數字閱讀素養的影響因素及其作用機制探究

朱萬俠　李肖霞

摘要：數字閱讀是當前大學生學習、生活的主要方式。數字閱讀素養是在數字閱讀時代取得高質量閱讀效果的基礎和關鍵。以往關于數字閱讀素養的研究顯示，信息素養、閱讀態度、閱讀意向是影響數字閱讀素養的重要因素，但是這些因素是如何以及在何種程度上影響數字閱讀素養的，還缺乏檢驗探討。假設閱讀態度和閱讀意向在信息素養與數字閱讀素養關系中起鏈式中介作用，其中介效應量顯著嗎？基于277名大學生調查數據的結構方程模型檢驗表明：（1）信息素養對數字閱讀素養有正向預測作用;（2）信息素養通過閱讀態度和閱讀意向的中介作用對數字閱讀素養產生影響，且鏈式中介效應顯著，總中介效果量為36.71%。其中通過閱讀態度和閱讀意向鏈式中介路徑的中介效果量為16.23%，通過閱讀意向中介路徑的中介效果量為16.94%。基于此，教育管理者和教師可以通過培養信息素養、樹立積極的閱讀態度、營造良好的閱讀氛圍等策略提高學生的數字閱讀素養。

關鍵詞：數字閱讀素養;信息素養;閱讀態度;閱讀意向;影響因素;作用機制

中圖分類號：G434? ?文獻標識碼：A? ? 文章編號：1009-5195（2018）06-0097-08? doi10.3969/j.issn.1009-5195.2018.06.012

*基金項目：2015年中央高校基本科研業務費專項資金項目之 “絲綢之路”古場景虛擬仿真交互平臺的設計與開發（31920150088）;2016年中央高校基本科研業務費專項資金項目“適用于西部少數民族地區在線教育資源及平臺的設計與開發”（31920160079）。

作者簡介：朱萬俠，博士研究生，華中師范大學教育信息技術學院（湖北武漢 430079）;講師，西北民族大學教育科學與技術學院（甘肅蘭州 730000）。李肖霞（通訊作者），講師，西北民族大學教育科學與技術學院（甘肅蘭州 730000）。

一、問題的提出

隨著信息技術的發展和新媒介的涌現，世界已經進入了一個數字閱讀的新時代。據第14次國民閱讀調查報告，2016年我國數字化閱讀方式的接觸率為68.2%，手機閱讀率達到66.1%，呈現連續8年增長的趨勢。報告還指出，18～29歲群體的手機閱讀接觸率最高，為92.8%（孫山，2017）。可見，數字閱讀已經成為當前我國大學生學習、生活的主要方式。

數字閱讀素養是在數字閱讀時代取得高質量閱讀效果的基礎和關鍵。數字閱讀素養是指在數字閱讀中通過合法方式快速高效地獲取、辨別、分析、利用和開發信息的素養，主要包括數字閱讀意識、數字閱讀能力和數字閱讀道德三個方面（王健等，2011）。在全民數字閱讀的時代，讀者需要轉變閱讀模式和閱讀路徑，建立積極的數字閱讀意識和符合倫理的閱讀道德，同時還要提高信息檢索和數字導航等方面的數字閱讀能力。

目前關于數字閱讀素養的已有研究主要集中在數字閱讀素養的現狀調查、政策和建議等宏觀層面，而對數字閱讀素養影響因素及機制等微觀層面的研究較少。本文在回顧文獻的基礎上，提出理論假設模型，并通過實證研究對模型進行驗證和分析，從而探討影響數字閱讀素養的因素，以及各影響因素之間的關系和作用機制。

