吳靈瓊 李佳琦 朱 艷

(1 南通大學經濟與管理學院，南通 226019)(2 上海市寶山區(qū)環(huán)境保護科技教育中心，上海 201901)

1 引言

自然聯(lián)結是環(huán)境心理學界的一個重要研究議題。一般認為，自然聯(lián)結反映“人與自然之間的一種親密關系”，包含情感上對自然的依戀、認知上對自然的合一感和體驗上親近自然、與自然共處的傾向(李一茗等, 2018)。早在二十世紀中葉，美國倫理學家Leopold(1968)就提出“大地倫理”(即將人的道德關懷拓展至自然)思想，認為個體的自然從屬感和聯(lián)結感是形成環(huán)境倫理的重要先決條件。二十世紀九十年代初，美國學者Wilson(2013)提出“親生命性假說”，主張人生來就在情感上有親近其他生命體的傾向；這種親生命性是促進人類福祉及發(fā)展的內在需要。研究發(fā)現(xiàn)，自然體驗的減少和與自然關系的疏離會給兒童身心健康及發(fā)展造成不利影響(理查德·洛夫, 2014)。開發(fā)科學有效的自然聯(lián)結量表，推進兒童自然聯(lián)結及相關議題的研究，對促進我國兒童身心健康發(fā)展具有重要的現(xiàn)實意義。

在西方學界,學者先后提出環(huán)境敏感度(Peterson,1982)、自然情感親近(Kals et al., 1999)、 自我包含自然(Schultz, 2002)、 環(huán)境身份(Clayton, 2003)、 自然聯(lián)結(Mayer & Frantz, 2004)、自然關愛(Perkins, 2010)和自然關聯(lián)性(Nisbet et al., 2009)等概念，從不同理論視角探討自然聯(lián)結在促進個體環(huán)境行為和身心健康方面的作用。這些研究或聚焦于自然聯(lián)結的特定維度，或從整體上對自然聯(lián)結加以綜合考察。Peterson(1982)較早關注自然聯(lián)結的情感維度，并將個體從移情視角看待環(huán)境的情感特質(包括對自然的欣賞、關心及熱愛)界定為環(huán)境敏感度。Kals等人(1999)和Perkins(2010)則注重考察自然情感聯(lián)結與自然保護行為之間的關系。與之相對，Schultz(2002)的自我包含自然概念和Clayton(2003)的環(huán)境身份概念，均側重反映認知層面的自然聯(lián)結(即將自然納入自我概念的緊密程度)。而Mayer和Frantz(2004)以及Nisbet等人(2009)更傾向綜合性的自然聯(lián)結概念。Mayer和Frantz(2004)的自然聯(lián)結量表涉及情感和認知兩個維度；Nisbet等人(2009)的自然關聯(lián)性量表不僅包含自然情感聯(lián)結和親自然體驗傾向，還涵蓋對人與自然之間關系的看法。盡管學者對自然聯(lián)結的考察各有側重，但都認為自然接觸和自然聯(lián)結不僅能促進人們的認知及身心發(fā)展，還為環(huán)境行為的發(fā)展奠定重要心理基礎(劉立波, 2017; 楊盈等, 2017)。

在國內，楊盈等人(2017)和李一茗等人(2018)較早從概念、測量工具、自然聯(lián)結的影響及提升策略等方面對西方學界的自然聯(lián)結研究進行了系統(tǒng)梳理。李娜和吳建平(2016)則以我國大學生為例，對Mayer和Frantz(2004)的自然聯(lián)結量表進行了中文版修訂。一些學者還探討了自然聯(lián)結對我國大學生心理健康的影響，并發(fā)現(xiàn)自然聯(lián)結可以通過正念的中介作用提升主觀幸福感(李娜, 吳建平, 2016)；通過孤獨感和自尊的中介作用降低抑郁情緒，促進人生意義體驗(王財玉等, 2020; 王財玉, 雷靂, 2018)；還可通過生命意義感和無聊感的鏈式中介作用抑制網絡成癮傾向(陳霞等, 2019)。在自然聯(lián)結與環(huán)境意識的關系方面，楊宏等人(2020)發(fā)現(xiàn)自然聯(lián)結在敬畏與大學生環(huán)保意識之間起中介作用。王財玉等人(2019)的研究揭示自然聯(lián)結能通過感恩和競爭性自戀對我國青少年(13～16歲)親環(huán)境傾向產生積極影響。不過，彭遠春(2020)發(fā)現(xiàn)相比自然聯(lián)結，基于社會認同的環(huán)境身份(包括身份的顯著性、突出性和承諾廣度)對大學生綠色消費行為和環(huán)保參與行為的影響更為顯著。

