1. 引言
生态文明教育是当前高等教育体系发展的重点之一，其目的是要增进大学生对环境知识的了解、培养生态文明意识以及环保的行为习惯等(蔡美萍，2013；刘艳华，2009)。虽然传递环境知识是环境教育的重要环节(Frantz & Mayer, 2014)，但学界对于环境知识能否促进亲环境行为并未达成共识，既有研究者认为两者之间并无直接联系(Kollmuss & Agyeman, 2002)，也有研究者强调，若缺乏相应的环境知识，从根本上就无法做出亲环境行为(薛嘉欣等，2019)。上述争论出现的可能原因之一在于对环境知识结构的理解存在不一致(Kaiser & Fuhrer, 2003; Siegel et al., 2018)。
Kaiser和Fuhrer (2003)以及Frick等人(2004)认为环境知识包括系统知识、行动知识和有效性知识，系统知识是指生态系统运作方式及环境问题的知识，行动知识是指如何为环境保护做出行动的知识，有效性知识是指与行为相关的环境效益知识。实证研究基于此考察环境知识与亲环境行为之间的关系，结果发现，行动知识和有效性知识可直接预测亲环境行为(Frick et al., 2004)，但有关系统知识预测作用的现有结果并不一致。早期元分析显示有关环境问题的系统知识与亲环境行为有直接联系(Hines et al., 1987)，而Frick等人(2004)则发现系统知识只能通过行动知识、有效性知识的完全中介作用影响亲环境行为。Díaz-Siefer等人(2015)进一步将系统知识细分为地理–环境系统知识和人–环境系统知识，前者指生态系统如何运作的知识，后者是强调人类如何导致环境问题的知识，其结果显示人–环境系统知识实际上也能够促进人们的亲环境行为，而地理–环境系统知识则不行。
不过，上述对环境知识内在结构的研究并未明确区分更为基本的主、客观知识，各研究者主要关注的均为客观环境知识，而对主观环境知识结构的理解不足。其中，客观环境知识是指个体实际掌握的环境知识，主观环境知识是指个体认为自己掌握的环境知识(Ellen, 1994)，可理解为个体对自身所掌握环境知识状况的认知。
虽然，客观知识作为真实的知识储备是产生主观知识的基础之一，且两者之间具有正相关(Carlson et al., 2009)，但除了少数研究发现客观环境知识预测亲环境行为的作用更大外(Nelson et al., 2009)，多数研究发现客观环境知识只能够通过环境态度的完全中介作用影响亲环境行为(Aertsens et al., 2011)，或仅能直接预测少许种类的亲环境行为(Casaló et al., 2019)，而主观环境知识不仅能够通过环境态度的中介作用预测亲环境行为，并且还具有直接预测作用(Aertsens et al., 2011; Cheng & Wu, 2015; Wang et al., 2021; Yadav & Pathak, 2016)。但是，现有主观环境知识与亲环境行为关系的研究针对性关注了有机食品(Aertsens et al., 2011)、环保产品(Yadav & Pathak, 2016)、岛屿旅游(Cheng & Wu, 2015)、科学导向与政策导向(Wang et al., 2021)等具体环境议题的主观环境知识，缺乏对一般性主观环境知识与亲环境行为之间关系的探索。
此外，国内研究普遍采用洪大用和范叶超(2016)编制的本土公众环境知识量表评估客观环境知识，且已有研究者依据是否属于日常生活范畴将其划分为日常、专业环境知识(段文杰等，2017)。但仍缺乏标准化的测量工具评定个体一般性的主观环境知识，也缺乏对其内部维度的分析，一定程度上限制了现有环境知识与亲环境行为间关系研究的可推广性和对于自然教育、环境保护等实践的指导性。
综上，本研究以大学生群体为研究对象，尝试编制本土化的一般性主观环境知识量表，再基于以往研究在具体环境议题背景下所发现的主观环境知识与亲环境行为之间的关系及环境态度的中介作用，构建模型并进行检验，以期在细分维度的视角下更深入地理解大学生主观环境知识与亲环境行为之间的关系。
