1 引言
随着经济快速发展，全球正面临着巨大生态危机，如极端天气、自然灾害、生物多样性丧失等。为了应对危机，可持续发展教育逐渐成为我国教育领域关注的焦点，其目标是促进公众认识、关心环境问题，培养其亲环境态度、信念、技能与行为(Sinakou et al., 2019)。
近年来，可持续发展教育已在各级学校开展，并积累了丰富成果，这些成果重在评估可持续发展教育课程的有效性，表明该课程能显著提升青年的亲环境态度与行为(Ardoin et al., 2018; Ekenga et al., 2019; van De Wetering et al., 2022)。邱成梅等(2022)发现8周环境教育课程(如发放垃圾分类宣传册)能显著影响大学生的垃圾分类知识、参与意识与分类行为。Lee和Kim(2014)发现实验组儿童接受绿色成长教育课程后，其环保知识、态度和行为显著高于对照组。此外，Ardoin等(2018)的元分析发现，该课程可以促进个体的人格发展、学业成绩和公民参与度。然而，可持续发展教育的有效性也受到一些质疑(Yucel & Ozkan, 2015)。Edsand和Broich(2020)通过干预哥伦比亚青少年的环境素养发现，可持续发展教育的积极作用较弱，并未提升个体对可再生能源技术的认知。Zakharova等(2021)研究发现，环境教育项目(如展示人与自然关系的重要性)并未提升实验组被试的可持续环境行为。
可持续发展教育有效性的影响因素可能包括教育课程的质量以及所采用的教学方法。其一，有研究指出，一些课程内容与环境主题的联系不强，缺少系统性和理论支撑(Zhou, 2020)；其二，很多研究采用讲授法来教授环境内容，使个体脱离真实的自然环境，从而降低了课程有效性(Mcbeath et al., 2015)；其三，也有研究认为，当前的课程主要是为学生提供环境知识(如关于生态、气候等概念的知识)，但未能提供生态价值观、环境意识与技能(Tanrıverdi, 2009)。为此，本研究基于KAP(knowledge, attitudes and practices)模型，设计可持续发展教育课程以提升个体亲环境行为。
可持续发展教育目标是使个体获得可持续性知识、意识、价值观、态度、技能与行为，以便实现环境正义(代内正义、代际正义)，从而维护环境完整性、经济可行性与社会公正性。KAP模型指出，可持续发展教育需要传递与可持续性相一致的知识、价值观、态度与行为(Salas-Zapata et al., 2018)。其中，环境知识指的是关于生态系统、自然资源与生态危机的知识信息；态度是指人们对自然和环境的认知程度和价值观；行为是指与环境友好行为有关的实践(如节能、垃圾分类)。研究表明环境知识、环保意识、亲近大自然、自然环境暴露时长等均能促进个体的环境友好行为(Collado et al., 2022; Otto & Pensini, 2017; Uzşen et al., 2024)。基于KAP模型，本研究从“环境知识−认知−情感−行为”四个维度设计可持续发展教育课程。第一周主题是生态危机，引导个体了解当前的生态危机与环境问题，属于环境知识维度；第二周主题是人与自然平等信念，增进个体对自然与环境重要性的认知、人与自然关系的认知，属于认知维度；第三周主题是环境正义信念，个体对环境保护与经济发展关系的辩证审视，属于认知维度；第四周主题是自然亲近感，通过沉浸自然，促使个体感知自然的内在价值，获得相应的情感体验，属于情感维度；第五周主题是环境自律，将所知所学付诸于生活实践，并自觉约束、调控自己的行为，属于行为维度；这五个主题之间相互联系，层层递进。
目前，我国大部分高校对可持续发展教育的关注度不够，也不能直接套用国外课程，而需要进行情境化与本土化，以满足学生的学习需求，并回应我国当前的环境需求。此外，青年学生易于接受新事物和形成正确的生态价值观与责任感，是环境可持续发展和未来生态文明建设的主力军。为此，本研究基于可持续发展教育目标与KAP模型，开发适用于我国大学生的课程方案，并实施团体干预，探究该课程对大学生亲环境意愿与行为的作用效果。可持续发展教育的开展不仅为当代大学生生态价值观培育提供参考，也将助力我国可持续发展与生态文明建设。
