家庭社会经济地位对初中生阅读成就的影响：阅读动机和阅读活动的中介作用 *

2020-02-03王晓诚贾丽娜金元英

心理与行为研究 2020年6期

王晓诚贾丽娜金元英

(1 江南大学人文学院，无锡 214122) (2 韩国高丽大学教育学院，首尔 02841)

1 引言

阅读是个体获取知识的重要途径和了解外部世界的必要手段。阅读能力构成了学习活动的重要前提，阅读能力的不足会对其他必要技能的习得产生重大影响（Kirsch et al., 2002）。尤其对于初中生来说，他们正处于“透过阅读学习新知”的阶段，良好的阅读能力能够帮助初中生迅速获取知识并掌握所需信息。诸多国际评估项目，如国际学生学业成就评估项目（Programme for International Student Assessment, PISA）、国际阅读素养进展研究（Progress in International Reading Literacy Study, PIRLS），均把阅读素养看作知识信息时代学生需具备的核心素养之一。在此背景下，如何提升学生的阅读能力以及影响学生阅读成就的因素有哪些，已成为世界各国教育研究者及相关工作者所关注的问题。

家庭社会经济地位是指个人或某一群体在社会中，依据其家庭所拥有的社会资源而被界定的社会位置，通常以父母职业、父母受教育水平及家庭经济收入作为客观度量的指标，反映了个体获取现实或潜在资源的差异（Bradley & Corwyn,2002）。研究表明，家庭社会经济地位显著预测学生的学业成就：家庭社会经济地位越低，学生的学业成就也越低（任春荣, 辛涛, 2012; 舒华等, 2002）。Kieffer（2010）发现，在家庭社会经济地位较低的学生群体中，有80%的低年级学生不能熟练地阅读，中高年级学生也面临更多的阅读障碍风险；PISA 和PIRLS 的相关研究结果则进一步揭示了家庭社会经济地位和家庭资源（如藏书量、父母读写支援）对学生阅读成就的影响（Mullis, Martin,Foy, & Hopper, 2017; OECD, 2010）。

家庭社会经济地位对阅读成就的影响往往通过一系列中介变量起作用，如亲子阅读（Leseman &de Jong, 1998; Sénéchal & LeFevre, 2002）、父母教育期望（Bradley & Corwyn, 2002）、父母鼓励（顾红磊, 刘君, 夏天生, 2017; Baker, Scher, & Mackler,1997; Morrow, 1983）、父母对子女的读写指导（Evans, Shaw, & Bell, 2000; Sénéchal & LeFevre,2002）等。家庭投资理论认为，在社会经济地位较高的家庭中，父母拥有更多的资本可用于投资子女的发展，包括物质投资（如丰富的学习资源、良好的学习环境）和情感投资（如鼓励子女学习或表扬努力行为、开展更多的亲子活动和交流），从而对子女的学业成就产生积极的影响（Davis-Kean, 2005; Sohr-Preston et al., 2013）。

近年来，研究者关注的家庭经济地位与学生阅读表现之间的中介变量，不再仅局限于父母特征，也开始转向学生个体特征，如阅读动机（顾红磊等, 2017）、阅读投入和阅读兴趣（温红博, 梁凯丽, 刘先伟, 2016）、自我效能感（石雷山, 陈英敏, 侯秀, 高峰强, 2013）等。其中，阅读动机作为重要的个体特征，在家庭社会经济地位和阅读成就关系之间起重要作用。首先，家庭社会经济地位较高的学生具有更高水平的阅读动机（刘玉娟,2012），阅读动机又直接影响阅读能力的各项指标，如文本理解、字词识别、阅读技能等（Baker &Wigfield, 1999; Guthrie, Wigfield, Metsala, & Cox,1999）。此外，阅读动机还通过阅读活动（如阅读量、阅读频率）的中介作用对阅读成就产生间接影响（Becker, McElvany, & Kortenbruck, 2010;Schiefele, Schaffner, Möller, & Wigfield, 2012）：学生的阅读动机越高，就越倾向于选择阅读活动并在阅读上投入更多的时间和精力，进而越容易成为一名熟练的阅读者。

一方面，阅读动机显著正向预测阅读活动。研究表明，阅读动机水平较高的学生的阅读量是阅读动机水平较低的学生的三倍（Wigfield &Guthrie, 1997）。与外部动机相比，内部动机与兴趣阅读活动之间有着更大的相关（Baker & Wigfield,1999; Becker et al., 2010; Lau, 2004）。Lau 发现，将诸多变量同时纳入回归分析时，中学生的内部动机与阅读活动的关系强度最大。可以说，在中学生的阅读活动中，内部动机占有相当重要的地位—“他们进行阅读不仅是为了得到他人的认同，或者为获得某种奖赏，更重要的是为了满足求知欲、兴趣、好奇心以及意识到阅读的重要性而进行主动、自觉地阅读”（宋凤宁, 宋歌, 余贤君, 张必隐, 2000, p.87）。