二、文獻綜述和研究假設

1.信息素養與數字閱讀素養

1974年，美國的保羅·澤考斯基提出信息素養，解釋其為“利用大量信息工具及主要信息源使問題得到解答的技術和技能”（Zurkowski，1974）。由于技術的發展和各國歷史文化差異，國內外學者對信息素養的理解并不完全一致。國內有學者提出，信息素養是“運用信息解決問題的能力，主要指基于網絡獲取、分析、生成、使用和創造信息的綜合素質”（何高大，2002）。信息素養的結構大體上可以分為信息意識、信息知識、信息技能和信息倫理四個維度。根據王健等（2011）的研究，數字閱讀素養主要包括數字閱讀意識、數字閱讀能力和數字閱讀道德三個維度。通過分析信息素養和數字閱讀素養的內涵和結構，我們可以看出，兩者之間既有區別，又有聯系。信息素養是在處理信息時表現出來的綜合素質，而數字閱讀素養是在數字閱讀活動過程中表現出來的綜合素質。兩者都強調對超文本信息的獲取、分析和使用的能力。

信息素養與數字閱讀素養有著緊密的聯系。臺灣學者Lee和Wu的研究表明，信息搜索活動有助于掌握元認知策略，元認知策略有助于提高閱讀素養，即信息搜索活動通過元認知策略來提高閱讀素養（Lee et al.，2013）。國際學生評估項目（Program for International Student Assessment，PISA）的研究結果也表明，信息和傳播技術（Information and Communication Technologies，ICT）能夠顯著提高閱讀素養（OECD，2009）。可見，數字閱讀對信息素養的要求不同，前者對信息素養提出了更高的要求。已有研究雖然表明信息素養與數字閱讀素養存在緊密的聯系，但是對信息素養與數字閱讀素養的相關程度，以及信息素養是如何影響數字閱讀素養的，還缺乏深入探討。

2.閱讀態度與閱讀意向

土耳其學者Hasan Ka?an Keskin等人通過Logistic回歸分析方法研究了影響數字閱讀素養的因素，發現閱讀態度是影響數字閱讀的重要因素之一（Keskin et al.，2016）。根據王健等（2011）學者的研究，閱讀能力是數字閱讀素養結構中的一個要素，閱讀態度顯著影響閱讀能力。張喜春等（2008）的研究發現，閱讀態度與閱讀理解能力之間具有顯著的正相關。Christina Clark等人通過實證研究發現，閱讀態度與閱讀行為之間存在顯著相關（r=0.589，p<0.01），閱讀態度通過閱讀行為這一中介變量影響閱讀成績（Clark et al.，2011）。Linda Baker等人在調查中同樣發現，閱讀態度顯著影響閱讀活動和閱讀成績（Baker et al.，1999）。Chin-Neng Chen等人的研究還發現，電子書能夠幫助學生提高閱讀態度和閱讀理解能力（Chen et al.，2013）。

Fishbein和Adzen在1975年提出的理性行為理論（Theory of Reasoned Action，TRA）認為，態度和主觀規范決定行為意向，行為意向決定實際行為（Ajzen et al.，1977）。根據理性行為理論，閱讀行為的發生是因為讀者在心理層面先產生了閱讀意向，而閱讀意向的產生會受到讀者閱讀態度的影響。學者Broeder等人發現，擁有積極閱讀態度的讀者對閱讀價值有更高的期望，會產生更強烈的閱讀意向，更有可能發生閱讀行為，其閱讀的頻率也會更高（Broeder et al.，2013）。Chien-Wen Chen采用技術接受模型（Technology Acceptance Model，TAM）對電子書的閱讀意向進行實證研究發現，閱讀態度對電子書持續閱讀意向產生顯著影響（β=0.82，p<0.001）（Chen，2015）。Guoxia Wang等人的研究也發現，在閱讀任務中，心理比較和實施意向（Mental Contrasting and Implementation Intention，MCII）作為自調節策略（Self-Regulation Strategy）能夠幫助追求和實現目標，從而對持續的閱讀行為產生重要影響（Wang et al.，2016）。從以上研究可以看出，閱讀態度通過閱讀意向影響持續閱讀行為。持續閱讀行為是良好數字閱讀素養的一種外在表現，能夠提高數字閱讀能力，進而提升數字閱讀素養。

綜上所述，目前國內外已有研究主要探討信息素養與數字閱讀素養之間表層的關系，對“信息素養是如何以及在多大程度上影響數字閱讀素養”這一深層次問題缺乏探討。根據計劃行為理論，閱讀態度和閱讀意向可能是連接信息素養與數字閱讀素養的兩個重要中介要素。本研究將建立理論假設模型，并通過數據對此理論模型進行實證。

