生態(tài)環(huán)保教育的逆向社會化機制
——基于港澳地區(qū)中學生的考察

劉 驥，楊雅迪

(陜西師范大學 教育學部，陜西 西安 710062)

一、研究背景

自進入21世紀以來，全球氣溫變暖、極端氣候頻發(fā)迅速成為了各國人民直面的現實生存問題，而影響人類共同命運的環(huán)境挑戰(zhàn)也對生態(tài)環(huán)保教育的成效提出了迫切的要求。在我國，生態(tài)文明建設是社會經濟發(fā)展規(guī)劃的重要戰(zhàn)略方向，生態(tài)環(huán)保教育是實現生態(tài)文明建設的重要實踐抓手。習近平主席在2020年9月22日第七十五屆聯(lián)合國大會上明確指出，我國努力爭取2060年前實現“碳中和”，并在2021年4月22日“領導人氣候峰會”上強調與國際社會一同面對氣候變化給人類生存和發(fā)展帶來嚴峻的挑戰(zhàn)，“共商應對氣候變化挑戰(zhàn)之策，共謀人與自然和諧共生之道”。在實施這一目標的過程中，我國不僅需要加快生態(tài)文明建設，也需要加強生態(tài)文明教育，通過生態(tài)環(huán)保教育構建青少年有關人與自然和諧共處的理念認識。[1]近年來，我國積極開展與國際組織的多方面合作，開展生態(tài)環(huán)保教育研究和相關人員培訓，加強國際交流以及中小學環(huán)境保護課程建設，為我國生態(tài)環(huán)保教育注入了新的活力，使我國生態(tài)環(huán)保教育與世界生態(tài)環(huán)保教育有更加緊密的聯(lián)系。[2]

在《全國環(huán)境宣傳教育行動綱要(2011-2015年)》的指導下，香港特區(qū)政府頒布《學校環(huán)境教育指引》逐步開展創(chuàng)建綠色校園，重視生態(tài)環(huán)保教育課程建設，關注培育學生對環(huán)境的正確態(tài)度與價值觀。[3]在具體實踐中，香港特區(qū)政府廣泛動員學校教職員、學生、家長參與環(huán)保校園建設行動，大力推廣依托學校、社區(qū)、家庭三者互補的協(xié)同生態(tài)環(huán)保教育方案。[4]例如，許多學校圍繞節(jié)約用水、海洋保護、垃圾分類等議題開設課程，發(fā)起社會實踐活動，積極動員學生與家長共同參與綠色社區(qū)建設，將生態(tài)環(huán)保理念帶出校園、走入每家每戶，形成了學校環(huán)保課程與社區(qū)環(huán)保氛圍相互配合。[5]在澳門，特區(qū)政府也積極探索生態(tài)環(huán)保教育的在地化發(fā)展模式，依托聯(lián)合國教科文組織的綠色學校計劃(UNESCO Green Schools)，澳門教育及青年事務局開發(fā)了學前教育至高中教育階段的系列生態(tài)環(huán)保教育課程，而澳門民政事務總署則設立環(huán)境信息中心(Environmental Information Centre)用于環(huán)保知識拓展式校外實踐學習。[6]綜合地看，港澳地區(qū)十分注重引導青少年觀察和欣賞大自然、認識保護環(huán)境的重要性，同時依托課內專題教學與課外主題活動融入生態(tài)環(huán)保教育內容，不僅注重在校的生態(tài)環(huán)保教育課程學習，還重視營造家庭浸入式生態(tài)環(huán)保教育情境、發(fā)揮社區(qū)作為生態(tài)環(huán)保教育學習發(fā)生場所的重要支撐作用，從協(xié)同育人的視角提升學生環(huán)保意識，養(yǎng)成關心和愛護環(huán)境的行為習慣。[7]

