پیوندهای مفید
اخبار و اعلانات
آمار
| تعداد نشریات | 43 |
| تعداد شماره‌ها | 1,706 |
| تعداد مقالات | 13,972 |
| تعداد مشاهده مقاله | 33,573,659 |
| تعداد دریافت فایل اصل مقاله | 13,311,814 |
بررسی تحلیل عاملی تأییدی و همسانی درونی مقیاس ارتباط و پیوستگی با طبیعت در دانشجویان (مقیاسی در حوزه‌ی جامعه‌شناسی و روانشناسی محیط زیست) | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| جامعه شناسی کاربردی | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| مقاله 2، دوره 22، شماره 4، دی 1390، صفحه 19-34 اصل مقاله (375.85 K) | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| نوع مقاله: مقاله پژوهشی | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| نویسندگان | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| رحیم بدری گرگری1؛ محمد عباس زاده* 2؛ فاطمه نصیری3؛ مریم حسینی اصل4؛ فیروزه علیزاده اقدم5 | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| 1استادیار گروه روانشناسی دانشگاه تبریز | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| 2استادیار گروه علوم اجتماعی دانشگاه تبریز | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| 3دانشجوی کارشناسی ارشد دانشگاه تبریز | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| 4دانشجوی کارشناسی کارشناسی ارشد دانشگاه تبریز | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| 5دانشجوی کارشناسی ارشد دانشگاه علامه طباطبائی | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| چکیده | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| پژوهش حاضر با هدف بررسی ساختار عاملی پرسشنامه ارتباط با طبیعت (NR- scale) نیسبت و همکاران (2009) با استفاده از رویکرد تحلیل عاملی تأییدی انجام شد. روش این پژوهش از نوع توصیفی – مقطعی است. نمونه‌ی تحقیق،300 نفر از دانشجویان کارشناسی دختر و پسر مشغول به تحصیل در دانشکده‌ی کشاورزی دانشگاه تبریز در سال تحصیلی 1390-1389 بودند که با روش نمونه‌گیری تصادفی طبقه‌ای بر اساس تعداد دانشجویان رشته‌های مختلف کشاورزی انتخاب شدند. برای ارزیابی کفایت مدل از شاخص ریشه دوم برآورد واریانس خطای تقریب، شاخص برازش تطبیقی، ریشه‌ی دوم میانگین مجذورات پسمانده‌های استاندارد شده، شاخص تاکر- لویز، شاخص خوبی برازندگی و شاخص تعدیل یافته خوبی برازندگی استفاده شد. نتایج تحلیل عاملی تأییدی، نشان دهنده‌ی این است که الگوی سه عاملی برازش قابل قبولی با داده‌ها دارد. ضرایب آلفای کرونباخ نیز نشان داد که NR- scale از پایایی قابل قبولی برخوردار است. در مجموع، نتایج پژوهش حاضر به تقویت این ایده منجر شد که مقیاس ارتباط با طبیعت نیسبت و همکاران، یک ابزار روا و پایایی در پیش‌بینی رفتارهای مراقبت از محیط زیست است. | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| کلیدواژه‌ها | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| ارتباط با طبیعت؛ رفتارهای مراقبت از محیط‌زیست؛ تحلیل عامل تأییدی؛ پایایی و ساختار عاملی | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| اصل مقاله | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
مقدمه انسان برای بر طرف کردن نیازهای اساسی خود به ارتباط محیطی که نتیجه‌ی آن رفتار محیطی است، نیازمند است. به همین دلیل، در طول زندگی خود با دو تصمیم اساسی «چگونگی برقراری ارتباط با دیگران و محیط زیست» مواجه است؛ به‌گونه‌ای که روابط وی با دیگران دیر یا زود بر محیط زیست او تأثیر می‌گذارد و در پی آن، تغییر و دگرگونی در محیط زیست و نهایتاً رفتار مطلوب محیطی یا معضلات محیطی ایجاد می شود (کیال و کیال، 1384). در پهنه‌ی جهانی نیز به امر ارتباط با محیط زیست توجه زیادی مبذول شده است؛ حتی در توصیه‌هایی که از اطراف کنفرانس‌های اتحادیه‌های جهانی از طبیعت و منابع آن شده است، سودمندی تعلیم چگونگی ارتباط با محیط زیست برای شهروندان خاطر نشان شده است. یونسکو نیز همواره به عنوان یک سازمان بین‌المللی، آموزش محیط زیست را در رأس فعالیت‌های خود گنجانده است. در ایران نیز اصول موجود در قانون اساسی نشان دهنده‌ی بینش عمیق سیاستگذاران در اهمیت حفظ محیط زیست است. در اصل 50 قانون اساسی به لزوم حفظ محیط زیست و تلقی آن به عنوان وظیفه‌ی عمومی پرداخته شده است و کلیه‌ی فعالیت‌های اقتصادی و غیره که با تخریب یا آلودگی محیط زیست همراه است، ممنوع اعلام شده است (دیبایی و لاهیجانیان، 1388). برای حفظ محیط زیست، ما به اخلاق زیست‌محیطی نیازمندیم؛ اخلاقی که ارتباطات پیچیده و در حال تغییر بین انسان و طبیعت را شناسایی کرده، با حساسیت به آن پاسخ دهد (مایور فدریکو، 1379). به منظور پدیدار شدن چنین اخلاقی، بازنگری در روش‌ها ضروری است. دولت‌ها و سیاستگذاران می‌توانند متولی ایجاد تغییرات و روش‌های جدید در توسعه باشند و این امر ممکن است سبب بهبود اوضاع جهان شود، اما این روش‌ها فقط راه حل‌هایی