家庭社会经济文化地位与青少年数字阅读素养的关系：阅读兴趣的中介作用和父母情感支持的调节作用*

2022-12-07宋晓娟

应用心理学 2022年6期

张娜宋晓娟王玥**

（1.首都师范大学学前教育学院，北京 100048；2.北京教育督导评估院，北京 100034）

1 引言

1.1 数字阅读素养的定义与测评

在数字信息时代，数字阅读对于个体终身学习和未来社会适应都具有重要作用。国际学生评价项目（Programme for International Student Assessment，简称PISA）于2009年首次在国际上开展数字阅读素养（digital reading literacy）的测评。为了体现数字化阅读对个体的要求，PISA 2018对数字阅读素养进行了重新界定，指理解、运用、评价、反思及投入文本，以达成个人目标、发展个人知识和潜能并有效参与社会事务的综合能力。测评框架突出体现了数字阅读素养与传统阅读素养相比的新特征，包括：在海量信息中高效搜索、定位与组织有价值的信息；对所获取的质量参差不齐的信息进行鉴别筛选，批判性地吸收运用；在形式复杂多样的背景下，设定阅读目标与策略，监控与调整阅读过程；等等。（OECD，2021）已有研究表明数字阅读由于其功能性强的特点，与传统阅读素养的影响机制存在一定的差异（Chen et al.，2021），鉴于数字阅读素养的重要性，探讨数字阅读素养的影响因素及作用机制对于提升青少年数字阅读素养具有重要意义。

1.2 家庭社会经济文化地位与青少年数字阅读素养的关系

在数字阅读素养形成过程中，家庭是一个重要的环境条件。在家庭影响因素方面，已有研究表明家庭社会经济地位（socioeconomic status，简称SES）对个体的阅读素养具有显著的正向预测作用（Buckingham，et al.，2013；Dolean et al.，2019）。PISA在此基础上，提出家庭社会经济文化地位（economic，social and cultural status，简称ESCS）包含父母最高受教育程度、父母最高职业地位和家庭拥有物，并在家庭拥有物中加入了文化资源、教育资源和家庭藏书量等文化资本的指标。PISA 2018①PISA测评由经合组织（Organization for Economic Co-operation and Development，简称OECD）组织，北京、上海、江苏、浙江四省市作为中国代表参加了PISA 2018测试，在PISA公开的结果中首次以中国四省市（BSJZ）的成绩公布。发现家庭ESCS对中国四省市青少年数字阅读素养解释率高达12.6%，且高于对数学素养（10.8%）和科学素养（9.7%）的解释率（OECD，2019a）。由于家庭ESCS对青少年数字阅读素养的解释率高但作用机制尚未明晰，因此具有重要的探讨价值。

1.3 家庭ESCS与青少年数字阅读素养的关系：阅读兴趣的中介作用

基于班杜拉的社会认知理论（Vallerand，2008），家庭ESCS作为物质资源外部条件，其对青少年数字阅读素养的影响需要通过个体内部的动机或兴趣而发挥作用。作为个体内部动力的阅读兴趣是指个体喜欢阅读，能够从阅读中获得积极体验。首先，已有研究发现青少年阅读兴趣可以正向预测其阅读素养（Mucherah &Yoder，2008；Petscher，2010）；数字阅读素养方面，陈纯槿（2021）发现阅读兴趣是中国四省市学生在PISA 2018表现卓越的关键要素。其次，已有相关研究探讨了SES、家庭文化资本和经济资本对青少年阅读兴趣的正向预测作用（Buckingham，et al.，2013；李毅，谭婷，2019）。此外，近期也有个别研究探讨了阅读兴趣和阅读投入在家庭环境与中学生阅读能力间起的中介作用（温红博等，2016）。然而，尚未有研究探讨阅读兴趣在家庭ESCS和青少年数字阅读素养间的中介作用机制。