2 研究方法
2.1 被试
从太原市某高校抽取两个自然班共98名大学生，被试此前均未参加相关课程研究。其中一个班(n=45)为对照组(男生19名，女生26名，平均年龄19.45±1.06岁)。另一个班(n=53)为实验组(男生21名，女生32名，平均年龄19.10±0.98岁)。对照组和实验组大学生在年龄、性别、专业上均无显著差异，确保两组被试的同质性。本研究获得被试的知情同意。
2.2 研究工具
2.2.1 环保努力意愿量表
参考Larson等(2015)的研究，被试完成环保努力意愿的施测，如“我打算实施更多有利于保护环境的行为”，题目采用Likert 5点计分(1=非常不愿意, 5=非常愿意)。本研究中问卷的Cronbach’s α系数为0.89，问卷具有较好的结构效度(χ2/df=2.36, CFI=0.93, TLI=0.92, RMSEA=0.07)。
2.2.2 环保牺牲意愿量表
被试报告在多大程度上自己愿意为保护环境做出牺牲(Liu & Sibley, 2012)，如“为了保护自然环境, 我愿意在生活水平做出一定的牺牲(如节约能源)”，题目采用Likert 5点计分(1=非常不愿意, 5=非常愿意)。本研究中问卷的Cronbach’s α系数为0.91，结构效度较好(χ2/df=3.57, CFI=0.96, TLI=0.94, RMSEA=0.07)。
2.2.3 亲环境行为量表
采用Fielding和Head(2012)编制的亲环境行为量表测量被试日常生活中环保行为的频率，如“在家中节约能源”，题目采用Likert 5点计分(1=从不, 5=始终)。本研究中问卷的Cronbach’s α系数为0.89，结构效度较好(χ2/df=3.55, CFI=0.93, TLI=0.93, RMSEA=0.06)。
2.3 干预过程
根据可持续发展教育目标与KAP模型，并借鉴国外相关课程(Collado et al., 2022; Schmäing & Grotjohann, 2021)，设计5周的可持续发展教育课程。请5名专家(1名心理学教授、1名生态学教授、3名心理学博士生)对方案内容及适用性进行评定(方案见表1 )。课程内容主要围绕KAP模型，将“环境知识−认知−情感−行为”融入到每次课程中，运用情境讨论、角色扮演和自然体验等方式进行环境评估与反思。课程连续5周，每周1次(时长为90分钟)。根据Collado等(2022)的建议，每次课程都遵循如下顺序结构：主题介绍、实践学习、分享与反馈、布置小组作业、结束课程。
表1 可持续发展教育课程安排 |
| 周次 | 课程主题 | 课程目标 | 主要课程内容展示 |
| 第一周 | 生态危机 | 引导学生了解环境知识，如生态危机与环境问题 | 搜集和展示我国的生态危机与环境问题的相关知识，并播放生态危机纪录片，引导学生对其原因、后果及其措施进行讨论。例如，生态系统脆弱、环境污染、资源短缺、核废水排放等。 |
| 第二周 | 人与自然平等信念 | 反思人与自然的关系，促进学生构建人与自然互惠平等观 | 结合上周的生态危机的讨论，本周引导学生思考生物多样性及其保护的重要性，深入反思人与自然、人与动植物生命的关系，帮助他们建立人与自然平等互惠观。布置一项实践作业：设计拟人化环境宣传海报“地球朋友”“自然伙伴”。 |
| 第三周 | 环境正义信念 | 辩证审视经济发展与环境保护的关系，建立可持续发展的信念 | 结合上周人与自然关系的讨论，本周通过角色扮演的方式辩论经济发展与环境保护的关系，探讨如何在经济发展与环境保护之间找到最佳平衡点，并进一步思考当前环境决策对未来世代的影响。 |