کوتاه مدت هستند، مگر اینکه آموزش جدیدی به جوانان در جهان داده شود و این امر به ایجاد ارتباطی بین اجتماع و نظام آموزشی نیاز خواهد داشت (محمودی، ویسی، 1384). برخورداری از محیط زیستی سالم و پاک برای هرفردی از اهمیت خاصی برخوردار است. ماهیگیران برای پاکی و آلوده نبودن آب اقیانوس‌ها و دریاها، کشاورزان به خاک‌های غیر سمّی و مصرف کنندگان به تولیدات پاک که به سلامتی آنها آسیب نرساند، اهمیت قائل هستند از این‌رو، می‌توان گفت که داشتن محیط زیستی سالم و مناسب حق همه‌ی مردم جامعه است (توسناگی، مارگارت و جیری[1]، 1994). با وجود این، امروزه انسانها با مشکلات زیست‌محیطی متعدد و فزاینده‌ای مانند گرم شدن زمین، آلودگی هوا و از بین رفتن گونه‌های موجودات زنده روبه‌رو هستند، اما در عین حال، به رفتارهای تخریب کننده‌ی سلامتی سیاره‌ای که در آن زندگی می‌کنند، ادامه می‌دهند. این که رفتارهای بشر به محیط طبیعی آسیب می‌زند، شواهد روشنی دارد. نابودی جنگل‌ها، کویرزایی مناطق وسیعی از سرزمین‌ها و اقیانوس‌ها و کاهش تنوع گونه‌های موجودات زنده و بروز بیماری‌های مختلف ناشی از افزایش دی‌اکسیدکربن در جو زمین، همه با اعمال و فعالیت‌های انسان مرتبط است. علاوه برآن، مشکلات زیست‌محیطی، مانند نبود روش‌های صحیح جمع‌آوری و دفع زباله، مشکل تامین آب آشامیدنی سالم، شبکه‌های جمع‌آوری و تصفیه‌ی فاضلاب‌ها، استقرار نابجای فعالیت‌های مزاحم، آلودگی‌های ناشی از وسایل‌نقلیه و... در کشورهای در حال توسعه، بیشتر به چشم می‌خورد. در آخرین گزارش جهانی که در سال 2010 از وضعیت زیست‌محیطی کشورهای مختلف جهان منتشر شده است رتبه‌ی ایران از لحاظ شاخص‌های زیستی نزول پیدا کرده است. این گزارش نشان می‌دهد ایران از لحاظ شاخص‌های بهداشت و سلامت محیط، انتشار دی‌اکسیدگوگرد، بحران آبی و سرانه‌ی انتشار دی‌اکسیدکربن کاهش امتیاز داشته است (یزدی، جواهریان، و اژدری، 1389). تخریب محیط طبیعی از طریق شیوه‌ی زندگی انسان در کشورهای مختلف به این معنا نیست که انسانها نسبت به محیط زندگی خود نگران نیستند، بلکه بسیاری از انسانها علی‌رغم آگاهی و نگرانی از تخریب محیط زندگی خود، به رفتارهای غیرمسؤولانه خود ادامه می‌دهند (پرکینز[2]، 2010). در زمینه‌ی رفتارهای مراقبت از محیط طیبعی، مدل‌های نظری مختلفی وجود دارد. هریک از این مدل‌ها ترکیب مختلفی از عناصر و مؤلفه‌ها مانند نگرش‌ها، ارزش‌ها و هنجارها را در تبیین رفتارهای نوع‌دوستانه محیط طبیعی مؤثر دانسته‌اند. تئوری کنش منطقی[3] معتقد است که دو متغیر نگرش‌ها و هنجارهای ذهنی تعیین‌کننده‌ی رفتار مراقبت محیطی است. نگرش نسبت به یک رفتار، ارزیابی شخص از رفتار معینی است. این نگرش‌ها به‌وسیله‌ی باور شخص درباره‌ی پیامدهای ناشی از اجرای یک رفتار و پاسخ هیجانی و عاطفی فرد نسبت به این پیامدها تعیین می‌شوند. این تئوری معتقد است که تصمیم شخص برای انجام رفتارهای نوع‌دوستانه محیطی در حالتی افزایش می‌یابد که نگرش او نسبت به رفتار مطلوب باشد. در این تئوری، هنجارها مؤلفه‌ای اجتماعی و در واقع فشار اجتماعی تصوری و ادراکی فرد برای انجام یا ترک‌رفتار هستند. این مدل نظری فرض می‌کند که اگر هنجارهای ذهنی نسبت به رفتار نوع‌دوستانه محیطی مطلوب باشند قصد و تصمیم شخص برای اجرای رفتار افزایش می‌یابد )کوردانو، ولکامر، شرر و دیگران[4]، 2010). مدل نظری دیگر برای تبیین رفتارهای نوع‌دوستانه محیطی مدل برانگیختگی هنجار شوارتز[5] (1994) است. در این مدل سه عامل پیشایند؛ یعنی آگاهی از پیامدها، احساس مسؤولیت شخصی و و هنجارهای شخصی در رفتار مراقبت محیطی مؤثرند. این مدل را از آن جهت برانگیختگی هنجار می‌نامند که آگاهی از پیامدهای آسیب‌زای بالقوه و احساس مسؤولیت شخصی موجب فعال شدن هنجارهای شخصی فرد می شود و آنها نیز موجب رفتار می شوند. تئوری هنجارها- باورها – ارزش‌ها[6] نیز معتقد است که رفتار نوع‌دوستانه محیطی از طریق فعال شدن «هنجارهای کمک» رخ می‌دهد. این نرم‌ها یا هنجارها از سه عامل ارزش‌های شخصی، احساس تهدید نسبت به ارزش‌ها، و باور فرد مبنی بر توانایی خود برای کاهش این تهدیدها ناشی می‌شوند. تفاوت این مدل با مدل برانگیختگی هنجار در این است که مدل برانگیختگی هنجار، تنها بر ارزش‌های نوع‌دوستانه تأکید می‌کند، در حالی که تئوری هنجارها- باورها – ارزش‌ها، سایر ارزش‌ها را نیز در بر می‌گیرد و همچنین در این تئوری باورهای مرتبط فرد مستقیماً ارزیابی کننده هستند (استرن، دیتز، کالف[7]، 1995). مالونی، وارد و بروکت[8] (1973) روان‌شناسان و جامعه‌شناسان را به چالش کشیدند تا مسایل و مشکلات محیطی انسانها را با عوامل روان‌شناختی و اجتماعی تبیین کنند نه با اصطلاحات تکنولوژیک. پژوهشگران در پژوهش‌های مختلف برای تبیین این رفتار انسانها؛ یعنی دلایل عدم رعایت جنبه‌های حفاظت از محیط زیست، این مدل‌های نظری و عوامل مختلفی مانند انگیزش، نگرش‌ها، ارزش‌ها و عقاید را بررسی کردند (آلن و فراند[9]، 1999 و نوردلند و گارویل[10]، 2002). رضوانی (1384) در پژوهشی با