刘 骥，杨雅迪

(陕西师范大学 教育学部，陕西 西安 710062)

一、研究背景

自进入21世纪以来，全球气温变暖、极端气候频发迅速成为了各国人民直面的现实生存问题，而影响人类共同命运的环境挑战也对生态环保教育的成效提出了迫切的要求。在我国，生态文明建设是社会经济发展规划的重要战略方向，生态环保教育是实现生态文明建设的重要实践抓手。习近平主席在2020年9月22日第七十五届联合国大会上明确指出，我国努力争取2060年前实现“碳中和”，并在2021年4月22日“领导人气候峰会”上强调与国际社会一同面对气候变化给人类生存和发展带来严峻的挑战，“共商应对气候变化挑战之策，共谋人与自然和谐共生之道”。在实施这一目标的过程中，我国不仅需要加快生态文明建设，也需要加强生态文明教育，通过生态环保教育构建青少年有关人与自然和谐共处的理念认识。[1]近年来，我国积极开展与国际组织的多方面合作，开展生态环保教育研究和相关人员培训，加强国际交流以及中小学环境保护课程建设，为我国生态环保教育注入了新的活力，使我国生态环保教育与世界生态环保教育有更加紧密的联系。[2]

在《全国环境宣传教育行动纲要(2011-2015年)》的指导下，香港特区政府颁布《学校环境教育指引》逐步开展创建绿色校园，重视生态环保教育课程建设，关注培育学生对环境的正确态度与价值观。[3]在具体实践中，香港特区政府广泛动员学校教职员、学生、家长参与环保校园建设行动，大力推广依托学校、社区、家庭三者互补的协同生态环保教育方案。[4]例如，许多学校围绕节约用水、海洋保护、垃圾分类等议题开设课程，发起社会实践活动，积极动员学生与家长共同参与绿色社区建设，将生态环保理念带出校园、走入每家每户，形成了学校环保课程与社区环保氛围相互配合。[5]在澳门，特区政府也积极探索生态环保教育的在地化发展模式，依托联合国教科文组织的绿色学校计划(UNESCO Green Schools)，澳门教育及青年事务局开发了学前教育至高中教育阶段的系列生态环保教育课程，而澳门民政事务总署则设立环境信息中心(Environmental Information Centre)用于环保知识拓展式校外实践学习。[6]综合地看，港澳地区十分注重引导青少年观察和欣赏大自然、认识保护环境的重要性，同时依托课内专题教学与课外主题活动融入生态环保教育内容，不仅注重在校的生态环保教育课程学习，还重视营造家庭浸入式生态环保教育情境、发挥社区作为生态环保教育学习发生场所的重要支撑作用，从协同育人的视角提升学生环保意识，养成关心和爱护环境的行为习惯。[7]

作为我国较早探索依托学校、社区、家庭等多方协同育人模式开展生态环保教育的地区，港澳地区长期开展的生态环保教育实践具有重要参考价值，不仅有利于对青少年环保知识、态度、行为有效形成规律的掌握，更有助于为教育规律相似的德育价值观教育提供有益的影响机制借鉴。但就目前来看，有关多方协同开展生态环保教育的模式仍存在较大研究空白，特别是缺乏针对学校与家庭教育的互动关联性研究，且亟需验证二者互促互补关系的机制的证据。针对这样的学术空白与现实需求，本研究聚焦港澳地区青少年家庭教育与学校生态环保教育的互动机制，运用逆向社会化理论构建有关生态环保教育的家庭亲子互动模型，采用结构方程建模方法与国际学生评估项目(Programme for International Student Assessment，PISA)数据库港澳地区样本来验证理论假说。