3.研究假設

本研究的研究假設為：閱讀態度和閱讀意向在信息素養與數字閱讀素養關系中起鏈式中介作用，如圖1所示。該模型包含三條中介路徑：（1）β1→β6;（2）β5→β3;（3）β1→β2→β3。在研究模型中，每條路徑上的假設為：

三、研究方法

1.調查樣本

研究采用方便抽樣法選取300名在校大學生作為研究對象發放問卷，得到有效問卷277份，有效回收率為92.3%。其中男生101人，女生176人;大一學生71人，大二學生67人，大三學生80人，大四學生59人;樣本年齡在17～24歲之間，平均年齡為20.45歲，標準差為0.94。

2.研究工具

（1）信息素養量表

信息素養量表改編自土耳其學者Ahmet Naci ?oklar等人的信息素養量表（?oklar et al.，2017）。按照“回譯”（Back-Translation）程序將英文量表翻譯成中文量表，并針對中國文化背景，對原量表項目進行了完善。該量表為單維結構，共4個題目，分別是：“當我需要某一方面信息時，我知道從哪里去找”“我經常使用網絡資源來獲得我想要的信息”“我能夠對搜集的信息進行系統整理并形成解決方案”“我能夠有效得到并合法使用信息資源”，分別對應信息素養結構的四個維度，即“信息意識”“信息知識”“信息技能”和“信息倫理”。量表采用李克特五點尺度記分，1表示非常不符合，5表示非常符合;計算所有項目的均分，分數越高表示信息素養水平越高。本研究中，改編后的信息素養量表的信度系數（Cronbachs alpha）為0.82，說明該量表具有良好的內在一致性信度。

（2）閱讀態度量表

閱讀態度量表改編自美國學者Thompson等人1991年的態度量表（Thompson et al.，1991）。按照“回譯”程序將量表翻譯成中文，將量表中“PC”字眼改成“閱讀”。該量表為單維結構，共3個題目，分別是：“我一旦開始閱讀，就很難停下來”“閱讀對我來說是一件更有趣的事情”“在閱讀的過程中，我發現了樂趣”。量表采用李克特五點尺度記分，1表示非常不符合，5表示非常符合。本研究中，改編后的閱讀態度量表信度系數（Cronbachs alpha）為0.83，說明該量表具有良好的內在一致性信度。

（3）閱讀意向量表

閱讀意向量表改編自美國學者Davis技術接受度量表中的意向維度（Davis，1989）。按照“回譯”程序將量表翻譯成中文。該量表為單維結構，共4個題目，分別是：“我愿意使用數字設備閱讀自己感興趣的內容”“我常常使用數字設備閱讀自己感興趣的內容”“我愿意在數字設備上閱讀文章”“我常常在數字設備上閱讀并分享文章”。量表采用李克特五點尺度記分，1表示非常不符合，5表示非常符合。本研究中，改編后的閱讀意向量表的信度系數（Cronbachs alpha）為0.87，說明該量表具有良好的內在一致性信度。

（4）數字閱讀素養量表

數字閱讀素養量表改編自世界經濟發展與合作組織2009年PISA調查項目中閱讀素養的預測指標。按照“回譯”程序將量表翻譯成中文。該量表為單維結構，共5個題目，分別是“我能選擇使用適合自己的數字化閱讀工具和內容”“我在數字閱讀過程中能快速獲取和定位自己所需要的信息”“我能對數字化閱讀的內容客觀地提出自己的觀點”“我能對閱讀內容加以批注或注釋”“我能利用合適的數字設備或軟件創作屬于自己的作品，并將創作的作品上傳到相應的平臺，并樂于跟大家分享交流”。量表主要考察大學生對數字文本獲取、使用、評價、反思和創造的能力。量表采用李克特五點尺度記分，1表示非常不符合，5表示非常符合。本研究中，改編后的數字閱讀素養量表的信度系數（Cronbachs alpha）為0.86，說明該量表具有良好的內在一致性信度。

