)可能會造成多重共線性的結(jié)果，使模型的解釋度降低。利用Rstudio中的“car”軟件包對回歸模型進行共線性診斷，結(jié)果顯示EAN的vif指數(shù)為1.17，NEP的vif指數(shù)為1.14，表明模型存在一定的共線性，雖不嚴(yán)重，但仍可能造成NEP對親環(huán)境行為的回歸系數(shù)不顯著的結(jié)果。另外，本研究使用的親環(huán)境行為量表中，沒有對不同類型的親環(huán)境行為作出細分，題目中既關(guān)注了日常的環(huán)保行為，也關(guān)注了環(huán)境公民行動。這也可能造成親環(huán)境行為極大的依賴于親近自然的情感態(tài)度的結(jié)果[34]。

基于本研究的結(jié)果，有理由相信兒童親近自然的情感態(tài)度越積極，其親環(huán)境行為就會越多，而認(rèn)知性的環(huán)境態(tài)度對于親環(huán)境行為的促進作用相對較小。因此，環(huán)境教育實踐者在設(shè)計針對兒童的環(huán)境教育活動時，不能一味的進行知識的傳遞，應(yīng)更多地考慮如何培養(yǎng)他們親近自然的情感，引導(dǎo)他們建立起與自然的聯(lián)系。根據(jù)本研究的結(jié)果，女生在親近自然的情感態(tài)度上得分顯著較男生高，說明相較男生，她們更容易被自然所吸引，所以在實踐活動中，環(huán)境教育者應(yīng)加強對男生的引導(dǎo)，讓他們通過觀察、接觸、分享、實踐等多種方式，真正的融人大自然。兒童的環(huán)境教育不是一蹴而就的，情感上的親近就像一劑催化劑，能讓孩子們在與自然的互動中體會到更多的快樂、自由、安全與歸屬感，情感不像知識那樣容易被遺忘，在童年時代建立起的這種聯(lián)結(jié)會對成年后的環(huán)境責(zé)任行為產(chǎn)生重要影響[37，40]。

參考文獻：

[1] Milfont T L. Psychology of environmental attitudes：a cross-cultural study of their content and structure[Jl. Researchspace，1994（4）.

[2] Heberlein T A，Black J S.Cognitive Consistency and Environmental Action[J]. Environment&Behavior，1981，398（6）：717.

[3] Weigel R，Weigel J.Environmental Concern： The Development ofa Measure[J]. Environment&Behavior;，1978， 35（1）：127 - 31.

[4] Hines J M，Hungerford H R，Tomera A N.Analysis and synthesis of research on responsible environmental behavior：A meta-analysis[J]. The Journal of Environmental Education， 1987， 18（2）：1～8.

[5] Thompson S C G，Barton M A. Ecocentric and anthropocentricattitudes toward the Environment[Jl. Journal of environmentalPsychology. ，1994 ，14（2）：149～57.

[6] Bryant C K，Hungerford H R.An analysis of strategies for teaching environmental concepts and values clarification in kindergarten[J]. The Journal of Environmental Education. ，1977，9（1）：44～9。

[7] Bradley J C，Waliczek T M，Zajicek J M.Relationship between environmental knowledge and environmental attitude of high schoolstudents[J]. The Journal of Environmental Education， 1999， 30（3） ：17～21.

[8] Satterfield T.The Value of Life： Biological Diversity and HumanSociety[J]. Environment Science&Policy; for Sustainable Development， 1997，39（1） ：27.

[9] Schultz P W，Shriver C，Tabanico J J，et al.Implicit connectionswith nature[J]. Journal of Environmental Psychology， 2004， 24（1） ：31～42.

[10] Dunlap R E，Liere K D V，Mertig A G，et al.New Trends inMeasuring Environmental Attitudes： Measuring Endorsement ofthe New Ecological Paradigm：A Revised NEP Scale[J]. Journalof Social Issues，2000，56（3）：425～42.

[11] Mayer FS，F(xiàn)rantz C M. The connectedness to nature scale：Ameasure of individuals' feeling in community with nature[J].Journal of Environmental Psychology.

2004， 24（4）：503.

[12] HawcroftL J，Milfont T L.The use （and abuse） of the new environmental paradigm scale over the last 30 years：A meta～analysis[J]. Journal of Environmental Psychology， 2010， 30（2）：143～ 58.

[13] 0lli E，Grendstad G，Wollebaek D.Correlates of environmentalbehaviors： Bringing back social context[J]. Environment andBehavior，2001，33（2）：181～208.

[14] Schultz P W， Zelezny L， Dalrymple N J. A multinational perspective on the relation between Judeo- Christian religious beliefs and attitudes of environmental concern[J]. Environmentand Behavior，2000， 32（4）：576～91.

[15] Manoli C C，Johnson B，Dunlap R E.Assessing children's environmental worldviews： Modifying and validating the new ecological paradigm scale for use with children[J]. The Journal of Environmental Education，2007， 38（4）：3～13.