作為我國較早探索依托學校、社區(qū)、家庭等多方協(xié)同育人模式開展生態(tài)環(huán)保教育的地區(qū)，港澳地區(qū)長期開展的生態(tài)環(huán)保教育實踐具有重要參考價值，不僅有利于對青少年環(huán)保知識、態(tài)度、行為有效形成規(guī)律的掌握，更有助于為教育規(guī)律相似的德育價值觀教育提供有益的影響機制借鑒。但就目前來看，有關多方協(xié)同開展生態(tài)環(huán)保教育的模式仍存在較大研究空白，特別是缺乏針對學校與家庭教育的互動關聯(lián)性研究，且亟需驗證二者互促互補關系的機制的證據。針對這樣的學術空白與現實需求，本研究聚焦港澳地區(qū)青少年家庭教育與學校生態(tài)環(huán)保教育的互動機制，運用逆向社會化理論構建有關生態(tài)環(huán)保教育的家庭親子互動模型，采用結構方程建模方法與國際學生評估項目(Programme for International Student Assessment，PISA)數據庫港澳地區(qū)樣本來驗證理論假說。

二、文獻綜述

家庭是青少年開始社會化學習的重要場所，家庭教育是青少年世界觀、人生觀、價值觀形成的重要途徑。在家庭中，青少年早期的多數行為是通過觀察父母的行為，以其為榜樣并效仿而習得的。[8]社會學界通常認為父母的行為習慣、處事觀念、教養(yǎng)方式對青少年早期社會情感、認知能力等發(fā)展有著重要影響，并將這一現象統(tǒng)稱為家庭社會化過程。[9]從歷史溯源上看，傳統(tǒng)的社會化理論認為父母在兒童參與家庭社會化過程中占據先決主導位置，也就是說家庭社會化過程是由智者(父母)向習者(兒童)進行知識、態(tài)度、行為的單向傳遞。[10]然而隨著社會化理論的發(fā)展，有學者指出家庭中的互動是多樣且多向的，并不僅僅只是單一方向，并相應地提出逆向社會化理論。[11]更寬泛地看，有學者認為社會化是指社會中個體與其他個體交流互動過程中互相交流影響，家庭中不僅有家長對孩子的言傳身教，而孩子也能向家長提供來自社會的新信息和生活方式，甚至在某些新興領域為年長者指點迷津。[12]例如，哈貝馬斯認為社會化過程是一種相互作用、相互交流、相互溝通，是人的基本存在方式。[13]又如格拉斯等人提出家庭教育中所普遍存在的“雙向”現象，即父母與青少年在平等溝通交流中，實現價值觀的協(xié)調互補、認識的雙向互動、情感的聯(lián)動雙贏以及實踐的多元影響。[14]總的來說，現有學界研究認為家庭社會化不是單向的，兒童在家庭社會化過程中也具有較強能動性，既可以有選擇地接收社會化的信息，也可以通過逆向社會化過程影響其他家庭成員。

在家庭生態(tài)環(huán)保教育中，知識、行為、態(tài)度的雙向傳遞現象體現尤為明顯。從傳播動力學的角度看，青少年回到家以后通過切身講述的方式向家庭成員傳達倡導有關環(huán)保的新觀念和新規(guī)范，這可能使環(huán)保信息的可信度、針對性、滲透力更強。例如，有研究發(fā)現青少年在參與學校生態(tài)環(huán)保知識學習活動后，回到家中會經常性向父母分享他們所學到的有關節(jié)能減排、回收可再生資源、廢舊品重復利用等實用信息，其中超過三分之一的學生曾嘗試改善家庭的廢品處理方式。[15]通常而言，父母會對青少年所提供的新知識進行評估，在家庭資源允許的情況下付諸實踐，進而反映在家庭決策中。例如，有研究發(fā)現當青少年在學校生態(tài)環(huán)保教育課程中學習塑料制品的環(huán)境危害后，其家庭使用一次性購物袋、購買瓶裝水的頻率會下降，而且其父母對于重復使用和回收利用的認可度也更高。[16]此外，青少年自身對改善環(huán)境的態(tài)度和行為對于家庭成員的態(tài)度和行為有著至關重要的影響，特別是在家庭日常活動中潛移默化地影響其他成員對待環(huán)境問題的態(tài)度和行為。例如，有研究發(fā)現青少年對減少瓶裝塑料使用的環(huán)保認識可以有效影響父母的家庭采購行為。[17]