2. 研究一：大学生主观环境知识量表的编制与信效度检验
2.1. 目的
研究一旨在编制一份信效度良好的主观环境知识量表，以此明确大学生主观环境知识的内部结构，并为研究二对主观环境知识与环境态度、亲环境行为之间关系的研究提供标准化测量工具。
2.2. 维度构想和项目初始编制
采取系统、行动和有效性知识的划分方式(Díaz-Siefer et al., 2015)，将系统知识限定在与亲环境行为关联更大的人–环境系统知识内，并将其扩展为人类与环境之间相互作用的知识(包含人类如何造成环境问题以及环境如何对人类产生影响)。另外，在本土环境知识量表中(洪大用，范叶超，2016)，明显可见如：“空气质量报告中，三级空气质量意味着比一级空气质量好”这种题目无法被涵盖于三分法的任何一种类别中，而这一类知识主要为一些科学技术指标，显示了人类对于生态环境现象如何进行类型和程度上的定义。因此，也将其限定在与环境问题密切相关的范围中，在原来的三分类别中新增了人–环境定义知识。最终，形成了人–环境系统、行动、有效性、人–环境定义四个维度的理论构想。
对40名在校大学生进行访谈，搜集其对于环境相关知识了解的范围、内容及原始表述，并据此编制题目。再从已有环境知识量表中选取部分题目，结合自编题目形成原始题库。将题目交由1名环境学院高年级本科生和1名研究生对其中题目及答案的描述方式和正确性进行审核。对其中存在争议、描述不当的题目删除或修改后，再交由3名心理学专家对题目进行审核，依据专家意见再次进行修改。最终，形成了包含43题的主观环境知识量表。
2.3. 被试
网络填答过程中被试易受较多现实因素干扰，可能会严重影响答题质量(Curran, 2016)，于是将平均每题作答时间少于2 s (Huang et al., 2012)、未通过鉴别题及作答存在明显规律的问卷视为无效并剔除。
初测旨在对初始量表进行初步的项目分析、探索性因素分析，并据此修改、剔除部分题目，从而形成正式量表，使用样本1：采取便利抽样的方式，使用问卷星进行网络问卷发放，共收集问卷315份，剔除无效问卷后，剩余有效问卷266份，有效率84.44%，其中男生53人，女生213人，平均年龄为20.56岁(SD = 2.09)。
正式施测旨在于更广泛的大学生人群中检验初测结果，由于两样本差异较大，于是先采取探索性因素分析检验，再对正式量表进行验证性因素分析及信效度检验，并进一步修正以形成最终量表。采用样本2：使用Credamo样本库面向全国大学生进行网络问卷发放，共收集问卷561份，剔除无效问卷后，得到有效问卷450份，有效率80.21%，包含女生281人，男生169人，平均年龄为21.46岁(SD = 2.31)。其中，大一29人，占比6.44%；大二89人，占比19.78%；大三153人，占比34%；大四110人，占比24.44%；研究生69人，占比15.33%。就地区分布而言，参与者的学校所在地区遍布全国29个省市、直辖市和自治区，其中在广东就读的参与者最多，有48人，占比10.67%，其次是北京45人、上海37人、湖北30人和河南27人，累计占比为41.56%。
2.4. 统计分析
采用SPSS25.0进行描述性统计、项目分析和探索性因素分析，使用Mplus7.4进行验证性因素分析，其统计检验力评估使用MacCallum，Browne，Sugawara法，利用Preacher和Coffman (2006)编制的网络程序进行。
2.5. 结果
2.5.1. 项目分析和初步探索性因素分析
基于样本1的数据，首先进行项目分析，计算全量表总分，把所有参与者按分数高低排列，前后27%分别被划分为高分组与低分组，将两组在各题目上的得分做t检验，显示所有题目均达到显著。
然后进行初步探索性因素分析，采取主轴因式分解，直接斜交法。KMO测度为0.911，巴特利特球形检验显著，适合因素分析。结果显示，10个因子特征根大于1，碎石图显示坡度约在第三个因子后逐渐平缓。为保险起见，从提取5因子开始进行逐步尝试。以因素载荷小于0.4、存在交叉载荷(绝对值之差小于0.2)、没有因子负载、共同度小于0.2为原则剔除题目，最后提取2因子基本可行，剩余26题。进行第二次探索性因素分析，删除共同度低的1题后，剩余25题。第三次结果显示各方面表现良好，最后形成包含25题的正式量表，无反向计分题目。