عنوان بررسی رابطه بین دانش زیست‌محیطی و نگرش‌ها با رفتارهای محافظت از محیط نشان داد که دانش کسب شده از موضوع‌های محیطی به افزایش رفتارهای محافظت از محیط منجر می‌شود. همچنین، ارتباط بین نگرش انسان مدارانه و رفتارهای محافظت از محیط مثبت معنادار به‌دست آمد و بین نگرش انسان مدارانه با بی تفاوتی نسبت به محیط رابطه‌ای معنادار به‌دست نیامد. از طرف دیگر، نتایج بیانگر آن بود که بین نگرش محیط مدارانه با رفتارهای محافظت از محیط رابطه‌ی معنادار مثبت و با بی‌تفاوتی نسبت به محیط رابطه معنادار منفی وجود داشت. کریم زاده رضائیه (1382) در پژوهش خود با عنوان عوامل اجتماعی مؤثر بر رفتارهای زیست -محیطی، نقش عوامل مختلفی مانند پایگاه اجتماعی اقتصادی شهروندان ارومیه، ارزش‌های زیست - محیطی و دانش زیست - محیطی را بر نگرش زیست - محیطی بررسی کرد. نتایج این پژوهش نشان داد هریک از ارزش‌ها و دانش نقش مهمی در نگرش زیست محیطی شهروندان دارد. محمدرضایی و اسکافی (1384) در تحقیقی با عنوان موانع و راهکارهای مشارکت کارکنان در سیستم مدیریت محیط زیستی به این نتیجه می‌رسند که سطح پایین فرهنگ سازمانی، تعهد، توانایی و شناخت کارکنان، تباین میان ارزش‌های سازمان و ارزش‌های کارکنان، نارضایتی شغلی آنان و سبک سنتی مدیریت سازمان، از مهمترین موانع مشارکت کارکنان در سیستم مدیریت محیط زیستی آن به شمار می‌رود. بسیاری از پژوهشگران رابطه‌ی متغیرهای پیش‌بینی کننده‌ی مختلف، عشق و علاقه به طبیعت با نگرش و رفتار نسبت به آن را بررسی کردند (ایزلر، ایزلر، یوشیدا[11]، 2003؛ نونی، وودروم، هوبان و کلیفورد[12]، 2003؛ رامانیاح، کلوم و شارپ[13]، 2000). در این میان، اخیراً بررسی‌هایی در زمینه‌ی ماهیت رابطه‌ی انسان با طبیعت و تأثیرات آن روی اخلاق طبیعی، به‌ویژه رفتارهای جامعه پسند محیطی انجام گرفته است. مایر و فرانتز (2004) به این نتیجه رسیدند که افرادی که گزارش کننده‌ی احساس ارتباط و پیوستگی بیشتری با طبیعت هستند، تمایل دارند تصمیماتی بگیرند که به محیط کمک کند. نتایج آنها همچنین نشان داد که رفتار خودگزارشی مراقبت از محیط طبیعی، بهتر از نگرش محیطی پیش‌بینی کننده‌ی رفتارهای واقعی مراقبت از محیط است و به‌عبارت دیگر، رفتارهای خودگزارش شده، پیش‌بینی‌کننده‌ِی رفتارهای واقعی و دوستانه با محیط است. استرن، دیتز، و کالف[14] (1993) در پژوهش خود نتیجه گرفتند که انگیزه برای رفتار مراقبت و توجه نسبت به محیط طبیعی، از ترکیبی از عوامل مربوط به جهت‌گیری ارزشی خود پرستی، نوع دوستانه- اجتماعی و زیستی محور ناشی می‌شود. علی‌رغم نقش هر سه نوع جهت‌گیری ارزشی در پیش‌بینی رفتار محیطی، اما تنها جهت‌گیری خود دوستی یا خود مداری موجب تمایل به پرداخت کمک مالی برای حفاظت محیط زیست می‌شود. دیویس، گرین و رید (2008) در تحقیق خود این سؤال را مطرح می‌کنند که آیا درک افراد از اتکای متقابلشان با محیط طبیعی، رفتار محیطی آنها را تحت تأثیر قرار می‌دهد؟ این محققان از دیدگاه تئوری اتکای متقابل[15]مقیاسی را برای سنجش تعهد به محیط طبیعی ارائه می‌دهند. مطالعه‌ی آنها نشان داد که سطح بالای تعهد به طبیعت، رفتارهای مثبت به نفع طبیعت را باعث می‌شود؛ یعنی هر چه تعهد افراد نسبت به طبیعت بیشتر بود، نسبت به طبیعت رفتارهای مثبتی داشتند. نتیجه‌ای که از این تحقیق به دست آمد، این بود که تعهد نسبت به طبیعت، چهارچوب تئوریک جدیدی است که شیوه‌ی رفتار محیطی افراد را پیش‌بینی می‌کند. با وجود پژوهش‌های مختلف، هنوز این مسأله روشن نیست که چه عواملی سبب می‌شود فرد رفتار جامعه پسندانه حفظ و مراقبت از محیط زیست را انجام دهد (پرکینز، 2010). برای چندین دهه، دانشمندان علوم اجتماعی انگیزه‌ی افراد برای درگیر شدن در رفتارهای نوع‌دوستانه محیطی را بررسی کرده‌اند. در رویکرد روانشناسی محیطی برای ارتقای رفتارهای مراقبت از محیط، بر ارتباط انسان با طبیعت؛ یعنی تمایلات عاطفی، عشق ذاتی و درونی تأکید می‌شود. ارتباط و پیوستگی با طبیعت، عبارت از این است که افراد تا چه اندازه خودشان را جزئی از طبیعت می‌دانند. متأسفانه بیشتر انسانها تمایل دارند جهان را بر اساس یک ویلسون[17] (1993) با طرح فرضیه‌ی بیوفیلیا[18] معتقد بود که انسانها برای تعلق و ارتباط، به سایر موجودات زنده نیاز درونی دارند. بر اساس این نظریه، انسانها به صورت ناهشیار می‌کوشند با بقیه‌ی موجودات، بهترین تمایلات عاطفی را شکل دهند و این پایه و اساس انگیزه‌ی ما برای مراقبت و محافظت از محیط را فراهم می‌کند. شواهد عشق و علاقه‌ی انسانها به موجودات زنده را می‌توان در رغبت و علاقه‌ی انسان به طبیعت، مناظر طبیعی، پرورش گیاهان در منزل و نگهداری حیوانات مشاهده کرد (اولریچ[19]، 1993). شولتز (2000) نیز رابطه‌ی هیجانی ذاتی با طبیعت را به عنوان احترام به زندگی تعریف می‌کند و معتقد است این تجربه‌ی احترام، یک نگرش مراقبت خلّاق و عمیق را به‌وجود می‌آورد که نهایت کوشش انسانی و اساس همه‌ی سیستم‌های اخلاقی است. این احترام انسان برای دنیای طبیعی موجب