3.數據分析

研究采用基于協方差的結構方程模型方法對研究模型和假設進行驗證和分析。數據分析過程大致分為三步：首先，利用SPSS 22.0工具對問卷進行數據錄入、編碼和清理。針對類別變量的數據，進行頻次統計分析，主要檢查數據錄入是否合適。針對連續變量的數據，進行描述性統計分析，主要檢查數據的分布情況以及是否為正態分布。然后，利用AMOS 22.0工具對測量模型部分進行驗證式因素分析。最后，利用Process 2.16工具對模型的中介效果進行檢驗和分析。

本研究所采用的模型中介效果檢驗方法是自助法（Bootstrapping）。自助法是一種采用“抽出后放回”的方式并計算K次（本研究中K=5000）的檢驗方法。該方法解決了傳統中介效果檢驗方法（如因果法和系數乘積法）的缺陷，具有穩健的統計鑒定力（Hayes et al.，2009）。

四、研究結果

1.信度與收斂效度分析

從表1可以看出，在參數估計部分，未進行固定參數設定的所有題目的Z值均大于1.96，表明所有構面的題目因子負荷量參數均顯著。由于AMOS 22.0軟件在計算測量模型因子負荷量時，需要進行非標準化參數設定，即題目的非標準化因子負荷量設定為“1”，因此非標準化參數設定的題目未進行因子負荷量的顯著性估計。對這些題目的因子負荷量進行顯著性估計，可以通過其他題目的結果進行對比分析。從表1中可以看出，未進行固定參數設定的所有題目中，非標準化因素負荷量的值介于0.520～1.395，且均顯著。由此可以判斷，非標準化因素負荷量值為1的所有題目也均顯著。根據Hair等人（2009）的研究，標準化因素負荷量一般需要在0.5以上。從表中可以看出，標準化因素負荷量最小值是0.535，最大值為0.957。可見，所有數值都在“可接受”到“理想”的標準范圍。觀察變量的題目信度SMC是標準化因素負荷量的平方。表1中所有題目的SMC值均屬于“可接受”范圍，表示每個題目都具有較好的內容信度。根據Hair等人（2009）的標準，構面的組成信度（CR）需要在0.7以上;平均方差萃取量（AVE）值在0.36以上是可接受值，在0.5以上是理想值。表中的CR值介于0.819～0.874，表示所有量表均具有良好的組成信度;研究中所有構面的AVE值介于0.511～0.662，說明所有構面具有良好的收斂效度。

2.描述性統計與區別效度分析

表2列出了各潛變量的描述性統計結果、相關系數和各平均方差萃取量開根號值。由表2可知，本研究中大學生的信息素養、閱讀態度、閱讀意向得分平均值，高于數字閱讀素養平均值。信息素養、閱讀態度、閱讀意向和數字閱讀素養存在兩兩顯著正相關關系。另外，所有潛變量的平均方差萃取量的開根號值均大于與其他變量的皮爾森相關，表明本研究的所有變量具有較好的區別效度。

3.模型構建與分析

研究對模型變量的數據分布和模型擬合度進行了檢驗和分析。首先，采用偏態和峰度檢驗對數據特征進行正態檢驗，得出偏度系數的絕對值范圍為[0.177，1.903]，小于1.96;峰度系數的絕對值范圍為[0.016，4.367]，小于7。這表明模型變量的數據符合正態分布。共線性檢驗顯示容許值Tolerance為0.662、0.6、0.609，均大于0.1;方差膨脹因素VIF值為1.51、1.667、1.641，均小于5，不存在共線性問題。模型擬合度指標檢驗顯示：卡方值χ2=232.936;自由度df=95;卡方值/自由度=2.452;漸進殘差均方和平方根RMSEA=0.073;標準化殘差均方和平方根SRMR=0.0537;良適性適配指標GFI=0.902;基準線比較指標NFI=0.915、IFI=0.948、TLI=0.934、CFI=0.948。上述各指標表明，研究的模型為可接受模型。