2.5.2. 探索性因素分析
基于样本2的数据，采用主轴因式分解法进行分析，KMO = 0.942，巴特利特球形检验显著，适合因素分析。其中，大于1的特征根有4个，碎石图显示约在提取3个因子后坡度逐渐变缓，为保险起见从提取4个因子开始。依据前述原则删除题目，最终提取两因子可行，删除9题，剩余16题。第二次进行探索性因素分析，删除1题交叉载荷后，剩余15题。第三次进行分析，全部满足条件，结果如表1所示。
Table 1. Subjective environment knowledge scale structurematrix
表1. 主观环境知识量表结构矩阵
由结构矩阵可以看出，主观环境知识的因子结构与原设想差异较大。结合各个题目的内容可见，因子一的题目主要与一些定义和有效性知识相关，描述了人们对于某环境相关问题的科学技术指标知识或某些特定行为的能源耗费情况，可用于不同行为之间的比较以获取对环境的最大效益。这些题目大多涉及到一些比较专业、具体的知识，对于多数人来讲具有较大的难度，因此被命名为主观专业环境知识。
因子二的题目则主要与人–环境系统知识有关，包括酸雨、大气污染、全球变暖、噪声污染对人类生活造成的影响，同时也涉及低碳出行的方式这一道行动知识题目。此部分题目所包含的内容常常在人们的日常生活中出现，也多属于学校环境教育内容，对于多数人来讲都比较简单，因此被命名为主观日常环境知识。
2.5.3. 验证性因素分析
各题目因素载荷以及因子间相关如图1所示。所有题目因子载荷均大于0.5，表现良好。各模型拟合度指标为：χ2 = 259.318，df = 89，χ2/df = 2.914，CFI = 0.943，TLI = 0.933，RMSEA = 0.065，SRMR = 0.048，均表现良好，并且此时统计检验力近似为1，综合来看量表结构效度良好。
2.5.4. 信度及收敛效度分析
克隆巴赫α系数、组合信度CR及平均差异萃取量AVE值如表2所示，两种信度系数均大于0.7，量表信度良好。专业知识AVE值大于0.5，日常知识AVE值虽未达到0.5但亦接近标准线，并且AVE是一个更保守的估计，CR表现良好时AVE较低亦可接受(Fornell & Larcker, 1981)，因此该量表收敛效度达标。所有AVE值均大于维度间相关系数平方，区别效度良好。
Table 2. Reliability and convergent validity
表2. 信度及收敛效度
3. 研究二：主观环境知识与环境态度、亲环境行为的关系
3.1. 目的与假设
研究一中获得了信效度良好的主观环境知识量表，研究二则在此基础上结合环境态度、亲环境行为及相应量表，对三者进行相关性分析并检验其效标关联效度，再进一步对环境态度所可能起的中介效应进行检验。
“知识→态度→行为”是最常见的主观环境知识对亲环境行为的影响路径。新生态范式量表则是全球范围内使用最广泛的的环境态度量表(Dunlap, 2008)，其中文版包含新生态范式、人类例外范式两个维度(吴建平等，2012)，前者指在人、自然、社会环境之间个体倾向于与世界和谐相处，后者指个体倾向于利用和改造自然。不论知识是专业还是日常的，都与环境相关。那么个体认为自己相关知识了解得越多，对环境就越了解，应拥有更强的、环保的态度，即新生态范式；并拥有更弱的非环保态度，即人类例外范式。而拥有更强的新生态范式态度就会使人做出更多的亲环境行为，相反人类例外范式越强则做出的亲环境行为越少。因此，结合引言所述，形成假设H1：新生态范式在各种主观环境知识与亲环境行为之间起部分中介作用；H2：人类例外范式在各种主观环境知识与亲环境行为之间起部分中介作用。
3.2. 数据来源
与研究一中的样本2相同。
3.3. 工具
3.3.1. 大学生主观环境知识量表
采用经研究一检验的自编主观环境知识量表，包含主观日常环境知识、主观专业环境知识两个维度，共15题，采用七级计分方式，标准化载荷在0.570~0.770之间。其克隆巴赫α系数分别为0.806、0.912，表现良好。