| 第四周 | 自然亲近感 | 体验自然、沉浸自然与感悟自然的内在价值，与自然增强联结 | 带领学生去森林公园置身自然、体悟自然，与小组成员分享自然给个体带来的身心体验，并讨论对自然、生态系统及动植物的内在价值的认知和理解，以增强自然联结。 |
| 第五周 | 环境自律 | 巩固并强化学生环境自律与环境自觉性 | 讲授个人在环境保护中的责任和义务，引导学生分享自己在日常生活中的亲环境行为与环境不友好行为，并思考讨论如何在日常生活中对自身环保心理、意识与行为进行监控。布置一项作业“落实我们所学”。 |
每次课程内容由研究者关于某个主题的简短介绍，然后是多个实践练习(如角色扮演，为校园设计一个环保活动等)。实践练习由4～5人的小组进行，通过与同伴分享观点并进行学习，旨在培养学生的反思性思维。例如，在角色扮演活动中，两组学生进行辩论：A组“经济发展优先于保护环境”和B组“环境保护优先于经济发展”。由研究者与辅导员担任评委，并告诉被试，学校有一笔资金可分配给特定的环保活动(如在校园内进行回收)。A组必须说服评委，这笔资金用于环保是一种浪费，应更好地用于科技创新；而B组要说服评委，这笔资金应该用于校园环保项目。再如，利用“公园20分钟效应”(Yuen & Jenkins, 2020)，带领实验组到当地森林公园进行自然观察与沉浸自然，引导被试通过感官来体验大自然。除上述内容外，被试还必须完成一项名为“落实我们所学”的作业，即通过课程获得知识和技能设计一项可持续大学校园的干预建议。最终作业以任意形式(如视频、海报)提交，并附有一篇描述该提案的短文。而对照组进行正常的本科教学活动，并按照相同的时间节点完成问卷，未参与教育课程。
在整个干预中，利用量表进行三次测评：(1)第一周进行前测(T0)；(2)第五周课程结束后进行后测(T1)；(3)课程结束4周后进行追踪后测(T2)。在完成三次测评后，向每位被试支付被试费。
本研究提出如下假设：施行可持续发展教育课程方案可以有效提升实验组被试的亲环境意愿与行为水平，且其干预效果具有一定的持续性。
3 结果
3.1 共同方法偏差检验
基于探索性因素分析共抽取出9个特征值大于1的公因子，其中第一个公因子的方差解释率为33.4%；同时验证性因素分析显示，单因子模型的拟合较差(χ2/df=5.21, CFI=0.37, TLI=0.24, RMSEA=0.21)，这表明本研究不存在明显的共同方法偏差问题。
3.2 干预前两组被试的同质性检验
首先，进行基线分析：针对两组被试前测得分进行独立样本t检验(见表2 )。结果表明实验组和对照组在环保努力意愿、环保牺牲意愿与亲环境行为量表得分上均无显著性差异。
表2 实验组和对照组前测变量的独立样本t检验 |
| 前测变量 | 组别 | 样本量 | M | SD | t | p |
| 环保努力意愿 | 对照组 | 45 | 2.85 | 0.60 | −1.87 | 0.07 |
| 实验组 | 53 | 3.06 | 0.48 | |||
| 环保牺牲意愿 | 对照组 | 45 | 2.83 | 0.69 | −1.68 | 0.10 |
| 实验组 | 53 | 3.04 | 0.57 | |||
| 亲环境行为 | 对照组 | 45 | 3.23 | 0.45 | 1.03 | 0.31 |
| 实验组 | 53 | 3.20 | 0.45 |
3.3 干预效果分析
采取3(干预时间：前测、后测、追踪)×2(组别：对照组、实验组)混合设计，以三次测评的环保努力意愿、环保牺牲意愿与亲环境行为得分为因变量，干预时间为组内变量，组别为组间变量，进行重复测量方差分析。
3.3.1 亲环境意图的干预效果
5周教育课程前后实验组和对照组在环保努力意愿、环保牺牲意愿上的变化情况见表3 ，实验组亲环境意愿与行为在三个观测时间点的变化趋势见图1 。
表3 亲环境意愿与行为的干预训练效应 |
| 因变量 | 组别 | 前测(T0) | 后测(T1) | 追踪(T2) | 干预时间主效应 | 组间主效应 | |||||||||