盡管上述研究在揭示自然聯(lián)結與身心健康及環(huán)境行為之間的關系方面進行了積極探討，但大多聚焦于青年群體，對兒童群體的關注極為有限。此外，以往研究側重考察綜合性的或認知層面的自然聯(lián)結，對自然聯(lián)結情感維度的研究相對缺乏。而從發(fā)展的角度看，童年時期正是培養(yǎng)自然情感聯(lián)結的關鍵時期；且一個人的親自然體驗，尤其是兒童時期的親自然體驗以及由此培養(yǎng)的自然情感聯(lián)結是促成其成年后自然保護行為的重要影響因素(Peterson, 1982)。鑒于此，選取Perkins(2010)的LCN量表，以小學生為研究群體進行中文兒童版自然關愛量表(Love and Care for Nature Scale for Chinese Children, 后文簡稱為LCNCC量表)的修訂和信效度檢驗，以期為今后針對兒童群體的自然情感聯(lián)結研究提供一種有效的測量工具。

2 兒童版自然關愛量表的修訂

2.1 方法

2.1.1 自然關愛量表

Perkins(2010)的LCN量表包含15個項目，從自然敬畏與興趣、自然熱愛與情感依賴以及自然關心與承諾三個方面對人們的自然情感聯(lián)結進行測量。盡管Perkins并未詳細說明各個項目與以上三個理論面向的對應關系，但基于對項目的內容分析，發(fā)現(xiàn)分別有兩個項目涉及自然敬畏與興趣(LCN11和LCN15)和自然關心與承諾(LCN8和LCN12)，其余11個項目均與自然熱愛與情感依賴相關。Perkins(2010)強調三個理論面向之間具有密切的內在關聯(lián)。自然敬畏及興趣反映個體對自然內在價值的認同，是激發(fā)自然關心與承諾的重要內驅力；而基于承諾的人際關系理論，對自然的情感依賴越強，則自然承諾感越強(Davis et al., 2009)。Perkins(2010)的經驗研究表明該量表在澳大利亞成人群體中呈單一維度結構，內部一致性系數(shù)為0.97。該量表的一維結構也在西班牙成人群體中得到證實(Pasca et al., 2020)。

2.1.2 量表修訂

首先由兩名從事環(huán)境教育研究的專家將英文版的自然關愛量表翻譯成中文。為使翻譯稿盡可能地符合中國兒童的表述習慣，還邀請2名從事科學教育的小學老師(教齡均超過3年)對翻譯稿進行審閱。在對表述晦澀及可能存在歧義的項目進行修改后，邀請2名在海外從事環(huán)境心理學和環(huán)境教育研究的中國學者對量表進行回譯。在確認翻譯稿與原文在內涵方面無實質性出入后，形成初稿進行試測。

由于本研究旨在修訂適用于兒童群體的自然情感聯(lián)結量表，因此基于方便抽樣和典型抽樣原則選擇綠色學校/自然教育特色學校學生作為被試。已有研究表明，自然體驗經歷能顯著預測自然情感聯(lián)結(Collado et al., 2013; Kals et al., 1999; Müller et al., 2009)。前期針對兒童自然觀的實地走訪和調查也發(fā)現(xiàn)，校園綠化環(huán)境良好且重視環(huán)境教育的綠色學?；蛞宰匀唤逃秊樘厣膶W校學生較一般學校學生而言，其親自然體驗的機會更多，因此更有可能建立對自然的情感聯(lián)結。選擇該群體可以更有效地甄別區(qū)分度不高的項目，從而確保量表在測量自然情感聯(lián)結方面的靈敏度。