[16] Manoli C C，Johnson B，Dunlap R E.Assessing Childrern's Environmental Worldviews： Modifying and Validating the New Ecological Paradigm Scale for Use With Children[J]. Journal of Environmental Education，2007， 38（4）：3～13.

[17] Evans G W，Brauchle G， Haq A， et al. Young Children's Environmental Attitudes and Behaviors[J]. Environment&Behavior，2007，39（5）：635～58.

[18] Hinds J，Sparks P.Engaging with the natural environment： Therole of affective connection and identity[J]. Journal of Environmental Psychology， 2008， 28（2）：109～20.

[19] Nisbet E K，Zelenski J M，Murphy S A. The nature relatednessscale： Linking individuals' connection with nature to environmental concern and behavior[J]. Environment and Behavior，2009，41（5） ：715～40.

[20] Clayton S D. Identity and the natural environment[J]. The psychological significance of nature： Mit Press，2003（4）.

[21] Schultz P W. Inclusion with nature： The psychology of human-nature relations[Jl. Psychology of sustainable development：Springer，2002：61～78.

[22] Kals E，Schumacher D， Montada L.Emotional Affinity towardNature as a Motivational Basis to Protect Nature[J]. Environment&Behavior. 1999，31（2） ：178～202.

[23] Iozzi L A. What research says to the educator： part two： environmental education and the affective domain[J]. The Journal ofEnvironmental Education. ，1989， 20（4）：6～13.

[24] Carson R，Kelsh N. The Sense of Wonder[J]. Mothering，2005，350（2） ：66.

[25] Nisbet E K，Zelenski J M，Murphy S A. The Nature RelatednessScale： Linking Individuals' Connection with Nature to Environmental Concern and Behavior[J]. Environment&Behavior;，2009，41（5） ：715～40.

[26] Collado S，Evans G W，Corraliza J A， et al. The role played byage on children's pro- ecological behaviors： An exploratory analysis[J]. Journal of Environmental Psychology， 2015， 44（2）：85～94.

[27] Gifford R，Nilsson A. Personal and social factors that influencepro-environmental concern and behaviour：a review[Jl. International Journal of Psychology，2014 ，49（3）：141.

[28]洪大用，環(huán)境關(guān)心的測量：NEP量表在中國的應(yīng)用評估[J].社會，2006，26（5） ：71～92.

[29]洪大用，范葉超，肖晨陽.檢驗環(huán)境關(guān)心量表的中國版（CNEP）——基于CGSS2010數(shù)據(jù)的再分析[J].社會學(xué)研究，2014（4） ：49～72.

[30] Wu L.Exploring the New Ecological Paradigm Scale for Gauging Children's Environmental Attitudes in China[J]. Journal ofEnvironmental Education， 2012， 43（2）：107～20.

[31] HawcroftL J，Milfont T L.The use （and abuse） of the new environmental paradigm scale over the last 30 years：A meta-analysis[J]. Journal of Environmental Psychology， 2010， 30（2）：143.

[32] Collado S，Staats H，Corraliza J A. Experiencing nature in chil-drern's summer camps： Affective，cognitive and behavioural consequences[J]. Journal of Environmental Psychology， 2013， 33： 37-44.

[33] Muller M，Kals E，Pansa R. Adolescents emotional affinity to-ward nature： A cross - societal study [J]. Journal of Develop-mental Processes，2009，4：5969.

[34] Collado S，Staats H，Corraliza J A. Experiencing nature in chil-dren's summer camps： Affective， cognitive and behavioural con-sequences[J]. Journal of Environmental Psychology， 2013， 33（33） ：37-44.

[35] Kaiser F G，Oerke B，Bogner F X. Behavior- based environmen-tal attitude： Development of an instrument for adolescents[Jl.Journal of Environmental Psychology，2007 ，27 （ 3） ：242 - 51.

[36] Tucker R，Izadpanahi P. Live green，think green： Influence ofsustainable school architecture on children's environmental atti-tudes and behaviors[J]. Journal of Environmental Psychology，2017，51：209-16.

[37] Wells N M，Lekies K S. Nature and the Life Course： Pathwaysfrom Childhood Nature Experiences to Adult Environmentalism[J]. Children Youth & Environments， 2006 ，16 （ 1） ：1-24.

[38] Wilson E. Biophilia . Massachusetts[M]. Us： Harvard Univer-sity Press，1984.

[39] Fischerlehner B. "Die Natur ist fur die Tiere ein Lebensraum，und fur uns Kinder ist es so eine Art Spielplatz" ber die Bedeu-tung von Naturerleben fur das 9 - 13[M]. jahrige Kind：Vieweg+Teubner Verlag，1993. 148.

[40] Chawla L. Life Paths Into Effective Environmental Action[J]. Journal of Environmental Education，1999 ， 31（1） ：15 -26.