بروز هیجان حیرت و شگفتی در رویارویی با پیچیدگی طبیعت می‌شود. بر اساس دیدگاه وی، این هیجان‌های پایدار همراه با ارزش قایل شدن بیشتر برای طبیعت، موجب احساس مسؤولیت اخلاقی در برابر طبیعت می‌شود. بر اساس دیدگاه برخی از روان‌شناسان محیطی، مشکلات زیست - محیطی هنگامی ایجاد شد که افراد خودشان را جدا و متمایز از دنیای پیرامونی خودشان در نظر گرفتند. آنها ریشه‌ی این مشکلات بشر را در احساس مدرن و جدید انسان از خود دانستند. بنابراین مشکلات محیطی هنگامی آشکار شد که افراد احساس پیوستگی، ارتباط و همگامی با محیط طبیعی را نداشتند (فرانتز، مایر، نورتون و راک[20]، 2005). جودیت پلانت ( به نقل از رحمانی و مجیدی، 1388) نیز بر این باور است که جامعه‌ی غربی پیش از دوران صنعتی، از استعارههای ارگانیک مادر طبیعت و مادر زمین استفاده کرد تا خود، جامعه و طبیعت را شرح دهد. این استعاره‌ها به‌عنوان منبع قدرتمندی برای آنچه آنها وظیفه‌ی اخلاقی خود می‌دانستند تا از محیط زیست مراقبت و حمایت نمایند، در نظر گرفته می‌شد، زیرا زمین به عنوان موجودی زنده شناخته می‌شد. انقلاب علمی روشنگری این استعارههای ارگانیک را با استعارههای مکانیک جایگزین کرد. جهان دیگر به‌عنوان یک ارگانیسم زنده شناخته نمی‌شد بلکه به‌عنوان یک ماشین در نظر گرفته می‌شد، و طبیعت منبعی برای استفاده بشری بود. در واقع، می‌توان گفت این مشکلات هنگامی بیشتر شد که انسان در مفهوم مدرن خود، خودش را به عنوان عضو ساده‌ای از محیط طبیعی گسترده ندانسته، نوعی حالت برتری نسبت به طبیعت را در خود احساس نمود. پژوهش‌های مختلف نیز نقش ارتباط با طبیعت بر رفتارهای جامعه پسند محیطی را تأیید کردند. کالس، شوماچر و مانتادا[21] (1999) نشان دادند ارتباط با طبیعت 25تا 39 درصد رفتارهای حفاظت از محیط زیست را پیش‌بینی می‌کند. مایر و فرانتز[22](2004) نیز روشن کردند که بین ارتباط و پیوستگی با طبیعت و رفتارهای محیطی همبستگی مثبتی وجود دارد. دوتچر، فینلی، لولاف و جانسون[23] (2007) نیز به این نتیجه رسیدند که ارتباط با طبیعت، 10 درصد واریانس رفتارهای محیطی را تبیین می‌کند. کلایتون[24] (2003) نیز نشان داد که شاخص‌های هویت محیطی، با رفتارهای مسؤولانه در مقابل محیط زیست، مانند همکاری با سازمان‌ها و نهادهای محیط زیست همبستگی مثبتی دارد. علی رغم این گرایش به طبیعت در انسانها، مانعی که هم اکنون وجود دارد، این است که ابزاری برای ارزیابی تفاوت‌های فردی در میزان ارتباط انسانها با طبیعت وجود ندارد (ساندرز[25]، 2003). برای این منظور، مقیاس جامعی توسط نیسبت، زلنسکی و مورفی[26](2009) ساخته شده است. آنها در چهارچوب نظری این ابزار، سازه‌ی ارتباط با طبیعت[27] را برای توصیف سطوح فردی ارتباط افراد با دنیای طبیعی مطرح نمودند. در دیدگاه آنها، مفهوم پیوستگی یا ارتباط با طبیعت، شامل احساس اهمیت فرد برای موجودات زنده‌ی دیگر بر روی زمین و درک ارتباط زندگی انسانها با آنهاست. آنها معتقدند که پیوستگی با محیط یک شبه صفت است؛ یعنی در گذر زمان و در میان موقعیت‌ها نسبتاً ثابت بوده، اما کاملاً تثبیت شده نیست. این پرسشنامه، مقیاسی خودگزارش‌دهی است که برای ارزیابی روابط عاطفی، شناختی و جسمانی افراد با دنیای طبیعی طراحی شده است. این مقیاس از سه مؤلفه ساخته شده است. مؤلفه‌ی احساس خود در ارتباط با طبیعت[28]، دیدگاه و دورنمای جهانی نسبت به طبیعت[29] و تجربه‌ی فیزیکی[30] در ارتباط با طبیعت. مؤلفه‌ی احساس خود، به این اشاره می‌کند که افراد تا چه اندازه با محیط طبیعی همانند سازی می‌کنند. عامل دیدگاه و دورنما شاخصی است که نشان می‌دهد تا چه اندازه رابطه‌ی شخصی فرد با محیط در نگرش‌ها و رفتارهای وی نشان داده می‌شود، و سرانجام عامل تجربه، دلبستگی به محیط و کشش عملی افراد نسبت به طبیعت را در بر می‌گیرد. شخصی که با طبیعت و دنیای طبیعی احساس ارتباط و دلبستگی می‌کند، احساس خود گسترده‌ای دارد که شامل موجودات زنده‌ی غیرانسانی است و آن به علاقه به موجودات زنده و طبیعت منجر می‌شود. در مقابل، افرادی که احساس ارتباط و دلبستگی کمتری با طبیعت دارند، برای موجودات زنده ارزش کمتری قایل می‌شوند. این مقیاس می‌تواند پیش‌بینی‌کننده‌ی مهم نگرش‌ها، باورها، علایق و رفتارهای محیطی باشد (نیسبت و همکاران، 2009). هدف مطالعه‌ی حاضر، فراهم آوردن شواهدی در خصوص تغییرناپذیری ساختاری پرسش‌های مقیاس ارتباط و پیوستگی با طبیعت از طریق تحلیل عاملی تأییدی و همسانی درونی آن است. تحلیل عاملی تأییدی به خاطر انعطاف پذیری و توانایی که در کمّی کردن میزان برازش مدل با داده‌ها دارد، روشی ایده‌آل برای آزمون تغییرناپذیری ساختاری آزمون‌ها است. در واقع، این پژوهش به دنبال پاسخگویی به این سؤال است که آیا ساختار عاملی و همسانی درونی سؤال‌های مقیاس ارتباط با طبیعت که توسط نیسبت و همکاران (2009) به‌دست آمده است، در نمونه‌ی دانشجویان ایرانی، تکرار و تأیید می‌شود؟ به عبارت دیگر، هدف ما تعیین روایی سازه‌ی درونی و پایایی مقیاس ارتباط با طبیعت است.