變量的R2值代表自變量在多大程度上解釋因變量，反映了自變量對因變量預測能力的大小。根據Hair等人（2009）的標準，R2值所代表的“小”“中”和“大”解釋能力的臨界值分別為：0.19、0.33和0.69。從圖2可以看出，閱讀態度、閱讀意向和數字閱讀素養三個變量的R2值分別為0.33、0.44、0.67。這表明本研究中，閱讀態度、閱讀意向和數字閱讀素養的解釋能力達到了“中”到“大”的標準。

研究對結構模型的標準化路徑系數進行了檢驗和分析。通過標準化估計值，可以比較路徑之間的重要性。從圖2可以看出，“閱讀態度”和“信息素養”兩個因素直接影響閱讀意向，對應的標準化路徑系數值分別是0.46和0.28，說明閱讀態度對閱讀意向的影響要高于信息素養對閱讀意向的影響。本模型中，有三個因素直接影響數字閱讀素養，分別是“信息素養”“閱讀態度”和“閱讀意向”，對應的標準化路徑系數值分別是0.65、-0.08和0.33，說明信息素養對數字閱讀素養的影響要明顯高于閱讀意向和閱讀態度。

本研究對結構模型的非標準化路徑系數也進行了檢驗和分析。通過非標準化路徑系數值和標準誤可以對路徑系數的顯著性進行檢驗，由此對研究提出的假設進行驗證。從表3各路徑的系數Z值可以看出，除了路徑“閱讀態度→數字閱讀素養”的Z值小于1.96以外，其余5條路徑的Z值均大于1.96，說明在本研究除假設6不成立以外，其他5個假設均成立。

4.模型中介效果檢驗

研究進一步對中介的直接效果和間接效果進行了檢驗和分析。研究借助Process 2.16工具，采用偏差校正百分位Bootstrapping檢驗方法，選擇模型6（2個中介），重復取樣5000次，計算95%的置信區間（Hayes，2013），對模型的中介效果進行探討。從表4可以看出，從信息素養到數字閱讀素養總中介效應的置信區間為[0.174，0.411]，該鏈式中介效應顯著。從信息素養到數字閱讀素養的直接效應值是0.495，置信區間為[0.366，0.623]，置信區間不包含0，說明信息素養到數字閱讀素養的直接效應顯著，鏈式中介效應為部分中介效應。間接路徑“信息素養→閱讀態度→數字閱讀素養”的效應值0.028，置信區間為[-0.059，0.131]，間接路徑的效應值不顯著。間接路徑“信息素養→閱讀態度→閱讀意向→數字閱讀素養”的效應值是0.127，置信區間為[0.080，0.206]，間接路徑的效應值顯著。間接路徑“信息素養→閱讀意向→數字閱讀素養”的效應值是0.132，置信區間為[0.044，0.260]，間接路徑的效應值顯著。溫忠麟等（2004）認為，在中介模型中，總中介效應是所有中介路徑的效應之和，總效應為直接效應值與總中介效應值之和。由此可以計算出，本模型的總中介效應值是0.287，總效應值是0.782。效果量為各中介效應值與總效應值的比值，三條中介路徑的效果量分別是3.56%、16.23、16.94%;總中介效果量為36.71%。

五、研究結論與思考

本研究在數字閱讀素養的理論層面和研究方法層面上均有所創新。從理論層面來看，本研究提出了信息素養影響數字閱讀素養的鏈式中介模型，解釋了信息素養與數字閱讀素養的關系和影響機理，同時也解釋了閱讀態度和閱讀意向的中介機制。從研究方法層面來看，本研究采用實證的研究范式，通過“結構方程模型”的量化研究方法，對理論假設模型進行了驗證。研究發現：（1）信息素養和閱讀意向顯著影響數字閱讀素養;（2）信息素養通過閱讀態度和閱讀意向的鏈式中介作用影響數字閱讀素養。（3）在信息素養影響數字閱讀素養的所有路徑中，路徑“信息素養→閱讀意向→數字閱讀素養”和路徑“信息素養→閱讀態度→閱讀意向→數字閱讀素養”的影響效果較為明顯。