1.4 家庭ESCS与青少年数字阅读素养的关系：父母情感支持的调节作用

即使家庭ESCS和阅读兴趣水平相同，青少年在数字阅读素养上仍然存在一定差异，父母情感支持发挥着关键作用，父母情感支持是否能够缩小ESCS对青少年数字阅读素养和阅读兴趣的影响、改善教育公平是值得探讨的话题。社会支持领域研究认为情感支持（emotional support）是社会支持的主要类型（Taylor，et al.，2007）。父母情感支持是青少年情感支持的主要来源。青少年感知到的父母情感支持是指青少年相对稳定的对来自父母的尊重、接纳、鼓励等的评价和感知。Cohen和Wills（1985）提出了社会支持的主效应模型（main effect model）和缓冲效应模型（buffer effect model）。主效应模型认为无论压力或者风险因素大小，高社会支持都会起积极作用；而缓冲效应模型认为只有在高压力或者高风险的情况下，社会支持才会起保护作用。一方面，PISA 2018报告中指出低家庭ESCS青少年中，高父母情感支持青少年组，高水平数字阅读素养学生的比例大于其他青少年组（OECD，2019b）。这表明父母情感支持在ESCS→青少年数字阅读素养路径中起调节作用，符合缓冲效应模型。另一方面，父母情感支持也可能调节阅读兴趣→青少年数字阅读素养的路径。梁兴丽等（2020）研究发现在认知能力→学习动机→学习成就的中介模型中，来自父母、教师和朋友的社会支持可以调节学习动机对学习成就的作用，符合主效应模型。基于此，本研究将探讨父母情感支持对ESCS→阅读兴趣→青少年数字阅读素养模型的调节作用机制。

综上所述，本研究构建了一个基于家庭环境因素（ESCS和社会支持）和个体内部动力因素（阅读兴趣）共同作用于青少年数字阅读素养的理论模型，有利于深入理解家庭环境因素如何通过青少年个体内部动力因素影响青少年数字阅读素养的作用机制，为提升青少年数字阅读素养提供理论依据和实证支持。研究假设包括：（1）家庭ESCS通过阅读兴趣的中介作用预测青少年数字阅读素养；（2）父母情感支持对中介模型具有调节作用。假设模型见图1。

图1 家庭ESCS对青少年数字阅读素养作用机制的假设模型

2 研究方法

2.1 数据来源

本研究利用OECD公开的PISA 2018测评数据，数据来源于PISA官方网站（http：//www.oecd.org/pisa/），从中选取中国四省市的数据进行深度分析。

2.2 研究对象

PISA 2018采用两阶段不等概率抽样，从就读于中国四省市各类教育机构（包括普通教育与职业教育、全日制与非全日制、公立和私立等）七年级及以上的15岁学生中，选取361所学校的12058名学生，参加了PISA 2018测试并填写了相关问卷。学生样本分布见表1。

表1 PISA 2018中国四省市学生样本分布

2.3 变量选取

2.3.1 数字阅读素养

具体包括检索信息能力、理解文本能力、评价反思能力和阅读流畅性四个方面（OECD，2019a）。通过计算机题库测评，利用项目反应理论计算学生数字阅读素养得分，平均分为500，标准差为100（OECD，2019c）。

2.3.2 家庭社会经济文化地位

家庭ESCS指数由父母最高受教育程度、父母最高职业地位、家庭拥有物三项指标通过项目反应理论合成，OECD平均为0，标准差为1.00。

2.3.3 阅读兴趣

包含5个Likert四点计分题目，选项从1“非常不同意”到4“非常同意”。经PISA项目检验具有良好的信效度（OECD，2019c）。该指数由项目反应理论合成，OECD平均为-0.06，标准差为1.00。

2.3.4 父母情感支持

由3个Likert四点计分题目组成，选项从1“非常不同意”到4“非常同意”。经PISA项目检验具有良好的信效度（OECD，2019c）。该指数由项目反应理论合成，OECD平均为0，标准差为1.00。

2.4 数据处理方法

由于PISA项目采用的两阶段不等概率抽样设计，本研究对数据进行了加权处理，采用重复样本方法估计标准误。使用IDB Analyzer软件编写SPSS macro程序来实现数据的批量运算，并采用SPSS 22.0进行描述统计、相关分析、差异分析和回归分析等。

3 研究结果

3.1 描述统计分析

研究结果表明，中国四省市青少年数字阅读素养平均分为555.24分（SD=87.23），在所有参加PISA 2018测试的79个国家（地区）中排名第一。家庭ESCS平均仅为-0.67，阅读兴趣指数为0.97，父母情感支持指数为-0.02。经检验，家庭ESCS、父母情感支持、阅读兴趣和数字阅读素养均存在显著正相关，见表2。

表3 阅读兴趣在家庭ESCS和数字阅读素养间的中介作用模型分析结果

表2 描述性统计结果

3.2 假设检验结果

3.2.1 阅读兴趣在家庭社会经济文化地位和数字阅读素养间的中介效应检验

根据温忠麟和刘红云（2020）中介效应检验步骤，在控制性别、城乡和年级后：

（1）以家庭ESCS为自变量，对数字阅读素养进行预测，建立多元回归模型（Model 1）。结果显示，家庭ESCS的系数显著，c=0.33，p＜0.001。说明家庭ESCS对数字阅读素养的正向预测作用显著。