روش جامعه‌ی‌آماری، نمونه و روش نمونه‌گیری جامعه‌ی‌آماری این پژوهش را دانشجویان دانشکده‌ی کشاورزی دانشگاه تبریز تشکیل می‌دادند. بر اساس جدول تعیین حجم نمونه‌ی مورگان و کریج سی (به نقل از کیامنش، 1374) 300 نفر دانشجو از رشته‌های مختلف تحصیلی دانشکده با روش نمونه‌گیری تصادفی طبقه‌ای نسبتی انتخاب شدند. در این روش، حجم نمونه بر اساس تعداد دانشجویان رشته‌های مختلف کشاورزی انتخاب شد. در نهایت، با ریزش سه پرسشنامه 297 آزمودنی از نظر آماری تجزیه و تحلیل شد. 5/57 درصد افراد نمونه، دانشجویان پسر و 5/42 درصد نیز دانشجویان دختر بودند.
ابزار مقیاس ارتباط با طبیعت به‌وسیله نیسبت و همکاران (2009) تهیه شده است. در این پژوهش، ابتدا پرسشنامه به فارسی ترجمه و به دنبال آن از دو متخصص زبان انگلیسی درخواست شد که آن را به انگلیسی برگردانند. تفاوت موجود بین نسخه‌های انگلیسی و فارسی ارزیابی شد و از طریق «فرایند مرور مکرر» این تفاوت‌ها به حداقل ممکن کاهش یافت. بر این اساس، مترادف معنایی دو نسخه‌ی فارسی و انگلیسی به دقت بررسی گردید. به دنبال آن چند نفر از اعضای هیأت‌علمی روایی محتوا و تطابق فرهنگی این پرسشنامه را تأیید کردند. این مقیاس شامل سه خرده مقیاس احساس خود، دورنما و دیدگاه جهانی نسبت به طبیعت و تجربه‌ی فیزیکی در ارتباط با طبیعت و 21 گویه در طیف لیکرت است. شیوه‌ی پاسخگویی آزمودنی‌ها به هر یک از مواد پرسشنامه به این صورت بود که آزمودنی‌ها هریک از گویه‌ها را مطالعه کرده، در یک طیف کاملاً مخالفم (1) تا کاملاً موافقم (5) احساسات خود را در مورد طبیعت، مشخص نمودند (جدول1).
جدول1- گویه‌های مربوط به هریک از مؤلفه‌های سه‌گانه‌ی ارتباط با طبیعت
روش اجرا هدف این مطالعه گزارش روایی و پایایی پرسشنامه‌ی ارتباط با طبیعت است. به منظور بررسی روایی و پایایی این ابزار، به ترتیب از مدل‌های تحلیل عاملی تأییدی و ضرایب آلفای کرونباخ استفاده شد. در تحلیل‌های عاملی تأییدی، که هدف پژوهشگر تأیید ساختار عاملی ویژه‌ای است، در باره‌ی تعداد عامل‌ها به‌طور آشکار فرضیه‌ای بیان می‌شود و برازش ساختار عاملی مورد نظر در فرضیه با ساختار کوواریانس‌های اندازه‌گیری شده آزمون می‌گردد (سرمد، بازرگان و حجازی، 1383). یافته‌های پژوهش میانگین نمره‌ها برای سه زیر مقیاس و نمره‌ی کل دانشجویان دختر و پسر برای پژوهش حاضر در جدول 2 آمده است.
جدول2- میانگین و انحراف نمره‌های مقیاس ارتباط با طبیعت و خرده مقیاس‌های آن به تفکیک جنسیت دانشجویان
در این پژوهش، تحلیل عاملی تأییدی به کمک نرم‌افزار AMOS نسخه18 انجام گرفت. در این بخش انواع الگوهای احتمالی عامل‌ها با توجه به مبانی نظری و پیشینه‌ی مطالعات انجام شده در گذشته بررسی شده‌اند. مقایسه‌ی الگوها بر اساس شاخص‌های نیکویی برازش انجام شده است. بر این اساس، اگر (χ2/df) کوچکتر از دو، شاخص‌های CFI، TLI بزرگتر از 90/0 و شاخص RMSEAکوچکتر از05/0 باشند، نشان دهنده‌ی برازش مناسب و مطلوب است. الگوی 1 : این مدل مطابق با الگوی اصلی نیسبت و همکاران (2009) انجام شد؛ یعنی سه عامل که در آن هریک از پرسش‌ها در یکی از عوامل قرار می‌گیرد. چنانکه در جدول 9 مشاهده می‌شود، شاخص‌های به دست آمده برای این مدل عبارتنداز: (835/0CFI=، 807/0TLI=،95/413AIC= و 049/0 RMSEA=، 55/2= df / ). چنانکه ملاحظه می‌شود، مقادیر شاخص‌ها نشان دهنده‌ی نداشتن برازش الگوست. الگوی 2 : در این مدل مطابق الگوی اصلی؛ یعنی سه عامل برای ارتباط با طبیعت عمل شد، اما به دلیل این که بارهای عاملی چهار سؤال 9، 15، 16و 17 معنادار نبود، آنها حذف شدند. حذف این سؤال موجب شد که خی دو مدل به 45/202 کاهش یابد، اما بررسی شاخص‌های مختلف نشان داد که این مدل نیز از برازش خوبی برخوردار نیست. الگوی 3: بررسی خروجی‌های AMOS نشان داد که با آزاد کردن یکی از خطاها می‌توان به میزان زیادی مقدار شاخص‌ها را بهبود بخشید. بنتلر و چو (1987) و بنتلر (1988) نیز خاطر نشان کرده‌اند که ویژگی ناهمبسته بودن کلیه‌ی خطاها در یک مدل بندرت با داده‌های واقعی متناسب است. بنابراین، الحاق چنین خطاهایی در مدل‌های تحلیل عامل تأییدی، نه تنها به اعتبار عاملی پرسشنامه لطمه‌ای نخواهد زد، بلکه بازنمایی واقع گرایانه‌تری را از داده‌های مشاهده شده فراهم می‌کند. بنابراین، تصمیم گرفته شد از این روش نیز برای برازش دادن بهتر مدل تحلیل عامل تأییدی این پرسشنامه استفاده شود. همان‌گونه که از داده‌های جدول 3 مشخص می‌شود، مدل3 بر دو مدل قبلی برتری دارد. شاخص‌های برازندگی تطبیقی (CFI)، برازندگی نسبی (RFI) دارای دامنه‌ی صفر تا یک هستند، هر یک برازندگی الگو را از وجه خاصی می‌سنجند و هر چه اندازه‌ی آنها به یک نزدیکتر شود، بر برازندگی مطلوب‌تر الگو دلالت دارند. مدل سوم با توجه به این شاخص‌ها بر مدل‌های دیگر برتری دارد. از طرف دیگر، مجذور کای مدل 3 از مجذور کای دو مدل دیگر کوچکتر است. بر مبنای شاخص RMSEA نیز مدل سوم برازنده‌تر است. این شاخص هر چه کوچکتر باشد، از برازش بالاتر مدل حکایت می‌کند و بالأخره ملاک اطلاعات آکایکی(AIC) نیز هرچه کوچکتر باشد، بر برازش مناسبتر مدل دلالت می کند. بر مبنای این ملاک نیز الگوی سوم برازنده‌تر است.