| M | SD | M | SD | M | SD | Fa | Fb | ||||||||
| 环保努力意愿 | 对照组 | 2.85 | 0.60 | 2.89 | 0.48 | 2.87 | 0.53 | 7.23*** | 0.07 | 8.99* | 0.09 | ||||
| 实验组 | 3.06 | 0.48 | 3.16 | 0.36 | 3.21 | 0.33 | |||||||||
| 环保牺牲意愿 | 对照组 | 2.83 | 0.69 | 2.85 | 0.60 | 2.89 | 0.61 | 9.01*** | 0.09 | 6.46* | 0.06 | ||||
| 实验组 | 3.04 | 0.57 | 3.21 | 0.39 | 3.15 | 0.45 | |||||||||
| 亲环境行为 | 对照组 | 3.23 | 0.45 | 3.34 | 0.43 | 3.33 | 0.42 | 10.43*** | 0.10 | 0.08 | |||||
| 实验组 | 3.20 | 0.45 | 3.32 | 0.38 | 3.38 | 0.41 | |||||||||
注：*p<0.05，***p<0.001。 |
对环保努力意愿存在显著的干预时间主效应[F(2, 192)=7.23, p<0.001, η${_{\rm p}^2} $ =0.07]，存在显著的组别主效应[F(1, 96)=8.99, p<0.05, η${_{\rm p}^2} $ =0.09]，存在显著的交互作用[F(2, 192)=3.51, p<0.01, η${_{\rm p}^2} $ =0.04]。组别的简单效应检验：在前测中，实验组和对照组的环保努力意愿差异不显著[F(1, 96)=3.39, p>0.05]；在后测中，两组被试的环保努力意愿差异显著[F(1, 96)=10.52, p<0.01, η${_{\rm p}^2} $ =0.09]；在追踪中，两组被试的环保努力意愿差异显著[F(1, 96)=14.50, p<0.001, η${_{\rm p}^2} $ =0.13]。干预时间的简单效应检验：在对照组中，前测、后测与追踪的环保努力意愿差异不显著[F(2, 192)=0.86, p>0.05]；在实验组中，前测、后测与追踪的环保努力意愿差异显著[F(2, 192)=6.81, p<0.01, η${_{\rm p}^2} $ =0.13]，且后测和追踪的环保努力意愿显著高于前测(ps<0.01)，后测与追踪的环保努力意愿无显著性差异(p>0.05)。
对环保牺牲意愿存在显著的干预时间主效应[F(2, 192)=9.01, p<0.001, η${_{\rm p}^2} $ =0.09]，存在显著的组别主效应[F(1, 96)=6.46, p<0.05, η${_{\rm p}^2} $ =0.06]，存在显著的交互作用[F(2, 192)=4.46, p<0.05, η${_{\rm p}^2} $ =0.04]。组别的简单效应检验：在前测中，实验组和对照组的环保牺牲意愿差异不显著[F(1, 96)=2.83, p>0.05]；在后测中，两组被试的环保牺牲意愿差异显著[F(1, 96)=12.15, p<0.01, η${_{\rm p}^2} $ =0.11]；在追踪中，两组被试的环保牺牲意愿差异显著[F(1, 96)=6.02, p<0.05, η${_{\rm p}^2} $ =0.06]。干预时间的简单效应检验：在对照组中，前测、后测与追踪的环保牺牲意愿差异不显著[F(2, 192)=1.93, p>0.05]；在实验组中，前测、后测与追踪的环保牺牲意愿差异显著[F(2, 192)=9.41, p<0.001, η${_{\rm p}^2} $ =0.17]，且后测和追踪的环保牺牲意愿显著高于前测(ps<0.01)，后测与追踪的环保牺牲意愿的差异显著(p<0.05)。