（2）以家庭ESCS为自变量，对阅读兴趣进行预测，建立多元回归模型（Model 2）。结果显示，家庭ESCS的系数显著，a=0.20，p＜0.001。以家庭ESCS和阅读兴趣为自变量，对数字阅读素养进行预测，建立多元回归模型（Model 3）。结果显示，阅读兴趣的系数显著，b=0.25，p＜0.001。由于a和b均显著，说明阅读兴趣的中介效应存在。

（3）在Model 3中，家庭ESCS的系数显著，c＇=0.28，p＜0.001。由于中介效应和直接效应均存在，ab与c＇同号，说明阅读兴趣在家庭ESCS和数字阅读素养之间起部分中介作用。阅读兴趣的中介效应为ab=0.051，中介效应占总效应的ab/c=15.5%。详见图2。

图2 阅读兴趣在家庭ESCS和数字阅读素养间的中介作用模型

3.2.2 父母情感支持对阅读兴趣中介作用的调节效应检验

为了检验父母情感支持对中介模型是否有显著的调节效应，首先对ESCS、阅读兴趣和父母情感支持进行中心化处理，构造ESCS和父母情感支持的乘积项，以及阅读兴趣和父母情感支持的乘积项。参考相关研究有调节的中介效应的检验步骤（胡燕等，2021），在控制性别、城乡和年级后：

（1）以家庭ESCS和父母情感支持为自变量，数字阅读素养为因变量，Model 4中的家庭ESCS系数显著（p＜0.001）。以家庭ESCS和父母情感支持为自变量，阅读兴趣为因变量，Model 5中的家庭ESCS系数显著（p＜0.001）。以家庭ESCS、父母情感支持和阅读兴趣为自变量，数字阅读素养为因变量，Model 6中的阅读兴趣系数显著（p＜0.001）。

（2）以ESCS、父母情感支持、ESCS和父母情感支持的乘积项为自变量，数字阅读素养为因变量，Model 7中的ESCS和父母情感支持的乘积项系数不显著（p＞0.05），说明父母情感支持在ESCS和数字阅读素养的关系中调节作用不显著。

（3）以ESCS、父母情感支持、ESCS和父母情感支持的乘积项为自变量，阅读兴趣为因变量，Model 8中的ESCS和父母情感支持的乘积项系数不显著（p＞0.05），说明父母情感支持在ESCS和阅读兴趣的关系中调节作用不显著。

（4）以ESCS、父母情感支持、阅读兴趣、阅读兴趣和父母情感支持的乘积项为自变量，数字阅读素养为因变量，Model 9中的阅读兴趣和父母情感支持的乘积项系数显著（p＜0.05），说明父母情感支持在阅读兴趣和数字阅读素养的关系中具有调节作用。即阅读兴趣对数字阅读素养的作用会因父母情感支持的水平而不同。具体结果见表4。

表4 父母情感支持对阅读兴趣中介效应的调节作用结果

进一步检验父母情感支持调节作用的方向，简单斜率检验结果表明：当父母情感支持较低（低于平均水平一个标准差）时，阅读兴趣对数字阅读素养的正向影响作用相对较大（b=0.27，p＜0.001），阅读兴趣每增加一个单位，青少年数字阅读素养增加27.32分，阅读兴趣的中介效应为ab=0.05，95%CI为［0.04，0.07］；当父母情感支持中等（等于平均水平）时，阅读兴趣对数字阅读素养的正向影响作用中等（b=0.24，p＜0.001），阅读兴趣每增加一个单位，青少年数字阅读素养增加24.35分。阅读兴趣的中介效应为ab=0.05，95% CI为［0.04，0.06］；当父母情感支持较高（高于平均水平一个标准差）时，阅读兴趣对数字阅读素养的正向影响作用相对较小（b=0.21，p＜0.001），阅读兴趣每增加一个单位，青少年数字阅读素养增加21.38分。阅读兴趣的中介效应为ab=0.04，95% CI为［0.03，0.05］。说明阅读兴趣对数字阅读素养的正向预测作用中，父母情感支持起负向调节作用。详见图3。