3.3.2. 新生态范式量表
该量表由吴建平等人(2012)修订，包含新生态范式、人类例外范式两个维度，共15题(正向8题、反向7题)，采用五级计分方式。依次删除其中载荷过低(<0.4)的三题，最后剩余12题(两维度各6题)，标准化载荷在0.410~0.622之间。新生态范式与人类例外范式的克隆巴赫α系数分别为0.695、0.707 ，表现良好。
3.3.3. 大学生环境行为问卷
该问卷由沈立军(2008)修订而成，采用六级计分方式，共7个维度。本研究参考汤竹喧(2015)的建议，删除不合适的环境支持行为、交通行为、饮食消费行为，剩余4个维度，共计14题，包含3道反向题。审视剩余题目，其中“我买节能灯泡”、“电脑、路由器等电器不用时一般处于连电待机状态”这两题不太切合大学生实际生活，学生平时基本不会购买灯泡，也很少接触路由器，于是更改为：“我买节能台灯”、“电脑等电器不用时一般处于连电待机状态”。而“我分类放置垃圾”与“我把空玻璃瓶放进可回收垃圾箱中”存在重复，删除后者。最终，剩余13题，包含循环利用行为、购买消费行为、节约能源行为、避免浪费行为4个维度。
由于避免浪费行为、节约能源维度均出现了负载荷，显示这两个维度存在问题并予以删除，剩余循环利用行为(5题)和购买消费行为(3题)两个维度，标准化载荷在0.438~0.758之间，克隆巴赫α系数分别为0.650、0.674。由于题目较少，该信度表现尚可。不过，两因子间具有高相关系数0.795 (p < 0.001)，但鉴于原量表的内容效度以及此时仅两个因子不适合做高阶因子，所以双维度模型即为最优选择。
3.4. 统计分析
采用SPSS25.0进行共同方法偏差检验、相关性分析，结构方程模型分析在Mplus7.4中进行，其统计检验力评估与研究一相同。
3.5. 结果
3.5.1. 共同方法偏差检验
采用Harman’s单因子检验，纳入所有题目进行未转轴主成分分析，析出第一因子解释率为18.494%，低于40%，共同方法偏差影响不明显。
3.5.2. 相关性及效标关联效度分析
各维度之间的相关性如表3所示。主观专业环境知识与新生态范式、循环利用行为和购买消费行为均存在显著正相关，而与人类例外范式存在显著负相关。主观日常环境知识与新生态范式、人类例外范式、循环利用行为和购买消费行为均存在显著正相关。其中，主观日常环境知识虽与人类例外范式存在显著正相关，但系数不高，并且这也一定程度上显示了为什么当前有些人即便拥有相应的环境知识，却也做出破坏环境的行为。总体来讲，主观环境知识量表效标关联效度良好。
Table 3. Correlation analysis between subjective environment knowledge scale and criterion questionnaires
表3. 主观环境知识量表与效标问卷的相关分析
注：***表示在0.001水平上显著；**表示在0.01水平上显著；*表示在0.05水平上显著；下同。
3.5.3. 中介模型分析
依据Zhao等人(2010)建议的单步骤Bootstrap中介检验，直接构建模型并采用极大似然法进行估计，隐去其中不显著的路径后，最终模型、各路径系数与显著性如图2所示。
此时各模型拟合度指标为：χ2 = 1153.100，df = 546，χ2/df = 2.112，CFI = 0.882，TLI = 0.871，RMSEA = 0.050，SRMR = 0.061，总体表现良好，其统计检验力近似为1。结果显示：主观日常与专业知识之间存在显著正相关；主观专业环境知识(p < 0.001)、新生态范式(p = 0.037)能显著正向预测循环利用行为；而主观日常环境知识(p = 0.010)、主观专业环境知识(p < 0.001)、新生态范式(p = 0.020)能同时显著正向预测购买消费行为。新生态范式只能被主观日常环境知识(p < 0.001)显著预测，人类例外范式能同时被主观日常环境知识(p < 0.001)正向预测、主观专业环境知识(p < 0.001)负向预测。