جدول 3- مقایسه‌ی مدل‌های مختلف بر اساس شاخص‌های نیکویی برازش
* خی دو، CFIشاخص برازندگی تطبیقی، RFIشاخص برازندگی نسبی، AICملاک اطلاعات آکایکی، RMSEA ریشه‌ی خطای میانگین مجذورات تقریب.
شکل1- الگوی اندازه‌گیری پرسشنامه‌ی ارتباط با طبیعت
بیضی‌ها، متغیر های مکنون یا عامل‌ها، و مستطیل‌ها مواد پرسشنامه‌ی ارتباط با طبیعت را نشان می‌دهد. پیکان‌های یکسویه از بیضی‌ها به مستطیل‌ها نشان می‌دهد که گویه‌ها روی کدام عامل بار می‌گیرند و ارزش‌های نوشته شده روی پیکان‌ها، آن میزان از واریانس گویه‌ها را که از سوی عامل قابل توضیح است، نشان می‌دهد. پیکان‌های کوچک واریانس باقیمانده(خطا) را نشان می‌دهد که به‌وسیله‌ی عامل تبیین نمی‌شود. پیکان‌های دوسویه، همبستگی میان عامل‌ها را نشان می‌دهد. شکل 1 و جدول 4، بارهای عاملی برآورد شده الگوی سوم پرسشنامه‌ی ارتباط با طبیعت را نشان می‌دهد. در تحلیل عاملی تأییدی، مقادیر بارهای عاملی با توجه به وزن‌های بتا نشان داده می‌شوند (شوماکر و لوماکس، 1996). تمام بارهای عاملی الگوی سوم تحلیل عاملی پرسشنامه ارتباط با طبیعت، معنادار به دست آمدند (05/0 P<).
جدول4- مقایسه‌ی بارهای عاملی تحلیل عاملی تأییدی پرسشنامه‌ی ارتباط با طبیعت در نسخه‌ی ایرانی با فرم اصلی*
* نتایج فرم اصلی در داخل پرانتز آورده شده است
برای بررسی پایایی پرسشنامه ارتباط با طبیعت از ضریب آلفای کرونباخ استفاده شد. ضریب آلفای کرونباخ کل پرسشنامه 72/0 و برای خرده مقیاس احساس خود در ارتباط با طبیعت (همانند سازی شده درونی خود با طبیعت) برابر با 69/0، خرده مقیاس دیدگاه جهانی نسبت به طبیعت برابر با 74/0 و خرده مقیاس تجربه‌ی فیزیکی طبیعت 66/0 به‌دست آمد (جدول4).
جدول 4- همسانی درونی پرسشنامه‌ی ارتباط با طبیعت نیسبت و همکاران(2009) در دانشجویان ایرانی
بحث زمانی که یک ابزار از زبانی به زبان دیگر ترجمه می‌شود، باید ویژگی‌ها و کیفیت اندازه‌گیری آن مطالعه شود. به لحاظ تاریخی، ارزیابی کیفیت اندازه‌گیری یک ابزار، در نظریه‌ی کلاسیک آزمون ریشه دارد. با این حال، برخی از جنبه‌های کیفیت اندازه‌گیری فراتر از حوزه و گستره‌ی سنتی نظریه‌ی کلاسیک آزمون قرار دارد. خوشبختانه، پیشرفت‌های نسبتاً جدید در حوزه‌ی تکنیک‌های تحلیلی، بررسی این مسائل را بسیار سهل و آسان کرده است. مسأله‌ی خاصی که در این پژوهش مطالعه شده، آزمون تغییر ناپذیری ساختاری پرسشنامه ارتباط با طبیعت با استفاده از تحلیل عاملی تأییدی در نمونه‌ی دانشجویان ایرانی است. روایی سازه‌ی این ابزار که از طریق تحلیل عاملی تأییدی صورت گرفت، مؤید الگوی نظری زیر ساز این ابزار است. به عبارت دیگر، همان‌گونه که نیسبت و همکاران (2009) فرض کردند، ساختار عاملی ارتباط با طبیعت سه عاملی است و این عوامل شامل احساس خود در ارتباط با طبیعت، دیدگاه جهانی به طبیعت و تجربه‌ی فیزیکی طبیعت هستند. تفاوتی که در تحلیل عاملی تأییدی انجام گرفته با فرم اصلی دارد، در این است که در مقیاس ترجمه شده به فارسی چهار گویه به دلیل بار عاملی کمتر (گویه‌ی 9 ازخرده مقیاس احساس خود با طبیعت، گویه‌ی 15 از خرده مقیاس دیدگاه جهانی به طبیعت و گویه‌های 16 و 17 از خرده مقیاس تجربه‌ی فیزیکی طبیعت) حذف شدند. مقایسه‌ی گویه‌های حذف شده در خرده مقیاس‌های احساس همانند سازی شده خویش با طبیعت (گویه‌ی 9) و خرده مقیاس دیدگاه جهانی نسبت به طبیعت (گویه‌ی 15) در این پژوهش با فرم اصلی به خوبی نشان می‌دهد (جدول3) که این دو گویه در فرم اصلی نیز پایین‌ترین بار عاملی را در میان گویه‌ها داشتند (39/0 و 17/0)، اما گویه‌های 15 و 16 به ترتیب با این مضمون «تصور کردن زندگی در جنگل به دور از تمدن بشری برایم وحشتناک است» و « بهترین مکان برای من به منظور تعطیلات، جایی است که حالت دست نخورده و طبیعی دارد» در فرم اصلی دارای بار عاملی بالاتری بودند، اما در این پژوهش بار عاملی معناداری نبوده، از خرده مقیاس تجربه فیزیکی طبیعت دانشجویان ایرانی حذف شدند. به نظر می‌رسد در نسخه‌ی فارسی باید اصلاحاتی در این دو گویه انجام شود. یافته‌ی دیگر پژوهش حاضر نشان داد که این مقیاس دارای همسانی درونی نسبتاً مناسبی است. مقایسه‌ی ضرایب به دست آمده در این پژوهش، با مطالعه‌ی نیسبت و همکاران (2009) نشان می‌دهد که پایایی محاسبه شده برای کل مقیاس و پایایی خرده مقیاس‌ها پایین‌تر است. جنبه‌ی کاربردی پژوهش حاضر، این است که هم‌اکنون تخریب مداوم محیط طبیعی به حالت فاجعه‌آمیزی رسیده است و این فاجعه از تأثیرات انسان بر روی اکوسیستم‌های آسیب‌پذیر و منابع طبیعی تجدید ناپذیر ناشی شده است. در این میان، تهیه‌ی ابزاری که بتواند رابطه و جهت‌گیری انسان نسبت به طبیعت را اندازه بگیرد، گام مهمی در جهت فراهم نمودن شرایط برای حفاظت از محیط زیست می‌تواند باشد، زیرا اصول اخلاقی محیطی و رفتارهای جامعه پسند و نوع‌دوستانه‌ی محیطی از طریق قلب، عشق، علاقه و ارتباط هیجانی با طبیعت کنترل می‌شود. استفاده از این ابزار در مطالعات و ارزیابی رفتارهای مراقبت زیست محیطی شهروندان می‌تواند مؤثر باشد. از طرف دیگر، این ابزار در مقایسه با ابزارهای دیگر مانند مقیاس ارتباط با طبیعت[31] مایر و فرانتز (2004)، مقیاس الگوی بوم شناختی جدید[32] دونلاپ، ونلیر، مرتیگ و جونز[33] (2000) و سایر مقیاس‌ها، مانند مقیاس عشق و مراقبت از محیط[34] (پرکینز، 2010) در این است که این مقیاس سازه‌های متمایز و جامعتری را علاوه بر سازه‌های هیجانی، مانند سازه‌ی خود محیطی (اتحاد و یکپارچگی و همانند سازی انسان با محیط) و سازه‌ی شناختی دیدگاه جهانی نسبت به طبیعت که در آموزش‌های محیط زیست و تغییر رفتار شهروندان مؤثرتر هستند، اندازه‌گیری می‌کند. از طرف دیگر، با توجه گزارش‌های جهانی مبنی بر کاهش رتبه‌ی ایران از لحاظ شاخص‌های زیستی، مانند انتشار دی اکسید گوگرد، بحران آبی، سرانه‌ی انتشار دی اکسید کربن توجه به عوامل روان‌شناختی و اجتماعی مشکلات محیطی انسانها به جای عوامل تکنولوژیک از اهمیت افزونتری برخوردار است. لذا تهیه‌ی مقیاس ارتباط و پیوستگی با طبیعت که ارزیابی کننده‌ی روابط عاطفی، شناختی و جسمانی افراد با دنیای طبیعی می‌تواند باشد، در آموزش رفتارهای نوع‌دوستانه‌ی محیطی مفید است. به رغم نیاز به مطالعات بیشتر، امید است که ابزار ارتباط با طبیعت بتواند برای پژوهشگرانی که به مطالعه‌ی رفتارهای مسؤولانه در مقابل محیط زیست علاقه‌مند هستند یک ابزار مفیدی باشد. برای این منظور، پرسشنامه‌ی ارتباط با طبیعت به طور کامل در متن مقاله آورده شده است. محققان می‌توانند از آنها برای بررسی نقش ارتباط با طبیعت در پیش بینی رفتارهای حفاظت از محیط زیست و سایر رفتارهای جامعه پسند محیطی و یا بر عکس آن؛ یعنی رفتارهای تخریب کننده‌ی محیطی در جامعه‌ی ایران استفاده کنند. ذکر این نکته لازم است که برخی از محدودیت‌های پژوهش حاضر، تعمیم پذیری نتایج را با محدودیت مواجه می‌کند. نتایج حاضر همچون بسیاری از مطالعات دیگر، ممکن است به دلیل محدود بودن نمونه‌ی آماری به دانشجویان و استفاده از ابزار خود گزارش دهی، به جای مطالعه‌ی رفتار واقعی و تمایل مشارکت کنندگان به استفاده از شیوه‌ی کسب تأیید اجتماعی و اجتناب از بدنامی با مشکلاتی در تعمیم یافته‌ها مواجه سازد. [1]Toth Nagy, Margaret, Jiri [2] Perkins [3] the theory of reasoned action [4]Cordano, Welcomer, Scherer, et al. [5] Schwartz’s norm activation model [6] the values-beliefs-norms theory [7] Stern, Dietz, Kalof, et al. [8] Maloney, Ward, & Braucht [9] Allen & Ferrand [10] Nordlund, & Garvill [11] Eisler, Eisler, & Yoshida [12] Nooney, Woodrum, Hoban [13] Ramanaiah, Clump, & Sharpe [14]Stern, Dietz, & Kalof [15] Interdependence Theory [16] Schultz [17]Wilson [18] the biophilia hypothesis [19] Ulrich [20] Frantz, Mayer, Norton & Rock [21] Schumacher, & Montada [22] Mayer, & Frantz [23] Dutcher, Finley, Luloff, & Johnson, [24] Clayton [25] Saunders [26] Nisbet, Zelenski, & Murphy [27]nature relatedness [28] The NR-Self [29] The NR-Perspective [30] The NR-Experience [31] Connection to Nature scale [32] The New Ecological Paradigmscale (NEP) [33] Dunlap, Van Liere, Mertig& Jones [34] Love and Care for Nature (LCN) scale. | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
| مراجع | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
1- دیبایی، شادی و لاهیجانیان، اکرم الملوک. (1388). «بررسی برنامه های درسی مقطع راهنمایی با تأکید بر محورهای آموزش محیط زیست»، علوم محیطی، ش3، 177-184. 2- رحمانی، بیژن، و مجیدی، بتول. (1388). «عوامل مؤثر بر مشارکت زنان در حفظ محیط زیست شهری با تأکید برنگرش اکوفمینیستی»، فصلنامه جغرافیایی آمایش، ش 7، 16-38. 3- رضوانی، نعیمه. (1384). بررسی رابطه بین دانش زیست محیطی و نگرش‌ها با رفتارهای محافظت از محیط، پایان نامه‌ی کارشناسی ارشد، تهران: دانشگاه شهید بهشتی. 4- سرمد، زهره؛ بازرگان، عباس؛ حجازی، الهه. (1383). روش‌هایتحقیقدرعلومرفتاری، تهران: انتشارات آگاه. 5- کیال، مهسا و کیال، مهرنوش. (1383). حقوقمحیطزیستدرمنظرقانوناساسی، مجموعه مقالات نخستین همایش حقوق محیط زیست ایران، تهران: برگ زیتون. 6- کریم زاده رضائیه، سارا. (1389). بررسی عوامل اجتماعی مؤثر بر رفتارهای زیست محیطی، تهران: دانشگاه پیام نور. 7- کیامنش، علیرضا. (1374). ارزیابی آموزشی، تهران: انتشارات پیام نور. 8- محمدرضایی، شهریار؛ اسکافی، فردین. (1384). «موانع و راهکارهای مشارکت کارکنان در سیستم مدیریت محیط زیستی شرکت ایران خودرو»، Top of Form محیط شناسی، 113-122. 9- محمودی، حسین و ویسی، هادی. (1384). «ترویج و آموزش محیط زیست؛ رهیافتی در حفاظت اصولی از محیط زیست»، علوم محیطی، ش 8، 57-64. 10- یزدی، محمد؛ جواهریان، زهرا؛ و اژدری، افسون. (1389). «تحلیل و بررسی شاخص های عملکرد زیست محیطی کشوره»، فصلنامه علمی محیط زیست، ش48، 46-57. 11- Allen, J. B., & Ferrand, J. L. (1999). Environmental locus of control, sympathy, and proenvironmentalbehavior: A test of Geller’s actively caring hypothesis. Environment and Behavior, 31, PP 338-353. 12- Bentler, P.M, & chou, C, (1987). Practical issues in structural modeling, Sociological Methods and Research, 16, PP 78- 117. 