另一方面，阅读活动显著正向预测阅读成就（宋凤宁等, 2000; 张文静, 辛涛, 2012; Anderson,Wilson, & Fielding, 1988; Cunningham & Stanovich,1997）。Cunningham 和Stanovich 发现，阅读活动对学生在五至十年级之间阅读理解进步的解释力可达23%。PISA 的相关研究结果也表明，每天阅读时间大于30 分钟及以上的学生，其阅读成就显著高于“不会为了乐趣而阅读”的学生（张文静,辛涛, 2012）；这种阅读投入行为被证实能在很大程度上抵消家庭社会经济地位所带来的不利影响（Guthrie & Wigfield, 2000; Kirsch et al., 2002）。

基于已有文献，本研究以阅读动机和阅读活动为中介变量，探讨家庭社会经济地位对初中生阅读成就的影响机制（见图1）。研究假设包括，假设1：家庭社会经济地位直接影响阅读成就；假设2：家庭社会经济地位通过影响阅读动机，进而影响阅读成就；假设3：家庭社会经济地位通过影响阅读活动，进而影响阅读成就；假设4：家庭社会经济地位通过影响阅读动机，进而影响阅读活动，最终影响阅读成就，即阅读动机和阅读活动在家庭社会经济地位与阅读成就的关系中起链式中介作用。

图1 家庭社会经济地位、阅读动机、阅读活动与阅读成就关系的理论模型

2 研究方法

2.1 被试

采用方便取样法，选取中国东部某省3 所学校共499 名学生进行问卷调查，获得有效问卷468 份。被试的年龄范围为12～17 岁（M=13.3 岁,SD=0.97 岁）。其中，男生230 名（49.1%），女生238 名（50.9%）；7 年级176 名（37.6%），8 年级145 名（31.0%），9 年级147 名（31.4%）；城市、乡镇、农村学校的学生分别为2 5 5 名（54.5%）、189 名（40.4%）、24 名（5.1%）。

2.2 研究工具

2.2.1 家庭社会经济地位问卷

家庭社会经济地位的测量以父母职业、父母受教育水平及家庭经济收入为主要指标（任春荣,2010）。具体包括5 个维度：父亲职业、母亲职业、父亲受教育水平、母亲受教育水平、家庭经济收入。家庭经济收入维度有17 道题，其余均为1 道题，共计21 道题。对于父母职业的测量，本研究按照师保国和申继亮（2007）的标准，将职业分为5个等级，分别赋予1～5 的分值；父母受教育水平则包括“文盲”“小学或小学以下”“初中”“高中或中专”“大专”“本科”“研究生”7 个类别，分别赋予1～7 的分值；家庭经济收入采取被试报告家庭拥有物数量的形式进行测量，以避免学生因不了解家庭实际收入而拒答或乱填的情况（任春荣,2010）。参考PISA 背景问卷所提供的方式，要求学生报告家中有无互联网、教育软件等17 项设施，“有”计1 分，“无”计0 分，总分在0～17 分之间。参照有关研究（顾红磊等, 2017; 石雷山等,2013），本研究分别将父母职业和受教育水平的得分转化为标准分进行统计分析，并和家庭拥有物得分共同构成家庭社会经济地位的测量指标。

2.2.2 阅读动机量表

阅读动机的测量参考了Baker 和Wigfield（1999）编制的阅读动机量表（Motivation for Reading Questionnaire, MRQ）。研究指出，内部动机和外部动机对阅读成就有着截然不同的影响：内部动机显著正向预测阅读成就，而外部动机则显著负向预测阅读成就（Becker et al., 2010;Schiefele et al., 2012; Wang & Guthrie, 2004）。若将两者同时纳入阅读动机的测量指标，很可能带来结果相互抵消的效果（Schiefele et al., 2012）。因此，基于中文版MRQ 的修订结果，本研究选取“挑战”“好奇心”“参与度”3 个维度来测量学生的内部阅读动机。每个维度有5 道题目，共计15 道题目。采用李克特4 点计分，分数越高，表明阅读动机水平越高。验证性因子分析的结果表明，该量表具有理想的结构效度：χ2/df=3.25，p＜0.001，CFI=0.94，TLI=0.93，SRMR=0.05，RMSEA=0.07，所有观测变量在对应的潜在变量上的标准化因子载荷为0.51～0.78。量表的Cronbach’s α 系数为0.81。

2.2.3 阅读活动量表

阅读活动的测量参考了Guthrie，McGough 和Wigfield（1994）的阅读活动量表（Reading Activity Inventory, RAI）及Schaffner，Schiefele 和Ulferts（2013）的阅读量量表。量表共3 道题目，分别测量学生“出于个人兴趣的”阅读量、阅读频率及每次的阅读时长。采用李克特4 点计分，分数越高，表明阅读投入水平越高。验证性因子分析的结果表明，该量表具有理想的结构效度：χ2/df=2.26，p=0.13，CFI=0.99，TLI=0.97，SRMR=0.02，RMSEA=0.05。阅读量、阅读频率和阅读时长的标准化因子载荷分别为0.58、0.59 和0.51。量表的Cronbach’s α 系数为0.67，与先前研究结果类似（Stutz,Schaffner, & Schiefele, 2016; Wang & Guthrie, 2004）。

2.2.4 阅读成就

将在本次施测前一周发布的语文期中考试成绩作为学生阅读成就的评估指标，该成绩由学校教导处提供。参照有关研究（石雷山等, 2013; 武丽丽, 张大均, 程刚, 王鑫强, 2018），所有成绩都以同一学校同一年级为单位转换成标准分进行统计分析。

2.3 数据分析

采用SPSS 软件的“期望值最大化”法对缺失数据进行处理，对变量进行共同方法偏差检验、描述性统计及相关分析；使用Amos 软件的“最大似然估计”法对测量模型及结构模型进行检验。由于本研究包含两个中介变量，参考Preacher和Selig（2012）的建议，采用Monte Carlo 法分别检验各变量中介效应的显著性。如果中介效应平均估计的95%置信区间不包括0，说明此中介效应在0.05 的水平上显著，反之则说明不显著。

3 结果

3.1 共同方法偏差检验

对数据进行Harman 单因子检验的结果，第一个公因子的解释率为27.6%，低于临界值40%（Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003）。同时，单因子模型的验证性因子分析结果较差：χ2/df=17.44，p＜0.001，CFI=0.51，TLI=0.39，SRMR=0.16，RMSEA=0.19。这表明本研究不存在严重的共同方法偏差问题。

3.2 描述性统计及相关分析

对所有的观测变量进行描述性统计及相关分析，结果显示绝大多数变量之间呈显著正相关（见表1）。对潜在变量进行相关分析可见，家庭社会经济地位与阅读动机（r=0.21,p＜0.01）、家庭社会经济地位与阅读活动（r=0.14,p＜0.01）、家庭社会经济地位与阅读成就（r=0.12,p＜0.01）、阅读动机与阅读活动（r=0.37,p＜0.01）、阅读动机与阅读成就（r=0.20,p＜0.01）以及阅读活动与阅读成就（r=0.21,p＜0.01）之间均呈显著正相关。

表1 各变量的均值、标准差及相关矩阵

3.3 测量模型的评估

本研究采用了Kline（2011）提出的结构方程模型检验的“两步骤法”（two-step approach）。即结构方程模型的检验需经过两个步骤：一是测量模型的检验，该测量模型包括所有的潜在变量并假设变量之间是相互关联的；二是在模型中添加有向路径（directed path），对结构方程模型进行检验。采用验证性因子分析法对测量模型进行评估可知，该模型拟合较好：χ2/d f=3.3 6，p＜0.001，CFI=0.94，TLI=0.91，SRMR=0.05，RMSEA=0.07。所有的观测变量在对应潜在变量上的标准化因子载荷为0.50～0.86，表明所有的观测变量都有效测量了所表征的潜在变量，可以进一步进行结构方程模型的评估。

3.4 结构方程模型的评估

结构方程模型的评估结果表明，模型的各项指标达到了良好拟合的标准：χ2/df=3.01，p＜0.001，CFI=0.94，TLI=0.91，SRMR=0.05，RMSEA=0.07。由图2 可见，家庭社会经济地位对阅读成就的直接效应不显著，假设1 不成立。此外，家庭社会经济地位显著正向影响阅读动机，阅读动机显著正向影响阅读活动，阅读活动显著正向影响阅读成就。家庭社会经济地位对阅读成就的总效应显著（β=0.13,p＜0.01）。使用Monte Carlo 法对中介效应进行显著性检验可知，阅读动机（95%CI[-0.016, 0.084]）与阅读活动（95%CI[-0.045, 0.046]）的独特中介效应均不显著，假设2 和3 不成立；阅读动机和阅读活动的链式中介效应显著（95%CI[0.006, 0.081],β=0.023），假设4 成立。