图3 父母情感支持对阅读兴趣-数字阅读素养的调节作用

4 讨论与启示

4.1 阅读兴趣在家庭社会经济文化地位和数字阅读素养中起部分中介作用

本研究发现ESCS对青少年数字阅读素养的正向预测作用部分通过阅读兴趣来实现。这表明提升青少年的阅读兴趣是家庭因素对其数字阅读素养产生积极影响的重要途径。父母对阅读价值的重视、积极的阅读期望、正确的图书选择和适合的阅读指导均可以培养子女的阅读兴趣（Nell，1988）；父母等成人的阅读兴趣和家庭中阅读相关的文化活动也对阅读兴趣的激发起到示范和榜样作用（Chen，2008）。Malanchini等（2017）对双生子大样本的追踪研究表明，阅读兴趣和阅读成绩间存在良性循环的相互影响，并具有遗传基础。儿童良好的阅读兴趣可以预测之后的阅读成绩，而阅读成绩也可以预测之后的阅读兴趣。ESCS对青少年数字阅读素养的直接效应仍显著。Gil-Flores（2012）研究发现，ESCS对青少年数字阅读素养的作用与家庭中拥有智能设备、青少年的使用经历，以及父母对其使用智能设备的有效监管等因素有关。

4.2 父母情感支持对阅读兴趣中介作用的调节效应

关于父母情感支持在青少年压力应对、幸福感等心理适应方面的作用已经得到研究的证实（严标宾等，2003；张文娟等，2012），而父母情感支持在青少年学业成就领域的作用研究相对较少（陈依婷，杨向东，2020）。本研究发现，父母情感支持对于阅读兴趣较低的青少年的数字阅读素养的积极作用更大，即青少年感知到的父母情感支持可以一定程度上弥补其阅读兴趣低对数字阅读素养表现所造成的消极作用。本研究的结果验证了社会支持缓冲效应模型（Cohen & Wills，1985），在青少年阅读兴趣低的风险因素下，父母情感支持起到了对其数字阅读素养的保护作用。东方文化的“社会取向”强调努力学习在考试中取得好成绩可以为家庭争光（Zhu & Leung，2011），父母情感支持对学生学业成就的作用可能更大。因此，当青少年阅读兴趣较低时，父母可以通过给予其高情感支持，促进青少年数字阅读素养的提升：父母在尊重青少年自主选择的同时，支持其积极参与数字阅读活动；鼓励青少年自信，在其遇到困难时给予其温暖和帮助；并引导其体会到数字阅读解决现实问题的成就感和作为社会公民的参与感等。从更广泛的视角来看，基于自主决定理论，通过满足青少年自主、胜任和关系的基本需要（Ryan & Deci，2017），父母情感支持不仅可以提升青少年的数字阅读素养，对于青少年健全人格发展也具有积极意义。

本研究也发现，父母情感支持在家庭ESCS与青少年阅读兴趣和数字阅读素养关系上调节作用均不显著。该结果可能表明父母情感支持的作用也存在一定的局限性。要调节家庭ESCS与青少年阅读兴趣和数字阅读素养关系，除情感支持外，还需要家庭社会支持的其他方面，如工具支持或信息支持，包括为青少年提供丰富的数字阅读资源，创设青少年参与数字阅读活动的机会等。同时，要缩小家庭ESCS造成的差异，还需要学校、家庭和社会协同促进青少年数字阅读素养的提升。一方面，通过学校和社会的数字阅读资源和数字阅读经历弥补低ESCS家庭的物质不足；另一方面，应更好地发挥教师支持和同伴支持对青少年数字阅读素养的积极影响（Klauda，2009）。

4.3 研究意义、不足及展望

《中华人民共和国家庭教育促进法》已于2022年1月1日起实施，家庭教育指导需要更多的实证研究支持。本研究深入探讨了家庭ESCS和青少年数字阅读素养的关系，验证了阅读兴趣在该过程中的部分中介作用，并发现了父母情感支持对中介作用的负向调节作用。不仅在理论层面上为进一步明确家庭环境因素（ESCS和社会支持）和青少年数字阅读素养的作用机制做出了贡献，在实践层面也为父母提升青少年数字阅读素养提供了基于实证研究证据的指导。本研究的局限主要是采用横断研究的数据，在未来应开展相关追踪研究，呈现儿童青少年数字阅读素养的发展轨迹，以及家庭因素在其成长过程中的动态作用机制。另外，未来研究可以采用实验研究范式，通过对父母的干预指导，探求青少年数字阅读素养的家庭影响机制，为家庭教育实践提供更有力的实证支持。