從家庭社會化的發(fā)生場域和形成機制上看，父母與子女間的社會化行為通過良性的親子互動發(fā)生，其主要載體是親子互動，而親子互動主要分為日常親子互動與教育親子互動兩大類。[18]日常親子互動是指家庭中與一日三餐等生活必要事務緊密相關的行為舉止、共同活動，是無明確教育目標的一般親子互動；教育親子互動則主要涵蓋明確以認知發(fā)展、價值觀引導等為主要育人目標的知識交流、思想指導等專門類親子互動。現有的研究表明，日常親子互動與教育親子互動在家庭社會化過程中所扮演的角色有所不同。[19]例如，日常親子互動常被認為更利于通過“身教”“目染”等方式傳遞行為習慣與待人處事方式，而教育親子互動則往往通過“言傳”“耳濡”等方式影響著信息獲取及觀點交流。[20]在澳大利亞，有研究指出青少年與父母有關環(huán)保知識與態(tài)度的討論主要產生于教育親子互動，而行為上的影響則通過日常親子互動發(fā)生。[21]與此同時，并不是所有親子互動都能在家庭成員間有效地傳遞不同類別的環(huán)保信息。日常親子互動與教育親子互動相比較而言，教育親子互動有著更清晰的主題目的性，蘊含著更豐富的實質內涵，而且在信息交流的密度上更強，因此更有利于親子間就環(huán)保領域的具體問題開展交流、更有利于青少年向父母詳細闡明環(huán)保理念、更有利于家庭內部加深有關環(huán)保議題的共同理念。[22]

綜上，逆向社會化是一種家庭成員相互影響的顯現，但學界對其在家庭生活實踐中的微觀運行機制和影響效果研究較少。鑒于青少年在家庭生態(tài)環(huán)保教育中所扮演的重要角色，以及日常親子互動與教育親子互動在逆向社會化發(fā)生機制上的關鍵闡釋，本研究提出有關生態(tài)環(huán)保教育的家庭親子互動理論模型，即以下研究假設：

H1a.青少年環(huán)保知識能對父母環(huán)保知識產生正向影響。

H1b.青少年環(huán)保知識主要通過教育親子互動對父母環(huán)保知識產生正向影響。

H2a.青少年環(huán)保態(tài)度能對父母環(huán)保態(tài)度產生正向影響。

H2b.青少年環(huán)保態(tài)度能通過教育親子互動對父母環(huán)保態(tài)度產生正向影響。

H3a.青少年環(huán)保行為能對父母環(huán)保行為產生正向影響。

H3b.青少年環(huán)保行為能通過日常親子互動對父母環(huán)保行為產生正向影響。

H4a.親子互動是家庭生態(tài)環(huán)保教育逆向社會化的重要機制。

H4b.教育親子互動比日常親子互動更能有效地傳遞對環(huán)保知識、態(tài)度的影響。

H4c.日常親子互動比教育親子互動更能有效地傳遞對環(huán)保行為的影響。

三、研究設計

(一)樣本與研究方法

本研究選取2018年PISA中國香港和中國澳門兩地的子樣本數據。PISA是經濟合作與發(fā)展組織(Organization for Economic Co-operation and Development, OECD)每三年開展一次的大規(guī)模學生評估項目。[23]該項目于2006年開始收集各地區(qū)15周歲青少年的環(huán)境相關科學能力和態(tài)度信息，并在2018年對全球七十余個經濟體進行了抽樣調查，采集了詳細的環(huán)保知識、態(tài)度和行為的自我評估信息，以及其父母的相關信息，評估問卷表采用李克特量表(Likert Questionnaire)。[24]更具體地看，有關環(huán)保內容的相關問題分別選自學生問卷和家長問卷，其中學生問卷內容包含環(huán)保知識水平評估、對不同環(huán)境問題的態(tài)度，以及近期參加的環(huán)保活動，如減少家庭能源使用、購買環(huán)保產品、簽署環(huán)保請愿書等；家長問卷與學生問卷相對應，內容包含環(huán)保知識水平評估、對不同環(huán)境問題的態(tài)度、近期參加的環(huán)保活動，此外家長問卷還包括家長與子女進行互動方式量表。[25]

在研究方法上，本研究使用STATA統(tǒng)計軟件進行數據整理，并利用結構方程建模方法(Structural Equation Modelling；SEM)開展數據分析。結構方程建模法是基于變量協(xié)方差矩陣進行變量關系分析的一種數理統(tǒng)計方法，其優(yōu)勢在于能夠同時處理多個影響路徑、檢驗多項研究假設，并相應降低伴隨多重假設檢驗而來的謬誤率。過去十年中，結構方程建模法在科學實證研究中越來越受重視，特別是在環(huán)境科學與可持續(xù)發(fā)展研究中，常被用于驗證理論模型假說。