1.信息素養與數字閱讀素養的關系

從表4可以看出，信息素養到數字閱讀素養的直接效果量達到63.29%，說明信息素養與數字閱讀素養有著緊密的聯系，這與研究假設是一致的。該結果說明，具有良好信息素養的讀者，一般也會具備良好的數字閱讀素養。這從一定程度上也說明，提高數字閱讀素養首先應該提高信息素養。在我國，很多高校圖書館開設了以信息搜索和信息處理為內容的信息素養教學課程，并且取得了不錯的效果（詹步強，2009）。本研究建議，高校圖書館應該繼續重視和加強大學生信息素養的教育教學工作，為提升大學生數字閱讀素養打好基礎。

2.閱讀態度與閱讀意向的關系

本研究驗證了閱讀態度和閱讀意向的關系。從表2可以看出，閱讀態度和閱讀意向之間存在顯著相關（r=0.596，p<0.01）。從圖2可以看出，閱讀態度顯著正向影響閱讀意向（β=0.46，p<0.001），這與前面已有研究的結論一致。積極的閱讀態度產生持續的閱讀意向;而有了閱讀意向，才會有閱讀行為的發生。研究建議，教育工作者應該從調查學生的閱讀態度著手，了解學生愛閱讀或不愛閱讀的原因。

3.信息素養與閱讀態度的關系

通過對已有文獻的分析發現，信息素養與閱讀態度關系缺乏研究。從表2可以看出，信息素養與閱讀態度之間存在顯著正相關（r=0.496，p<0.01）。從圖2可以看出，信息素養顯著正向影響閱讀態度（β=0.57，p<0.001）。導致這一結果的原因可能是，具有良好信息素養的讀者，在閱讀內容的檢索和導航方面具有更高的自我效能感，對閱讀持更積極的態度。另外，閱讀是人從符號中獲得意義的一種社會實踐活動和心理過程，也是信息知識的生產者和接受者借助文本實現的一種信息知識傳遞過程（王素芳，2004）。從閱讀發生的過程來看，閱讀與信息之間存在緊密的聯系，這可能導致閱讀態度與信息素養存在顯著的相關關系。

4.閱讀態度、閱讀意向和數字閱讀素養的關系

從圖2可以看出，閱讀意向在閱讀態度影響數字閱讀素養的過程中存在中介效應。根據理性行為理論和技術接受模型，可以認為，閱讀的態度通過閱讀意向影響閱讀行為的發生，而持續的閱讀行為從一定層面上可以反映出閱讀素養的高低。但由于數字閱讀素養除了表現在持續的閱讀行為上，還表現在特定的閱讀習慣、方式和效果上。因此，我們需要謹慎看待這一研究結果。

5.信息素養、閱讀態度、閱讀意向和數字閱讀素養的關系

從圖2和表4可以看出，閱讀態度、閱讀意向在信息素養和數字閱讀素養之間的鏈式中介效應。該研究結果對數字閱讀教育實踐具有一定的啟示。根據本研究結果，建議教育管理者和教師通過如下策略提高學生的數字閱讀素養：第一，重視學生信息素養的培養，加大信息技能和素養培訓力度;第二，帶領學生重新認識閱讀，幫助學生樹立積極的閱讀態度;第三，舉辦閱讀活動，提供閱讀場所，營造良好的閱讀氛圍，讓學生產生積極的閱讀意向。

注釋：

① ***表示路徑系數的P值小于0.001，n.s.表示路徑系數的P值大于0.05，不顯著。

參考文獻：

[1]何高大（2002）.“美國高等教育信息素養能力標準”及其啟示[J].現代教育技術，（3）：24-29，78.

[2]孫山（2017）.第十四次國民閱讀調查報告：62.4%成年國民在2016年進行過微信閱讀[N].中國青年報，2017-04-20（07）.

[3]王健，張立榮（2011）.新媒介時代大學生數字化閱讀素養的內涵與培養[J].現代遠距離教育，（6）：73-77.

[4]王素芳（2004）.網絡閱讀的發展現狀和前景探析[J].圖書與情報，（3）：91-93.