Bootstrap抽样5000次的结果如表4所示，在可能存在中介效应的两条路径中，“主观日常环境知识→新生态范式→购买消费行为”显著，即新生态范式在主观日常环境知识与购买消费行为之间起部分中介作用。可见，假设H1：新生态范式在各种主观环境知识与亲环境行为之间起部分中介作用，部分成立；而H2：人类例外范式在各种主观环境知识与亲环境行为之间起部分中介作用，不成立。
Table 4. Further test of the mediating effect
表4. 中介效应的进一步检验
4. 讨论
4.1. 大学生主观环境知识量表
本研究综合各已有环境知识分类的观点，提出初步维度构想并进行量表编制，最终确立了信效度良好的主观环境知识量表。该量表包含两个维度：主观日常环境知识、主观专业环境知识，与段文杰等人(2017)基于环境教育相关研究和理论对本土公众环境知识量表(客观环境知识)所提出来的划分方式部分对应。前者包括对常见环境问题及如何做出对环境有益行为的了解(人–环境系统、行动知识)，后者包括对科学技术指标及行为对环境会产生何种效益的了解(人–环境定义、有效性知识)。
不过，采用此命名方式除了类似于段文杰等人(2017)所提到的为区分出专业知识的科学性与准确性，同时也为了凸显日常、专业知识之间的动态转化过程，即后现代观下知识的不确定性与境域性(张新海，崔雨，2019)。因此，未来仍需在不同人群中、不同时间点或地区进一步进行测量不变性检验。
4.2. 大学生主观环境知识与环境态度、亲环境行为的关系
本研究发现主观日常环境知识能显著正向预测购买消费行为，而主观专业环境知识能同时正向预测循环利用与购买消费行为。结合段文杰等人(2017)发现的客观专业环境知识可同时驱动公共、私人环保行为，客观日常环境知识仅能激发私人环保行为，可见似乎专业环境知识促进不同类型亲环境行为的效价要强于日常知识，并且此效果在主、客观知识中均成立。未来教育若要促进不同类型亲环境行为，需同时注意对日常、专业知识的传授，并强化学生对知识的自我感知。
新生态范式在主观日常环境知识、购买消费行为之间起部分中介作用，与Yadav和Pathak (2016)关于环境态度在主观绿色产品相关知识、绿色产品购买之间起部分中介作用的结果类似，本研究进一步将其扩展到更为一般化的日常知识也能起到类似效果。而主观日常环境知识虽然能显著正向预测新生态范式，新生态范式又能显著正向预测循环利用行为，但其中介效应并不成立，表明新生态范式无法解释主观日常知识对亲环境行为的效果，未来仍需纳入如环境敏感性等更多变量探索其影响机制。
最后，对于人类例外范式这种非环保的态度来讲，其能被主观专业环境知识负向预测、主观日常环境知识正向预测。这可能显示了当前“明知应当保护，却仍要破坏”的现象，过于简单和泛化的知识已无法降低人们的非环保态度。另外，人类例外范式其实本身无法负向预测两种亲环境行为，结合当前青年对人类能否克服自然资源局限的模糊认知(刘贤伟，邹洋，2017)，可能提示生态文明的发展并非一定局限于人类例外范式向新生态范式转移，在人类例外范式保持不变或略微上升的情况下，通过使新生态范式迅速上升同样可行。
5. 不足与展望
本研究为横断面设计，无法确切得出因果关系，未来可于学校中开展教学实验以检验不同类型知识促进亲环境行为的效果及其机制。另外，主观环境知识相对于主观性的一般知识(即常识)是否具有领域特异性(Geiger et al., 2019)也有待进一步探索。
6. 结论
1) 大学生主观环境知识量表包含主观日常环境知识、主观专业环境知识两个维度；
2) 主观日常环境知识能显著正向预测购买消费行为，主观专业环境知识能同时正向预测循环利用与购买消费行为；
3) 新生态范式在主观日常环境知识、购买消费行为之间起部分中介作用；
4) 人类例外范式能被主观专业环境知识负向预测、主观日常环境知识正向预测，其本身无法负向预测亲环境行为。
基金项目
北京林业大学“北京市级大学生创新创业训练计划”(项目编号：202010022039)。
NOTES
*第一作者。
#通讯作者。