為了直觀地呈現研究中各變量基本情況，表1對全樣本、中國香港樣本、中國澳門樣本分別進行描述性統(tǒng)計。首先，本研究全樣本選自2018年國際學生評估項目中國香港和中國澳門兩地子樣本數據，共計9006個家庭，其中學生平均年齡15.8歲(SD=0.29)，女性占比50.4%，本地居民占比52.9%，第一代非本地居民和第二代非本地居民分別占比17.6%和30.3%，受訪的家長中26.7%是母親，父母受教育程度平均為12.3年(SD=2.95)，家庭地位指數和家庭財富指數分別平均為-0.522標準分(SD=0.965)和-0.499標準分(SD=0.817)。其次，我國香港地區(qū)樣本共計5295個家庭，其中學生平均年齡15.7歲(SD=0.29)，女性占比51.0%，本地居民占比62.6%，第一代非本地居民和第二代非本地居民分別占比11.7%和25.7%，受訪的家長中26.4%是母親，父母受教育程度平均為12.3年(SD=2.80)，家庭地位指數和家庭財富指數分別平均為-0.528標準分(SD=1.005)和-0.472標準分(SD=0.794)。再次，我國澳門地區(qū)樣本共計3711個家庭，其中學生平均年齡15.8歲(SD=0.29)，女性占比49.4%，本地居民占比37.1%，第一代非本地居民和第二代非本地居民分別占比26.1%和36.9%，受訪的家長中27.2%是母親，父母受教育程度平均為12.2年(SD=3.15)，家庭地位指數和家庭財富指數分別平均為-0.515標準分(SD=0.906)和-0.539標準分(SD=0.848)。綜合地來看，樣本在年齡、性別、受訪者為母親、父母受教育程度、家庭地位指數、家庭財富指數方面相對均衡，但在本地居民比例方面有所差異。

表1 各變量描述性統(tǒng)計

(二)量表信效度檢驗

在數理統(tǒng)計中，信度主要反映測量量表的一致性和穩(wěn)定性，而效度則指明測量量表是否能夠準確測量其所測量的變量。因此，本研究先檢驗了各量表對變量測量的信效度。從表2中可以得知，各變量的α值介于0.694至0.876之間，除了日常親子互動為0.694外，其他變量均高于0.7，表明量表信度較高，測量結果穩(wěn)定可靠。在此之上，本研究還運用驗證性因子分析法對量表效度進行檢驗，含KMO檢驗與Barlett球形檢驗。由表2結果可知，各變量KMO值介于0.642至0.869之間，除了日常親子互動為0.642外，其他變量均高于0.7。事實上，KMO值越接近1，變量效度越強。更進一步看，所有變量均通過Barlett球形檢驗，即P值均小于0.05，也就是說可以有效排除變量內部效度不高的零假設，證明量表結構效度較好。最后，在進行結構方程建模分析之前，本研究還利用表3相關關系表對各變量間存在的相關關系進行基礎性分析。可以發(fā)現各變量間均呈正向且顯著的統(tǒng)計學關系(P值<0.05)，也就是說學生環(huán)保知識、態(tài)度、行為與家長的環(huán)保知識、環(huán)保態(tài)度、環(huán)保行為、教育親子互動、日常親子互動兩兩變量間皆存在正關聯(lián)。由此，可以開展進一步結構方程建模分析，探究各變量間的相互關系。

表2 量表信效度檢驗(n=9,006)

表3 變量間相關性系數(n=9,006)

四、研究結果

本研究使用STATA17.0統(tǒng)計軟件對前文所述生態(tài)環(huán)保教育的家庭親子互動模型進行實證檢驗，首先構建學生與家長環(huán)保知識、態(tài)度、行為的關聯(lián)框架，進而建立教育親子互動、日常親子互動的重要影響通路。總的來看，如表4結構方程模型結果所示，除學生環(huán)保行為外，學生與家長環(huán)保知識、態(tài)度、行為間所有的教育親子互動通路均在P值<0.001的水平上顯著。與此同時，日常教育親子互動的通路僅在學生環(huán)保行為上聯(lián)通(P值<0.001)。