4 讨论

4.1 家庭社会经济地位影响阅读成就的作用机制

本研究发现，家庭社会经济地位对阅读成就没有直接影响，而是通过阅读动机和阅读活动的链式中介作用间接发挥影响。即，家庭社会经济地位较高的学生更倾向于将出于个人的好奇心、对有挑战性的文本的偏好、享受阅读本身的乐趣等内在因素投入到阅读活动中，而这种大量的、广泛的自发阅读最终带来提升阅读成就的积极效果。可以说，由于经济收入、父母职业及受教育程度等因素的差异，不同家庭对子女的阅读投资存在较大差异，在一定程度上导致子女阅读动机、阅读活动乃至阅读成就之间的差距。该结果与家庭社会经济地位对个体行为的影响不是直接的，而是通过一系列中介变量起作用的观点相一致（石雷山等, 2013; 温红博等, 2016; Bradley &Corwyn, 2002）。

一方面，家庭经济资本为子女提供基本的物质条件，如安静的阅读环境、丰富的书籍和用品，为子女开展阅读活动、发展阅读兴趣奠定基础（李毅,谭婷, 2019）；另一方面，受教育程度较高的家长具备更为积极的阅读态度和更高水平的阅读兴趣（Myrberg & Rosén, 2009），在这种家庭文化氛围中，子女可能会潜移默化地模仿和学习父母的阅读行为，获得较高的阅读投入。另外，中上阶层的家庭或高学历的父母往往对阅读持鼓励的态度（顾红磊等, 2017; Baker et al., 1997; Morrow, 1983），并通过亲子阅读、示范阅读等形式，以榜样的力量提升子女的阅读动机，帮助他们形成良好的阅读习惯，最终正面影响子女的阅读成就。综上所述，在讨论家庭社会经济地位的作用时，除了已有研究中提到的父母特征的中介效应之外，也不可忽视学生个体特征的影响及其主观能动性。

图2 家庭社会经济地位、阅读动机、阅读活动与阅读成就关系的结构方程模型

4.2 阅读活动的重要性

结构方程模型的评估结果表明，阅读动机并不直接作用于阅读成就，而是通过改变学生的阅读投入（如增加阅读量和阅读时长）来影响阅读成就。这与已有研究结果一致：阅读动机水平较高的学生更倾向于选择阅读（Wigfield & Guthrie, 1997），而大量的阅读活动又能带来一系列积极效果，如丰富其词汇量并提升阅读过程的自动化水平（Schiefele et al.,2012; Stutz et al., 2016）、促进阅读策略的使用（Guthrie et al., 1999; Wigfield et al., 2008）、帮助学生积累各类主题相关的背景知识（McNamara &Kintsch, 1996），进而正向预测阅读成就。

由此可知，要想提升学生的阅读成就，仅仅提升内部阅读动机水平是不够的，还需研究能够激发学生具体阅读行为的策略。例如，提供丰富的阅读资源与高质量的阅读暴露环境，鼓励学生在时间、数量及广度上增加对阅读的投入。在校外环境中，家长也应尽可能地为子女创造良好的阅读环境，如增加家庭藏书量、为子女购买或推荐适合的读物、开展各种亲子阅读活动等，让子女更多、更全面地接触多样化的阅读资源，养成良好的阅读习惯（张文静, 辛涛, 2012）。

4.3 教育启示

本研究验证了家庭社会经济地位能够通过阅读动机和阅读活动的链式中介作用来间接影响阅读成就。该结果提示教育工作者和家长，虽然个体的家庭社会经济地位可能一时难以改变，但可以通过提高学生的阅读动机、开展多样化的阅读活动，最终达到提升阅读成就的效果。例如，通过引导学生自主设计和实施阅读任务，提高自主阅读能力（Perry, Hutchinson, & Thauberger,2007），让其感受到更多的阅读乐趣，进一步激发内部动机；家长可以运用自身的知识储备，参与子女的阅读活动，展示积极的阅读态度，并用榜样示范的作用激发子女的阅读动机和兴趣。

4.4 研究局限

本研究还存在一些局限，需要在未来的研究中进一步完善。第一，样本取自我国东部地区的3所学校，研究结果的代表性有待提升。第二，大部分数据通过问卷法收集而成，尽管研究采用的问卷具有良好的信效度，但问卷法的社会赞许效应可能在一定程度上影响研究结果的准确性和可靠性。未来研究还应尝试采用观察法、访谈法等多种方法对数据进行三角互证。第三，本研究使用学生的语文期中考试成绩作为阅读成就的评估指标，未来的研究还可尝试采取标准化阅读测验的方式进行评估。