在一所綠色學校四、五年級分別抽選一個班級發(fā)放問卷進行試測?；厥諉柧砗?，還從兩個班級參與自然探究興趣小組的成員中選取6名學生(3名女生和3名男生)進行結構式訪談，以了解他們對項目的理解是否與項目設計初衷一致。根據(jù)試測反饋，剔除原版量表第九項。該項目涉及與自然的精神聯(lián)結(“我與自然萬物在精神上相互聯(lián)結在一起”)，超出了被試群體的理解能力范圍。此外，還針對較難理解的第三項和第六項(依次為“就像一棵樹是森林的一部分，我也是大自然的一部分”和“我時常覺得我很依賴大自然”)，分別增加了一個備選替換項目(依次為“每當我走進大自然，就感受到自己與大自然是不可分割的一體”和“我時常覺得我很需要親近大自然”)。用于預施測的量表最終包含16個項目。量表采用李克特式5點計分(從“1=非常不同意”到“5=非常同意”)，得分越高，表明自然情感聯(lián)結越緊密。為在更大規(guī)模的群體中檢驗項目的可理解性，本研究在問卷中保留了“不理解該題目意思”選項。

2.1.3 預施測被試

基于方便抽樣法在兩所自然教育特色學校四、五年級分別抽選兩個班作為被試。班級的選取以不影響學校正常教學為宜。共發(fā)放問卷341份，剔除無效問卷(如在所有項目上回答均一致、超過25%的項目未作答)后, 回收有效問卷313份(回收率91.79%)。其中，男生171名，女生142名；四年級195名，五年級118名；年齡范圍在9～12歲，平均年齡為10.07歲，標準差為0.69歲。

2.2 結果

2.2.1 項目可理解性

首先分析各項目上選擇“不明白該題意思”選項的比例。結果顯示，對于大部分項目，選擇該選項的被試占比均小于1%；僅有三個項目在該選項的占比超過3%(3.19%～4.15%)。這表明被試在理解這三個項目時仍存在一定困難。這三個項目中，有兩項是在前期小規(guī)模訪談中已經識別出的較難理解的項目(即“就像一棵樹是森林的一部分，我也是大自然的一部分”和“我時常覺得我很依賴大自然”)；另一項則與原始量表第八項對應(“對我來說，保護自然萬物，使其不受人類侵害非常重要”)?？紤]到剔除這些項目后，量表仍保有原有的三個理論面向，因此決定剔除這些項目以確保量表在中國兒童群體中的適用性。

2.2.2 項目信度及區(qū)分度

進一步分析剩余項目的內部信度和區(qū)分度。內部信度以項總相關性系數(shù)加以評估。結果發(fā)現(xiàn)，項目與量表總分的相關性系數(shù)在0.54～0.79之間，表明項目的內部信度良好。區(qū)分度方面，將樣本按量表總分由低到高順序排列，分別取總分最高和最低的27%被試為高分組和低分組，采用獨立樣本t檢驗比較兩組在各項目上的得分差異。結果顯示，兩組被試在各項目上的得分差值在0.53～1.57之間，差異均達到顯著水平(ps<0.001),t值在8.04～17.44之間，表明項目具有良好的區(qū)分度。

3 兒童版自然關愛量表的信效度檢驗

3.1 方法

3.1.1 正式施測目的

正式施測旨在檢驗量表的內部一致性信度、重測信度、結構效度以及效標關聯(lián)效度?；赑erkins(2010)，選擇生態(tài)世界觀和親自然體驗作為效標。生態(tài)世界觀是指人與自然環(huán)境之間關系的一般看法(Dunlap et al., 2000)，其形成以生態(tài)價值觀為基礎(Stern, 2000)。自然情感聯(lián)結反映對自然內在價值的認可，因此自然情感聯(lián)結越緊密，則越可能持親生態(tài)的世界觀(Perkins, 2010)。一般認為親自然經歷會促進自然情感聯(lián)結的發(fā)展(Collado et al., 2013; Kals et al., 1999; Müller et al., 2009)。但反過來，自然情感聯(lián)結也可能促進親自然體驗活動(如到戶外進行休閑娛樂活動或參與自然探究活動)(Collado et al., 2013)。因此，可通過自然關愛與親自然體驗的相關性來檢驗量表的效標關聯(lián)效度。

3.1.2 正式施測被試

正式施測被試包含兩個部分。樣本1來自另兩所自然教育特色學校四、五年級學生；采用整班抽取方式在每個年級各抽選四個班，用于量表內部一致性信度、結構效度和效標關聯(lián)效度的檢驗。共發(fā)放問卷534份，剔除無效問卷后，獲取有效問卷464份(回收率86.89%)。其中，男生226名，女生238名；四年級227名，五年級237名；年齡范圍在10～13歲，平均年齡為10.84歲，標準差為0.70歲。樣本2來自參與首輪施測的學生；從參與首輪施測的班級中隨機抽取一半班級，于三周后重復施測，用于重測信度檢驗。共發(fā)放問卷238份，剔除無效問卷后，獲取有效問卷為206份(回收率86.55%)。其中，男生107名，女生98名，有一個性別缺失值；四年級85名，五年級121名；年齡范圍在10～13歲，平均年齡為10.98歲，標準差為0.70歲。