首先，學生環(huán)保知識與教育親子互動間呈顯著正相關，其標準化路徑系數為0.069(P值=0.001)，而與日常親子互動則不存在顯著相關(P值=0.243)。而教育親子互動和日常親子互動均與家長環(huán)保知識間呈顯著正相關，其標準化路徑系數分別為0.120(P值=0.001)和0.137(P值=0.001)。這說明學生環(huán)保知識與家長環(huán)保知識呈正相關，主要通過教育親子互動傳遞，并指出日常親子互動不是學生環(huán)保知識影響家長環(huán)保知識的有效途徑。假設H1a與H1b均得到證實。其次，學生環(huán)保態(tài)度與教育親子互動間呈顯著正相關，其標準化路徑系數為0.054(P值=0.001)，但并不與日常親子互動存在顯著相關(P值=0.109)。而教育親子互動和日常親子互動均與家長環(huán)保態(tài)度間呈顯著正相關，其標準化路徑系數分別為0.091(P值=0.001)和0.202(P值=0.001)。這表明學生環(huán)保態(tài)度與家長環(huán)保態(tài)度呈正相關，初步揭示其主要影響通路為教育親子互動，而非日常親子互動。假設H2a與H2b均得到證實。更進一步看，學生環(huán)保行為與教育親子互動并未呈顯著相關關系(P值=0.153)，但與日常親子互動之間存顯著正相關，其標準化路徑系數為0.058(P=0.001)。教育親子互動、日常親子互動均與家長環(huán)保行為呈顯著正相關，其標準化路徑系數分別為0.120(P值=0.001)和0.176(P值=0.001)。由此結果可見，學生環(huán)保行為與家長環(huán)保行為呈正相關，但揭示其主要影響通路并非教育親子互動，而是日常親子互動。因而，假設H3a與H3b均得到證實。

表4 全樣本路徑系數估計結果(n=9,006)

為了更進一步確定上述結論的逆向性機制(即假設H4a、H4b、H4c)，本研究采用限定分析樣本的方法，將研究范圍鎖定在那些學生環(huán)保知識高于家長環(huán)保知識的子樣本群體，篩選后共計3428人。采取這樣的限制性分析主要有三點原因：其一源于現有文獻有關知識處于先決基礎性地位的證據，認為對環(huán)保重要性的客觀認識決定了個體的態(tài)度與行為；[26]其二源于學生環(huán)保知識是學校生態(tài)環(huán)保教育的重要產出，因此若想證明家庭教育的逆向社會化現象必然需要以此為起始開展分析；其三是為了盡最大可能排除家庭生態(tài)環(huán)保教育的雙向性，即最大程度降低正向社會化對模型估計的偏誤影響。由表5結果可知，除學生環(huán)保態(tài)度與日常親子互動(P值=0.081)、學生環(huán)保行為與教育親子互動(P值=0.280)之間不存在顯著相關關系外，其余各變量路徑均呈顯著正相關。

第一，學生環(huán)保知識與教育親子互動、日常親子互動之間均呈顯著正相關，其標準化路徑系數分別為0.135(P值=0.001)和0.090(P值=0.001)，說明通過教育親子互動承載的環(huán)保知識量相較之下更大。此外，教育親子互動與家長環(huán)保知識、日常親子互動與家長環(huán)保知識等下游路徑也均呈顯著正相關，標準化路徑系數分別為0.135(P值=0.001)和0.116(P值=0.001)，說明通過教育親子互動產生的環(huán)保知識的影響相較之下更強。由此可見，學生環(huán)保知識通過教育親子互動與日常親子互動對家長環(huán)保知識產生正向影響的上下游路徑均得到驗證，進一步證實了假設H1a，同時也指出了假設H1b的適用范圍，即雖然在全樣本中僅教育親子互動能夠有效傳遞環(huán)保知識，但當考慮到學生環(huán)保知識須高于家長環(huán)保知識的限定條件時，結果表明教育親子互動與日常親子互動均具有環(huán)保知識傳遞機制的特性。