13- Bentler, P.M, (1988). Comparative fit indexes in structural model, Psychological Bulletin, 107, PP 238- 246. 14- Clayton, S. (2003). Environmental identity: a conceptual and an operational definition.In S. Clayton, & S. Opotow (Eds.), Identity and the natural environment (pp. 45–66). Cambridge, MA: MIT Press. 15- Cordano, M., Welcomer, S., Scherer, R., Pradenas, L., and Parada, V. (2010). Pro-environmental behavior: A comparison between business students of Chile and the United States, Environment and Behavior, 10, pp 1-24. 16- Dunlap, R. E., Van Liere, K. D., Mertig, A. G., & Jones, R. E. (2000). Measuring endorsementof the new ecological paradigm: A revised NEP scale. Journal of Social Issues, 56, PP 425-442. 17- Dutcher, D. D., Finley, J. C., Luloff, A. E., & Johnson, J. B. (2007). Connectivity with Eisler, A. D., Eisler, H., & Yoshida, M. (2003). Perception of human ecology: crosscultural and gender comparisons. Journal of Environmental Psychology, 23, PP 89–101. 18- Frantz, C., Mayer, S., Norton, C., & Rock, M. (2005). There is no ‘‘I’’ in nature: The influence of self-awareness on connectedness to nature, Journal of Environmental Psychology 25, PP 427–436. 19- Kals, E., Schumacher, D., & Montada, L. (1999). Emotional affinity toward nature as a motivational basis to protect nature. Environment and Behavior, 31, PP 178-202. 20- Maloney, M. P.,Ward, M. P., & Braucht, G. N. (1975). A revised scale for the measurement of ecological attitudes and knowledge. American Psychologist, 30, PP 787-790. 21- Mayer, F. S., & Frantz, C. M. (2004). The connectedness to nature scale: A measure of individuals’feeling in community with nature. Journal of Environmental Psychology, 24, PP 503-515. 22- nature as a measure of environmental values. Environment and Behavior, 39, PP 474–493. 23- Nisbet, Elizabeth K.; Zelenski, John M.; Murphy, Steven A. (2009). The nature relatedness scale: Linking individuals' connection with nature to environmental concern and behavior. Environment & Behavior, 41, 5, PP 715-740. 24- Nooney, J. G., Woodrum, E., Hoban, T. J., & Clifford, W. B. (2003). Environmental Nordlund, A. M., & Garvill, J. (2002). Value structures behind proenvironmental behavior. Environment and Behavior, 34, PP 740-756. 25- erkins, Helen, E. (2010). Measuring love and care for nature, Journal of Environmental Psychology, Inpress. 26- Ramanaiah, N. V., Clump, M., & Sharpe, J. P. (2000). Personality profile of environmentally responsible groups. Psychological Reports, 87, PP 176–178. 27- Saunders, C. D. (2003). The emerging field of conservation psychology. Human Ecology Review, 10, PP 137-149. 28- Schultz, P. W. (2000). Empathizing with nature: the effects of perspective taking on concern for environmental issues. Journal of Social Issues, 56, PP 391–406. 29- Schultz, P. W. (2000). Empathizing with nature: The effects of perspective taking on concern for environmental issues. Journal of Social Issues, 56, PP 391-406. 30- Schumacker, R. E., & Lomax, R. G. (1996). A beginner's guide to structural equation modeling. New Jersey: Lawrance Erlbaum Association. 31- Schwartz, S. H. (1994). Are there universal aspects in the structure and contents of human values? Journal of Social Issues, 50, 19-45. 32- Stern, P. C., Dietz, T., & Kalof, L. (1993). Value orientations, genderand environmental concern. Environment and Behavior, 25(3), 322–348. 33- Stern, P. C., Dietz, T., Kalof, L., & Guagnano, G. A. (1995). Values, beliefs and proenvironmentaction: Attitude formation toward emergent attitude objects. Journal of Applied Social Psychology, 25, 1611-1636. 34- Tóth Nagy, M., B. Margaret, D. Jiri, Jerzy, S. Stephen, V. Karel and J. Zlinszky (1994). Manualon Public Participation in EnvironmentalDecision making Budapest, Current Practice andFuture Possibilities in Central and EasternEurope. 35- Ulrich, R. S. (1993). Biophilia, biophobia, and natural landscapes. In S. Kellert & E. O. Wilson (Eds.), The biophilia hypothesis (pp. 73-137). Washington, DC: Island Press. 36- Wilson, E. O. (1993). Biophilia and the conservation ethic. In S. Kellert & E.O. Wilson (Eds.), The biophilia hypothesis (pp. 31-41). Washington, DC: Island Press. worldview and behavior. Environment and Behavior, 33, PP 763–783. | ||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||
|
آمار تعداد مشاهده مقاله: 4,720 تعداد دریافت فایل اصل مقاله: 2,877 |
||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||||