二、文献综述

家庭是青少年开始社会化学习的重要场所，家庭教育是青少年世界观、人生观、价值观形成的重要途径。在家庭中，青少年早期的多数行为是通过观察父母的行为，以其为榜样并效仿而习得的。[8]社会学界通常认为父母的行为习惯、处事观念、教养方式对青少年早期社会情感、认知能力等发展有着重要影响，并将这一现象统称为家庭社会化过程。[9]从历史溯源上看，传统的社会化理论认为父母在儿童参与家庭社会化过程中占据先决主导位置，也就是说家庭社会化过程是由智者(父母)向习者(儿童)进行知识、态度、行为的单向传递。[10]然而随着社会化理论的发展，有学者指出家庭中的互动是多样且多向的，并不仅仅只是单一方向，并相应地提出逆向社会化理论。[11]更宽泛地看，有学者认为社会化是指社会中个体与其他个体交流互动过程中互相交流影响，家庭中不仅有家长对孩子的言传身教，而孩子也能向家长提供来自社会的新信息和生活方式，甚至在某些新兴领域为年长者指点迷津。[12]例如，哈贝马斯认为社会化过程是一种相互作用、相互交流、相互沟通，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“双向”现象，即父母与青少年在平等沟通交流中，实现价值观的协调互补、认识的双向互动、情感的联动双赢以及实践的多元影响。[14]总的来说，现有学界研究认为家庭社会化不是单向的，儿童在家庭社会化过程中也具有较强能动性，既可以有选择地接收社会化的信息，也可以通过逆向社会化过程影响其他家庭成员。

在家庭生态环保教育中，知识、行为、态度的双向传递现象体现尤为明显。从传播动力学的角度看，青少年回到家以后通过切身讲述的方式向家庭成员传达倡导有关环保的新观念和新规范，这可能使环保信息的可信度、针对性、渗透力更强。例如，有研究发现青少年在参与学校生态环保知识学习活动后，回到家中会经常性向父母分享他们所学到的有关节能减排、回收可再生资源、废旧品重复利用等实用信息，其中超过三分之一的学生曾尝试改善家庭的废品处理方式。[15]通常而言，父母会对青少年所提供的新知识进行评估，在家庭资源允许的情况下付诸实践，进而反映在家庭决策中。例如，有研究发现当青少年在学校生态环保教育课程中学习塑料制品的环境危害后，其家庭使用一次性购物袋、购买瓶装水的频率会下降，而且其父母对于重复使用和回收利用的认可度也更高。[16]此外，青少年自身对改善环境的态度和行为对于家庭成员的态度和行为有着至关重要的影响，特别是在家庭日常活动中潜移默化地影响其他成员对待环境问题的态度和行为。例如，有研究发现青少年对减少瓶装塑料使用的环保认识可以有效影响父母的家庭采购行为。[17]

从家庭社会化的发生场域和形成机制上看，父母与子女间的社会化行为通过良性的亲子互动发生，其主要载体是亲子互动，而亲子互动主要分为日常亲子互动与教育亲子互动两大类。[18]日常亲子互动是指家庭中与一日三餐等生活必要事务紧密相关的行为举止、共同活动，是无明确教育目标的一般亲子互动；教育亲子互动则主要涵盖明确以认知发展、价值观引导等为主要育人目标的知识交流、思想指导等专门类亲子互动。现有的研究表明，日常亲子互动与教育亲子互动在家庭社会化过程中所扮演的角色有所不同。[19]例如，日常亲子互动常被认为更利于通过“身教”“目染”等方式传递行为习惯与待人处事方式，而教育亲子互动则往往通过“言传”“耳濡”等方式影响着信息获取及观点交流。[20]在澳大利亚，有研究指出青少年与父母有关环保知识与态度的讨论主要产生于教育亲子互动，而行为上的影响则通过日常亲子互动发生。[21]与此同时，并不是所有亲子互动都能在家庭成员间有效地传递不同类别的环保信息。日常亲子互动与教育亲子互动相比较而言，教育亲子互动有着更清晰的主题目的性，蕴含着更丰富的实质内涵，而且在信息交流的密度上更强，因此更有利于亲子间就环保领域的具体问题开展交流、更有利于青少年向父母详细阐明环保理念、更有利于家庭内部加深有关环保议题的共同理念。[22]

综上，逆向社会化是一种家庭成员相互影响的显现，但学界对其在家庭生活实践中的微观运行机制和影响效果研究较少。鉴于青少年在家庭生态环保教育中所扮演的重要角色，以及日常亲子互动与教育亲子互动在逆向社会化发生机制上的关键阐释，本研究提出有关生态环保教育的家庭亲子互动理论模型，即以下研究假设：