此外，为检测对照组和实验组不同阶段变化趋势的差异，对不同阶段的差值进行独立样本t检验。结果表明，实验组的前后测差值和对照组的前后测差值在环保牺牲意愿上具有显著差异(p<0.05)，在环保努力意愿上不存在显著差异(p>0.05)。实验组和对照组的后测和追踪数据差值在环保牺牲意愿上具有显著差异(p<0.05)，而在环保努力意愿上差异不显著(p>0.05)。实验组和对照组的前测和追踪数据差值在环保努力意愿和环保牺牲意愿上均无显著差异(ps>0.05)。
3.3.2 亲环境行为的干预效果
5周教育课程前后实验组和对照组在亲环境行为上的变化情况见表3 。结果显示对亲环境行为存在显著的干预时间主效应[F(2, 192)=10.43, p<0.001, η${_{\rm p}^2} $ =0.10]，组别主效应不显著[F(1, 96)=0.08, p>0.05]，干预时间与组别的交互作用显著[F(2, 192)=4.37, p<0.001, η${_{\rm p}^2} $ =0.04]。组别的简单效应分析：在前测中，实验组和对照组的亲环境行为差异不显著[F(1, 96)=2.01, p>0.05]；在后测中，两组被试的亲环境行为差异显著[F(1, 96)=8.55, p<0.01, η${_{\rm p}^2} $ =0.08]；在追踪中，两组被试的亲环境行为差异显著[F(1, 96)=5.03, p<0.05, η${_{\rm p}^2} $ =0.05]。干预时间的简单效应检验结果为，在对照组中，前测、后测与追踪的亲环境行为差异不显著[F(2, 192)=2.16, p>0.05]；在实验组中，前测、后测与追踪的亲环境行为差异显著[F(2, 192)=8.46, p<0.001, η${_{\rm p}^2} $ =0.15]，且追踪显著高于前测和后测的亲环境行为(ps<0.01)，而后测与前测的亲环境行为无显著性差异(p>0.05)。
此外，为检测对照组和实验组不同阶段变化趋势的差异，对不同阶段的差值进行独立样本t检验。结果表明，实验组的前后测差值和对照组的前后测差值在亲环境行为上不具有显著差异(p>0.05)。实验组和对照组的后测和追踪数据差值在亲环境行为上具有显著差异(p<0.05)，实验组和对照组的前测和追踪数据差值在亲环境行为上具有显著差异(p<0.05)。
4 讨论
可持续发展教育被广泛应用于学校教育领域中，但基于KAP模型的干预作为大学生生态价值观培育在国内还是一种全新尝试。本研究考察可持续发展教育对大学生亲环境意愿与行为的影响，实验组参加为期5周的可持续发展教育课程，对照组进行正常的教学活动。结果显示，可持续发展教育课程能显著提升大学生的亲环境意愿与行为，并且干预效果具有一定的长效性。
4.1 可持续发展教育促进大学生亲环境意愿与行为
结果表明，参与5周的教育课程后，实验组的环保努力意愿、环保牺牲意愿与亲环境行为显著提高，这与已有研究一致。例如，Zhao等(2024)的研究表明为期7天的秦岭环境教育实践课程显著提升大学生的废物分类、节水以及参与环境活动等亲环境行为。van De Wetering等(2022)的元分析发现，可持续发展教育明显改善了儿童青少年的态度、亲环境意图与行为倾向。通过可持续发展教育课程，个体能深入理解人类与其他物种间的关系，人与自然的平等互惠关系(Campbell & Gurney, 2024)，生物多样性的重要性，环境可持续的重要性，以及资源可持续发展是为了子孙后代，建立生态系统观，理解生命循环的意义，进而促进亲环境意图与行为。但研究发现亲环境意愿与行为干预的效应量较小，这与Zhao等的研究部分结果一致，可能的原因是行为改变并不是一蹴而就的，课程需要持续一段较长时间，才会带来行为的较大变化。