第二，學生環(huán)保態(tài)度與教育親子互動之間呈顯著正相關，其標準化路徑系數為0.043(P值=0.012)，但學生環(huán)保態(tài)度與日常親子互動之間不存在顯著相關關系(P值=0.081)，表明教育親子互動是環(huán)保態(tài)度的主要承載路徑。與此同時，無論是教育親子互動或是日常親子互動均與家長環(huán)保態(tài)度呈顯著正相關，其標準化路徑系數分別為0.100(P值=0.001)和0.223(P值=0.001)，表明日常親子互動對家長環(huán)保態(tài)度的影響相較之下更強。因此可總結發(fā)現，學生環(huán)保態(tài)度通過教育親子互動對家長環(huán)保態(tài)度產生正向影響的上下游路徑得到驗證，進一步證實了假設H2a，并確立學生與家長環(huán)保態(tài)度間關系主要通過教育親子互動傳遞實現，證實假設H2b在考慮到學生環(huán)保知識須高于家長環(huán)保知識的限定條件時仍成立。

第三，學生環(huán)保行為與教育親子互動(P值=0.280)之間不存在顯著相關，但學生環(huán)保行為與日常親子互動呈顯著正相關，其標準化路徑系數為0.057(P值=0.002)，揭示日常親子互動是環(huán)保行為的主要承載路徑。分析還發(fā)現，教育親子互動與日常親子互動均與家長環(huán)保行為呈顯著正相關，其標準化路徑系數分別為0.105(P值=0.001)和0.162(P值=0.001)，也就是說日常親子互動對家長環(huán)保行為的影響相較之下更強。可見，學生環(huán)保行為通過日常親子互動對家長環(huán)保行為產生正向影響的上下游路徑得到驗證，進一步證實了假設H3a，并確立學生與家長環(huán)保行為間關系主要通過日常親子互動傳遞實現，更進一步證實了假設H3b在限定條件下仍成立。

總體來看，通過限定分析樣本，研究結果證實了家庭生態(tài)環(huán)保教育的逆向社會化機制，即假設H4a成立。這說明親子互動在家庭生態(tài)環(huán)保教育中扮演著重要的逆向社會化角色，是連接學生與家長環(huán)保知識、環(huán)保態(tài)度、環(huán)保行為的重要影響通路。與此同時，分析發(fā)現教育親子互動是環(huán)保知識與環(huán)保態(tài)度的主要逆向社會化影響承載路徑，而日常親子互動則是環(huán)保行為的重要逆向社會化通路，即假設H4b、H4c成立。這樣的發(fā)現一方面表明教育親子互動與日常親子互動在家庭生態(tài)環(huán)保教育中扮演的角色分工不同，另一方面又說明二者都是家庭生態(tài)環(huán)保教育逆向社會化現象的重要解釋路徑。

表5 限定樣本路徑系數估計結果(n=3,428)

五、結語

習近平主席出席“領導人氣候峰會”時指出：“只要心往一處想、勁往一處使，同舟共濟、守望相助，人類必將能夠應對好全球氣候環(huán)境挑戰(zhàn)，把一個清潔美麗的世界留給子孫后代。”在落實我國人與自然命運共同體建設中，生態(tài)文明建設發(fā)揮著基礎性、保障性作用，特別是應重視加強生態(tài)文明教育體系建設，發(fā)揮教育的基礎性、全局性、先導性功能。為落實聯(lián)合國《2030年可持續(xù)發(fā)展議程》，我國明確提出廣泛開展可持續(xù)發(fā)展教育，樹立尊重自然、順應自然和保護自然的生態(tài)文明意識，形成可持續(xù)發(fā)展理念、知識和能力，踐行勤儉節(jié)約、綠色低碳、文明健康的生活方式，引領社會綠色風尚。[27]教育部在《國家中長期教育改革和發(fā)展規(guī)劃綱要(2010—2020年)》和《全國環(huán)境宣傳教育行動綱要(2011—2015年)》等系列政策中加強了對中小學的學科教育、課外活動中融入生態(tài)環(huán)保內容的指導。從育人目的上看，生態(tài)環(huán)保教育是一門意識培養(yǎng)的課程，旨在喚起青少年對于生態(tài)環(huán)保問題的復雜性、困難性的重視，通過生態(tài)環(huán)保教育促進青少年生態(tài)環(huán)保觀念的轉變，樹立正確的生態(tài)價值觀，使青少年將環(huán)保意識內化于心，形成符合環(huán)保理念的生活方式，促進新時代生產生活方式綠色轉型。在育人路徑上看，生態(tài)環(huán)保教育旨在讓學生通過系統(tǒng)學習去檢驗自身在社會生活中的思想、行為、技能和方法，再把得到的感悟和技巧應用到生活實踐中去，培養(yǎng)出既能掌握生態(tài)文明理論又能掌握生態(tài)文明建設技能的應用型人才。