H1a.青少年环保知识能对父母环保知识产生正向影响。

H1b.青少年环保知识主要通过教育亲子互动对父母环保知识产生正向影响。

H2a.青少年环保态度能对父母环保态度产生正向影响。

H2b.青少年环保态度能通过教育亲子互动对父母环保态度产生正向影响。

H3a.青少年环保行为能对父母环保行为产生正向影响。

H3b.青少年环保行为能通过日常亲子互动对父母环保行为产生正向影响。

H4a.亲子互动是家庭生态环保教育逆向社会化的重要机制。

H4b.教育亲子互动比日常亲子互动更能有效地传递对环保知识、态度的影响。

H4c.日常亲子互动比教育亲子互动更能有效地传递对环保行为的影响。

三、研究设计

(一)样本与研究方法

本研究选取2018年PISA中国香港和中国澳门两地的子样本数据。PISA是经济合作与发展组织(Organization for Economic Co-operation and Development, OECD)每三年开展一次的大规模学生评估项目。[23]该项目于2006年开始收集各地区15周岁青少年的环境相关科学能力和态度信息，并在2018年对全球七十余个经济体进行了抽样调查，采集了详细的环保知识、态度和行为的自我评估信息，以及其父母的相关信息，评估问卷表采用李克特量表(Likert Questionnaire)。[24]更具体地看，有关环保内容的相关问题分别选自学生问卷和家长问卷，其中学生问卷内容包含环保知识水平评估、对不同环境问题的态度，以及近期参加的环保活动，如减少家庭能源使用、购买环保产品、签署环保请愿书等；家长问卷与学生问卷相对应，内容包含环保知识水平评估、对不同环境问题的态度、近期参加的环保活动，此外家长问卷还包括家长与子女进行互动方式量表。[25]

在研究方法上，本研究使用STATA统计软件进行数据整理，并利用结构方程建模方法(Structural Equation Modelling；SEM)开展数据分析。结构方程建模法是基于变量协方差矩阵进行变量关系分析的一种数理统计方法，其优势在于能够同时处理多个影响路径、检验多项研究假设，并相应降低伴随多重假设检验而来的谬误率。过去十年中，结构方程建模法在科学实证研究中越来越受重视，特别是在环境科学与可持续发展研究中，常被用于验证理论模型假说。

为了直观地呈现研究中各变量基本情况，表1对全样本、中国香港样本、中国澳门样本分别进行描述性统计。首先，本研究全样本选自2018年国际学生评估项目中国香港和中国澳门两地子样本数据，共计9006个家庭，其中学生平均年龄15.8岁(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别占比17.6%和30.3%，受访的家长中26.7%是母亲，父母受教育程度平均为12.3年(SD=2.95)，家庭地位指数和家庭财富指数分别平均为-0.522标准分(SD=0.965)和-0.499标准分(SD=0.817)。其次，我国香港地区样本共计5295个家庭，其中学生平均年龄15.7岁(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别占比11.7%和25.7%，受访的家长中26.4%是母亲，父母受教育程度平均为12.3年(SD=2.80)，家庭地位指数和家庭财富指数分别平均为-0.528标准分(SD=1.005)和-0.472标准分(SD=0.794)。再次，我国澳门地区样本共计3711个家庭，其中学生平均年龄15.8岁(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别占比26.1%和36.9%，受访的家长中27.2%是母亲，父母受教育程度平均为12.2年(SD=3.15)，家庭地位指数和家庭财富指数分别平均为-0.515标准分(SD=0.906)和-0.539标准分(SD=0.848)。综合地来看，样本在年龄、性别、受访者为母亲、父母受教育程度、家庭地位指数、家庭财富指数方面相对均衡，但在本地居民比例方面有所差异。