3.1.3 研究工具

中文兒童版自然關愛量表(LCNCC量表)。用于正式施測的LCNCC量表包含13個項目，具體如表1所示。正式施測時去掉“不理解該題目意思”選項。

中文兒童版生態(tài)世界觀量表(NEP量表)。采用吳靈瓊和朱艷(2017)修訂的中文兒童版NEP量表。該量表共13個項目，包含生態(tài)危機(如“大自然正遭受人類的嚴重破壞”)、自然平衡(如“面對人類的肆意破壞，大自然的自我恢復能力是非常脆弱的”)、增長極限(如“目前世界的人口數(shù)量越來越多，地球的資源越來越不夠用了”)、反人類中心主義(如“人類是大自然的主人，生來就應該統(tǒng)治大自然”)和反人類例外主義(如“人類最終能掌握大自然的規(guī)律并控制大自然”)五個理論面向。采用李克特式5點計分(從“1=非常不同意”到“5=非常同意”)，得分越高，說明生態(tài)世界觀水平越高?；谑纵喪y數(shù)據(jù)，內部一致性信度為0.67。

親自然體驗量表?；谇捌谠L談編制親自然體驗量表。該量表包含兩個子量表，分別用于首輪施測和重復施測。子量表1包含六個項目，測量被試在過去一年平日放學后及周末進行戶外休閑、自然觀察、場館自然探索等活動的頻繁程度；采用李克特式5點計分(從“1=從不”到“5=很多”)，得分越高，說明自然接觸越頻繁。子量表2包含1個項目，測量過去兩周內是否有令人印象深刻的自然體驗經歷(“1=有”，“0=沒有”)?；谑纵喪y數(shù)據(jù)，子量表1的內部一致性信度為0.83。

表1 中文兒童版自然關愛量表

3.2 結果

基于樣本1數(shù)據(jù)對項目得分進行基本描述性分析，結果見表1。結果顯示，量表項目得分在3.87～4.77之間；被試在項目LCN4 (“當我身處大自然中時，我會有一種滿足感和安全感”)上得分最低，在項目LCN5 (“我非常熱愛大自然”)上得分最高；除LCN4外，被試在其余項目上的得分均大于4，呈現(xiàn)出較高的自然情感聯(lián)結水平。在Pasca等人(2020)的研究中，西班牙成人被試在LCN量表各項目上的得分在4.21～5.55之間(7點計分；換算成5點計分為3.01～3.96)。本研究中兒童群體的自然情感聯(lián)結水平比西班牙成人群體高。這種差異可能源于兒童與成年人群體之間在自然情感聯(lián)結上的差異，也有可能是文化差異導致的，但具體原因尚需進一步探究。

3.2.1 結構效度

基于樣本1數(shù)據(jù)對量表項目進行探索性因素分析。可行性檢驗結果顯示，KMO值為0.94，Bartlett球形檢驗值為1767.04(df=78,p<0.001)，說明樣本數(shù)據(jù)適合進行因素分析。采用主成分法提取因素，結果析出一個特征值大于1的因素；該因素可以解釋總變異的41.30%。13個項目在該因素上的載荷在0.53～0.75之間(表1)。因此，可認為該量表為一維結構。

基于樣本2數(shù)據(jù)進行驗證性因素分析。結果發(fā)現(xiàn)模型擬合度較好(χ2=108.16,df=65,p<0.001; χ2/df=1.66; RMSEA=0.06; SRMR=0.05; CFI=0.95; TLI=0.93)。除項目LCN13的因素載荷偏小(即0.35)外，其他項目的因素載荷均在0.50及以上(0.50～0.75)。這表明單一維度模型可獲得經驗數(shù)據(jù)的支撐。

3.2.2 信度分析

基于樣本1數(shù)據(jù)對內部一致性信度進行檢驗。結果顯示，量表內部一致性系數(shù)為0.87，表明內部一致性信度良好。基于樣本1和2的匹配數(shù)據(jù)檢驗重測信度。結果顯示，項目重測信度在0.26～0.49之間(ps<0.001)，總分的重測信度為0.67(p<0.001)，表明整體重測信度較好。