研究发现，实验组在4周后的追踪数据中其亲环境意愿与行为也有一定程度提升，这与已有研究(Schmäing & Grotjohann, 2021)一致，说明该课程能产生持续性影响，个体在日常生活中会习惯投入更多时间了解环境知识与信息，关注生活中的环境问题，在生活中更加具有道德自律和自觉性，并将其付诸实践。事后访谈发现，大部分被试通过减少用电和用水来改变其生活习惯，如缩短洗澡时间，洗漱时用盆接水，离开教室会关灯等。这与已有研究一致，例如Schmäing和Grotjohann发现环境教育课程对青少年的环境态度与自然联结有显著的长效性提升。然而，本研究与Zakharova等(2021)的结果相悖，可能的原因是，可持续发展教育课程的持续时间是影响其干预效果的重要因素。相较于Zakharova等的短期课程，持续时间较长的教育课程更能促进个体的环保行为(Otto & Pensini, 2017)。因此，培养大学生的亲环境态度与行为，短期教育远远不够，需要将可持续发展教育融入到学校教育体系中，鼓励大学生围绕生态文明建设不断自我教育，从而养成绿色文明的生活习惯。
4.2 可持续发展教育课程的有效性因素
与以往课程相比，本研究在课程方案设计、内容选择、教学方法等方面具有一定创新之处：第一，在课程内容上，以往课程大部分针对环境知识本身进行单一的课堂教学，如给学生提供关于生态学和气候变化的基础知识(邱成梅 等, 2022; Tanrıverdi, 2009; Yucel & Ozkan, 2015)，这些知识更具理论与专业性，对部分学生而言，理解起来较为抽象，且与他们的日常生活相脱节，较难引起他们重视。相比之下，本研究通过了解生态危机相关知识，引导大学生思考危机背后的根源，进而倡导重构人与自然的和谐；在认知层面，引导大学生对人与自然平等关系的认知，构建人与自然平等互惠观(Díaz et al., 2018)；在情感层面，带领大学生置身自然，沉浸自然，感知自然的内在价值，以加深个体与自然的联结；在行为层面，促使他们在日常生活中自觉约束自己的行为，积极践行环保行动。这种从知识到认知、再到情感和行为的干预，不仅重构大学生的环境认知，还能促进其环保行为。第二，在教学方法上，以往研究大多依赖传统的课堂讲授法来传授知识(Edsand & Broich, 2020; Yucel & Ozkan, 2015)，这种方法形式单一，缺乏互动性和体验感。而本研究采用课堂教学与自然体验相结合，组织学生到公园等自然环境中进行短时间的亲身体验，学生能够直接与自然接触，直观感受到自然的美丽、和谐与脆弱。这种体验不仅有助于学生直观理解自然的内在价值、保护自然的重要性以及自然对人类身心的积极效应，还能激发他们对自然的敬畏和爱护之心。与传统课堂教学相比，自然体验法使被试更深刻体验到自然的真实情境，能有效改变人们对自然的认知，强化对自然的情感，从而在内心深处建立起与自然的紧密联系(Zhao et al., 2024)，这种联系不仅有助于提升学生的环保意识，还能促使他们在日常生活中更加积极地参与到环保行动中来。
4.3 局限与展望
课程方案方面。本研究属于探索性研究，课程方案的设计尽管基于可持续发展教育目标与KAP模型，但整合及安排的过程还缺乏一定的理论依据。未来研究应进一步加强设计和理论指导，阐明改善亲环境行为的具体机制，提高干预措施的适用性。同时还需进一步考察哪些具体要素影响教育课程的效果，以提升教学设计的质量，将教育课程应用到更多的地区和群体，并根据实际情况进行调整。此外，课程内容“环境正义信念”尚未考虑到动植物生存权力、不同社会经济状况的国家或人群之间的平等等议题，后续研究需进一步完善。
追踪时间方面。限于现实性因素，教育方案的追踪评估在课程结束后4周进行，间隔时间还不够长。今后研究可考虑延长追踪评估的间隔时间(如6个月)，以充分说明可持续发展教育课程的长效性。此外，鉴于自我报告的行为具有社会赞许性，在未来研究中，需要通过观察实际的环境行为来进一步考察被试行为的改变(Lange & Dewitte, 2019)，以检验可持续发展教育课程的有效性，为教育工作者和政策制定者提供实证依据。
5 结论
可持续发展教育课程能有效促进大学生亲环境意愿与亲环境行为，并且对提升大学生亲环境意愿与行为具有稳定性影响。