表1 各变量描述性统计

(二)量表信效度检验

在数理统计中，信度主要反映测量量表的一致性和稳定性，而效度则指明测量量表是否能够准确测量其所测量的变量。因此，本研究先检验了各量表对变量测量的信效度。从表2中可以得知，各变量的α值介于0.694至0.876之间，除了日常亲子互动为0.694外，其他变量均高于0.7，表明量表信度较高，测量结果稳定可靠。在此之上，本研究还运用验证性因子分析法对量表效度进行检验，含KMO检验与Barlett球形检验。由表2结果可知，各变量KMO值介于0.642至0.869之间，除了日常亲子互动为0.642外，其他变量均高于0.7。事实上，KMO值越接近1，变量效度越强。更进一步看，所有变量均通过Barlett球形检验，即P值均小于0.05，也就是说可以有效排除变量内部效度不高的零假设，证明量表结构效度较好。最后，在进行结构方程建模分析之前，本研究还利用表3相关关系表对各变量间存在的相关关系进行基础性分析。可以发现各变量间均呈正向且显著的统计学关系(P值<0.05)，也就是说学生环保知识、态度、行为与家长的环保知识、环保态度、环保行为、教育亲子互动、日常亲子互动两两变量间皆存在正关联。由此，可以开展进一步结构方程建模分析，探究各变量间的相互关系。

表2 量表信效度检验(n=9,006)

表3 变量间相关性系数(n=9,006)

四、研究结果

本研究使用STATA17.0统计软件对前文所述生态环保教育的家庭亲子互动模型进行实证检验，首先构建学生与家长环保知识、态度、行为的关联框架，进而建立教育亲子互动、日常亲子互动的重要影响通路。总的来看，如表4结构方程模型结果所示，除学生环保行为外，学生与家长环保知识、态度、行为间所有的教育亲子互动通路均在P值<0.001的水平上显著。与此同时，日常教育亲子互动的通路仅在学生环保行为上联通(P值<0.001)。

首先，学生环保知识与教育亲子互动间呈显著正相关，其标准化路径系数为0.069(P值=0.001)，而与日常亲子互动则不存在显著相关(P值=0.243)。而教育亲子互动和日常亲子互动均与家长环保知识间呈显著正相关，其标准化路径系数分别为0.120(P值=0.001)和0.137(P值=0.001)。这说明学生环保知识与家长环保知识呈正相关，主要通过教育亲子互动传递，并指出日常亲子互动不是学生环保知识影响家长环保知识的有效途径。假设H1a与H1b均得到证实。其次，学生环保态度与教育亲子互动间呈显著正相关，其标准化路径系数为0.054(P值=0.001)，但并不与日常亲子互动存在显著相关(P值=0.109)。而教育亲子互动和日常亲子互动均与家长环保态度间呈显著正相关，其标准化路径系数分别为0.091(P值=0.001)和0.202(P值=0.001)。这表明学生环保态度与家长环保态度呈正相关，初步揭示其主要影响通路为教育亲子互动，而非日常亲子互动。假设H2a与H2b均得到证实。更进一步看，学生环保行为与教育亲子互动并未呈显著相关关系(P值=0.153)，但与日常亲子互动之间存显著正相关，其标准化路径系数为0.058(P=0.001)。教育亲子互动、日常亲子互动均与家长环保行为呈显著正相关，其标准化路径系数分别为0.120(P值=0.001)和0.176(P值=0.001)。由此结果可见，学生环保行为与家长环保行为呈正相关，但揭示其主要影响通路并非教育亲子互动，而是日常亲子互动。因而，假设H3a与H3b均得到证实。

表4 全样本路径系数估计结果(n=9,006)

为了更进一步确定上述结论的逆向性机制(即假设H4a、H4b、H4c)，本研究采用限定分析样本的方法，将研究范围锁定在那些学生环保知识高于家长环保知识的子样本群体，筛选后共计3428人。采取这样的限制性分析主要有三点原因：其一源于现有文献有关知识处于先决基础性地位的证据，认为对环保重要性的客观认识决定了个体的态度与行为；[26]其二源于学生环保知识是学校生态环保教育的重要产出，因此若想证明家庭教育的逆向社会化现象必然需要以此为起始开展分析；其三是为了尽最大可能排除家庭生态环保教育的双向性，即最大程度降低正向社会化对模型估计的偏误影响。由表5结果可知，除学生环保态度与日常亲子互动(P值=0.081)、学生环保行为与教育亲子互动(P值=0.280)之间不存在显著相关关系外，其余各变量路径均呈显著正相关。