3.2.3 效標關聯(lián)效度

基于樣本1數(shù)據(jù)檢驗LCNCC量表得分與NEP量表及親自然體驗量表得分的相關性。結果顯示，LCNCC量表得分與后兩者的相關系數(shù)分別為0.19和0.46(ps<0.001)?；跇颖?數(shù)據(jù)檢驗有深刻自然體驗組與無深刻自然體驗組在LCNCC量表上的得分差異。結果顯示，與沒有深刻自然體驗的被試相比，有深刻自然體驗的被試在LCNCC量表上的得分更高(Z=-3.52,p<0.001)。上述結果表明LCNCC量表具有較好的效標關聯(lián)效度。

3.2.4 人口學差異

基于樣本1數(shù)據(jù)探討兒童群體的自然關愛是否存在性別及年級差異。 Wilcoxon秩和檢驗結果顯示, 男生與女生之間不存在顯著差異(Z=-1.16,p=0.247)，四年級與五年級被試之間也不存在顯著差異(Z=-0.83,p=0.406)。

4 討論

4.1 內部一致性信度和結構效度

在結構效度方面，Perkins(2010)的研究表明原始LCN量表為一維結構(一個主因素可解釋總變異的69.28%)。通過探索性因素分析析出一個主因素(可解釋總變異的41.30%)，且所有項目在該因素上的載荷均超過0.50；同時，后續(xù)驗證性因素分析結果顯示，經驗數(shù)據(jù)與單一維度模型的適配度良好，表明所修訂的LCNCC量表在我國兒童群體中具有一維結構。這與Perkins的研究結果一致。在信度方面，研究結果顯示LCNCC量表的內部一致性信度為0.87，總分的重測信度為0.67，表明量表信度達到可接受水平。

4.2 與生態(tài)世界觀、親自然體驗的關聯(lián)

通過自然關愛與生態(tài)世界觀和親自然體驗的相關性來檢驗LCNCC量表的效標關聯(lián)效度。結果顯示，LCNCC量表得分與NEP量表得分顯著正相關。盡管這兩個變量的相關性(r=0.19)比Perkins(2010)所匯報的相關性(r=0.41)更弱，但其相關性達到顯著水平。相比之下，LCNCC量表得分與親自然體驗量表得分具有中等程度的相關性；且與沒有深刻自然體驗的被試相比，有深刻自然體驗的被試在自然關愛量表上的得分更高。綜上，本研究所修訂的LCNCC量表具有較好的效標關聯(lián)效度。

4.3 性別及年級差異

研究結果顯示，兒童的自然情感聯(lián)結在性別和年級變量上無顯著差異。這與李娜和吳建平(2016)的研究結果一致。該結果可能表明自然聯(lián)結與性別因素關聯(lián)不大；同時，僅就兩個研究所涉及的教育階段而言，自然聯(lián)結可能還具有跨年級穩(wěn)定性。當然，性別和年級的影響還有待在范圍更廣的學生群體中加以檢驗。后續(xù)研究還可以橫跨幼兒、少年兒童、青少年及青年等多年齡段的群體，以探討自然聯(lián)結在不同年齡階段的發(fā)展規(guī)律及其關鍵影響因素。

4.4 研究局限與啟示

自然聯(lián)結是一個綜合性概念，包含情感、 認知及體驗等不同維度。 本研究的量表修訂僅針對自然情感聯(lián)結，對認知維度的自然聯(lián)結測量還有待進一步探究。 另外, 在信度方面, 盡管LCNCC量表總分的重測信度達到可接受的水平，但單個項目得分的重測信度偏低。針對單個項目在測量兒童情感聯(lián)結方面的穩(wěn)定性，尚需進一步研究論證。結合內部一致性信度及總分重測信度，建議將LCNCC量表作為一個整體使用，而僅選取個別項目來測量兒童自然情感聯(lián)結的做法是不恰當?shù)摹?/p>

5 結論

本研究以9～13歲兒童群體為例，對Perkins(2010)的自然關愛量表進行了中文兒童版的修訂。修訂后的中文兒童版自然關愛(LCNCC)量表包含13個項目。各項指標表明，LCNCC量表為單一維度結構，其內部一致性信度、總分重測信度和效標關聯(lián)效度均符合心理測量學標準。該量表可用于我國兒童群體(9～13歲)的自然情感聯(lián)結測量。