2018年教育部在生態(tài)文明國際論壇年會上發(fā)布《創(chuàng)建中國綠色學校倡議書》，倡議全社會強化生態(tài)文明教育，將綠色、循環(huán)低碳理念融入教育全過程；鼓勵學校開發(fā)生態(tài)文明相關課程，鼓勵學生開展針對性、研究性學習。本研究結論發(fā)現，生態(tài)環(huán)保教育的社會收益不僅僅使青少年形成有關生態(tài)環(huán)保的理念共鳴，還能通過家庭親子互動等形式推動家長環(huán)保知識、態(tài)度、行為的漸變。從結構方程建模結果可以發(fā)現，青少年在環(huán)保知識、態(tài)度、行為等三個維度上對家長環(huán)保知識、態(tài)度、行為都具有正向顯著影響。事實上，在現有教育研究中受關注較少的逆向社會化現象在家庭生態(tài)環(huán)保教育中有著重要影響，尤其是對學校生態(tài)環(huán)保教育產生正溢出的加成效應。青少年在家庭互動中所扮演的角色不僅僅是模仿父母的學習者，還是影響家長環(huán)保知識、態(tài)度、行為的重要傳播者，在增強自身環(huán)保責任意識的同時還起到了家庭綠色環(huán)保變革催化劑的作用。換言之，學校生態(tài)環(huán)保教育應該加強對學生環(huán)保知識、態(tài)度、行為傳播能力方面的培養(yǎng)，更進一步發(fā)揮青少年在家庭教育逆向社會化過程中的作用，更充分挖掘學校生態(tài)環(huán)保教育的泛社會成效。

一直以來，傳統(tǒng)生態(tài)環(huán)保教育理論長期面臨代際公平理論視角下的批評，認為生態(tài)環(huán)保教育總是面向下一代人提出環(huán)保要求，而對當代人所起的環(huán)保作用較少，欠缺代際間協(xié)同保護環(huán)境的價值取向與實踐策略。[28]然而，本研究中有關逆向社會化視角下家庭生態(tài)環(huán)保教育的發(fā)現為當代與下一代社會成員共同保護生態(tài)環(huán)境資源提供了一種新的闡釋模型，即家庭生態(tài)環(huán)保教育中所存在的逆向社會化現象展示了當代人在下一代人的影響下踐行生態(tài)環(huán)保觀念的影響機制。更重要的是，本研究證實家庭親子互動是青少年與父母交流的有效橋梁。家庭教育作為一種全天候教育是學校教育的重要補充，不應脫離學校教育單獨存在。[29]鑒于家庭教育涵蓋了家庭成員行為習慣、知識態(tài)度的形成，親子互動成為家庭內部兩代人知識、態(tài)度和行為形成的重要依托。在這方面，教育親子互動能夠更加明確地銜接育人目的，通過直接言語交流向家庭其他成員傳遞新觀點和態(tài)度，而日常親子互動則是行為處事方式的重要傳輸途徑。不同類型的親子互動在家庭教育中都發(fā)揮著重要作用。考慮到港澳地區(qū)現階段的發(fā)展特點與融入祖國發(fā)展全局的現實需要，更應該重視家庭教育中逆向社會化現象所具有的重要潛力，積極探索與發(fā)揮學校、社區(qū)、家庭多方協(xié)同育人模式的比較優(yōu)勢。特別是充分調動親子互動在學校大力推動的愛國主義、生態(tài)文明理念教育中產生關鍵傳播作用，為家庭成員行為習慣、知識態(tài)度的形成起到有效影響，充分發(fā)揮家庭教育逆向社會化的正溢出效應，從而推動代際間知識、態(tài)度、行為的多維度互補互通，將學校教育的社會收益最大化。