第一，学生环保知识与教育亲子互动、日常亲子互动之间均呈显著正相关，其标准化路径系数分别为0.135(P值=0.001)和0.090(P值=0.001)，说明通过教育亲子互动承载的环保知识量相较之下更大。此外，教育亲子互动与家长环保知识、日常亲子互动与家长环保知识等下游路径也均呈显著正相关，标准化路径系数分别为0.135(P值=0.001)和0.116(P值=0.001)，说明通过教育亲子互动产生的环保知识的影响相较之下更强。由此可见，学生环保知识通过教育亲子互动与日常亲子互动对家长环保知识产生正向影响的上下游路径均得到验证，进一步证实了假设H1a，同时也指出了假设H1b的适用范围，即虽然在全样本中仅教育亲子互动能够有效传递环保知识，但当考虑到学生环保知识须高于家长环保知识的限定条件时，结果表明教育亲子互动与日常亲子互动均具有环保知识传递机制的特性。

第二，学生环保态度与教育亲子互动之间呈显著正相关，其标准化路径系数为0.043(P值=0.012)，但学生环保态度与日常亲子互动之间不存在显著相关关系(P值=0.081)，表明教育亲子互动是环保态度的主要承载路径。与此同时，无论是教育亲子互动或是日常亲子互动均与家长环保态度呈显著正相关，其标准化路径系数分别为0.100(P值=0.001)和0.223(P值=0.001)，表明日常亲子互动对家长环保态度的影响相较之下更强。因此可总结发现，学生环保态度通过教育亲子互动对家长环保态度产生正向影响的上下游路径得到验证，进一步证实了假设H2a，并确立学生与家长环保态度间关系主要通过教育亲子互动传递实现，证实假设H2b在考虑到学生环保知识须高于家长环保知识的限定条件时仍成立。

第三，学生环保行为与教育亲子互动(P值=0.280)之间不存在显著相关，但学生环保行为与日常亲子互动呈显著正相关，其标准化路径系数为0.057(P值=0.002)，揭示日常亲子互动是环保行为的主要承载路径。分析还发现，教育亲子互动与日常亲子互动均与家长环保行为呈显著正相关，其标准化路径系数分别为0.105(P值=0.001)和0.162(P值=0.001)，也就是说日常亲子互动对家长环保行为的影响相较之下更强。可见，学生环保行为通过日常亲子互动对家长环保行为产生正向影响的上下游路径得到验证，进一步证实了假设H3a，并确立学生与家长环保行为间关系主要通过日常亲子互动传递实现，更进一步证实了假设H3b在限定条件下仍成立。

总体来看，通过限定分析样本，研究结果证实了家庭生态环保教育的逆向社会化机制，即假设H4a成立。这说明亲子互动在家庭生态环保教育中扮演着重要的逆向社会化角色，是连接学生与家长环保知识、环保态度、环保行为的重要影响通路。与此同时，分析发现教育亲子互动是环保知识与环保态度的主要逆向社会化影响承载路径，而日常亲子互动则是环保行为的重要逆向社会化通路，即假设H4b、H4c成立。这样的发现一方面表明教育亲子互动与日常亲子互动在家庭生态环保教育中扮演的角色分工不同，另一方面又说明二者都是家庭生态环保教育逆向社会化现象的重要解释路径。

表5 限定样本路径系数估计结果(n=3,428)

五、结语

习近平主席出席“领导人气候峰会”时指出：“只要心往一处想、劲往一处使，同舟共济、守望相助，人类必将能够应对好全球气候环境挑战，把一个清洁美丽的世界留给子孙后代。”在落实我国人与自然命运共同体建设中，生态文明建设发挥着基础性、保障性作用，特别是应重视加强生态文明教育体系建设，发挥教育的基础性、全局性、先导性功能。为落实联合国《2030年可持续发展议程》，我国明确提出广泛开展可持续发展教育，树立尊重自然、顺应自然和保护自然的生态文明意识，形成可持续发展理念、知识和能力，践行勤俭节约、绿色低碳、文明健康的生活方式，引领社会绿色风尚。[27]教育部在《国家中长期教育改革和发展规划纲要(2010—2020年)》和《全国环境宣传教育行动纲要(2011—2015年)》等系列政策中加强了对中小学的学科教育、课外活动中融入生态环保内容的指导。从育人目的上看，生态环保教育是一门意识培养的课程，旨在唤起青少年对于生态环保问题的复杂性、困难性的重视，通过生态环保教育促进青少年生态环保观念的转变，树立正确的生态价值观，使青少年将环保意识内化于心，形成符合环保理念的生活方式，促进新时代生产生活方式绿色转型。在育人路径上看，生态环保教育旨在让学生通过系统学习去检验自身在社会生活中的思想、行为、技能和方法，再把得到的感悟和技巧应用到生活实践中去，培养出既能掌握生态文明理论又能掌握生态文明建设技能的应用型人才。

2018年教育部在生态文明国际论坛年会上发布《创建中国绿色学校倡议书》，倡议全社会强化生态文明教育，将绿色、循环低碳理念融入教育全过程；鼓励学校开发生态文明相关课程，鼓励学生开展针对性、研究性学习。本研究结论发现，生态环保教育的社会收益不仅仅使青少年形成有关生态环保的理念共鸣，还能通过家庭亲子互动等形式推动家长环保知识、态度、行为的渐变。从结构方程建模结果可以发现，青少年在环保知识、态度、行为等三个维度上对家长环保知识、态度、行为都具有正向显著影响。事实上，在现有教育研究中受关注较少的逆向社会化现象在家庭生态环保教育中有着重要影响，尤其是对学校生态环保教育产生正溢出的加成效应。青少年在家庭互动中所扮演的角色不仅仅是模仿父母的学习者，还是影响家长环保知识、态度、行为的重要传播者，在增强自身环保责任意识的同时还起到了家庭绿色环保变革催化剂的作用。换言之，学校生态环保教育应该加强对学生环保知识、态度、行为传播能力方面的培养，更进一步发挥青少年在家庭教育逆向社会化过程中的作用，更充分挖掘学校生态环保教育的泛社会成效。

一直以来，传统生态环保教育理论长期面临代际公平理论视角下的批评，认为生态环保教育总是面向下一代人提出环保要求，而对当代人所起的环保作用较少，欠缺代际间协同保护环境的价值取向与实践策略。[28]然而，本研究中有关逆向社会化视角下家庭生态环保教育的发现为当代与下一代社会成员共同保护生态环境资源提供了一种新的阐释模型，即家庭生态环保教育中所存在的逆向社会化现象展示了当代人在下一代人的影响下践行生态环保观念的影响机制。更重要的是，本研究证实家庭亲子互动是青少年与父母交流的有效桥梁。家庭教育作为一种全天候教育是学校教育的重要补充，不应脱离学校教育单独存在。[29]鉴于家庭教育涵盖了家庭成员行为习惯、知识态度的形成，亲子互动成为家庭内部两代人知识、态度和行为形成的重要依托。在这方面，教育亲子互动能够更加明确地衔接育人目的，通过直接言语交流向家庭其他成员传递新观点和态度，而日常亲子互动则是行为处事方式的重要传输途径。不同类型的亲子互动在家庭教育中都发挥着重要作用。考虑到港澳地区现阶段的发展特点与融入祖国发展全局的现实需要，更应该重视家庭教育中逆向社会化现象所具有的重要潜力，积极探索与发挥学校、社区、家庭多方协同育人模式的比较优势。特别是充分调动亲子互动在学校大力推动的爱国主义、生态文明理念教育中产生关键传播作用，为家庭成员行为习惯、知识态度的形成起到有效影响，充分发挥家庭教育逆向社会化的正溢出效应，从而推动代际间知识、态度、行为的多维度互补互通，将学校教育的社会收益最大化。