[5]溫忠麟，張雷，侯杰泰，劉紅云（2004）.中介效應檢驗程序及其應用[J].心理學報，（5）：614-620.

[6]詹步強（2009）.大學生信息素養教學體系實施效果評價研究[J].電化教育研究，（6）：25-28.

[7]張喜春，潘映（2008）.理工科大學生英語閱讀態度與閱讀理解能力相關性研究[J]. 廣西民族大學學報（哲學社會科學版），（S1）：146-148.

[8]Ajzen， I.， & Fishbein， M.（1977）. Attitudes Behavior Relations： A Theoretical Analysis and Review of Empirical Research [J]. Psychological Bulletin， 84 （5）：888-918.

[9]Baker， L.， & Wigfield， A.（1999）. Dimensions of Childrens Motivation for Reading and Their Relations to Reading Activity and Reading Achievement [J]. Reading Research Quarterly， 34（1）：452-477.

[10]Broeder， P.， & Stokmans， M.（2013）. Why Should I Read？ -A Cross-Cultural Investigation into Adolescents Reading Socialization and Reading Attitude [J]. International Review of Education，59（1）：87-112.

[11]Chen， C.-N.， Chen， S.-C.， & Chen， S.-H. E. et al.（2013）. The Effects of Extensive Reading via E-Books on Tertiary Level EFL Students Reading Attitude， Reading Comprehension， and Vocabulary [J]. Turkish Online Journal of Educational Technology， 12（2）：303-312.

[12]Chen， C.-W.（2015）. The Effect of Technological and Psychological Factors on Users Intentions to Continually Read e-Books[J]. International Journal of Business & Economics， 14（2）： 195-220.

[13]Clark， C.， & De Zoysa， S. （2011）. Mapping the Interrelationships of Reading Enjoyment， Attitudes， Behaviour and Attainment： An Exploratory Investigation [J]. National Literacy Trust，London. https：//doi.org/10.1111/j.1747-9991.2011.00449.x.

[14]?oklar， A. N.， Yaman， N. D.， & Yurdakul， I. K（2017）. Information Literacy and Digital Nativity as Determinants of Online Information Search Strategies [J]. Computers in Human Behavior，70：1-9.

[15]Davis， F. D.（1989）. Perceived Usefulness， Perceived Ease of Use， and User Acceptance of Information Technology [J]. MIS Quarterly，13（3）： 319-340.

[16]Hair， J. F.， Ringle， C. M.， & Sarstedt， M（2009）. Multivariate Data Analysis （7th Edition） [M]. Prentice Hall.

[17]Hayes， A. F.（2009）. Beyond Baron and Kenny： Statistical Mediation Analysis in the New Millennium[J]. Communication Monographs，76（4）：408-420.

[18]Hayes， A. F.（2013）. Introduction to Mediation， Moderation，and Conditional Process Analysis： A Regression-Based Approach [J]. Journal of Educational Measurement，51（3）：335-337.

[19]Keskin， H. K.， &? Ba?tu?， M.， & Atmaca， T. （2016）. Factors Directing Students to Academic Digital Reading [J]. Education and Science，41（188）：117-129.

[20]Lee， Y.， & Wu， J.（2013）. The Indirect Effects of Online Social Entertainment and Information Seeking Activities on Reading Literacy [J]. Computers & Education， 12（67）：168-177.

[21]OECD（2009）. PISA 2009 Results： What Students Know and Can Do： Student Performance in Reading， Mathematics and Science （Volume I） [DB/OL]. [2018-01-05]. Http：//www.oecd.org/pisa/pisaproducts/48852548.pdf.

[22]Thompson， R. L.， Higgins， C. A.， &? Howell， J. M. （1991）. Personal Computing： Toward a Conceptual Model of Utilization [J]. MIS Quarterly，15（1）： 125-143.

[23]Wang. G.X.， & Gai， X. S. （2016）. Combined Effect of Mental Contrasting and Implementation Intention on College StudentsBook Reading [J]. Social Behavior & Personality An International Journal，44（5）：767-783.

[24]Zurkowski， P. G.（1974）.The Information Service Environment Relationships and Priorities[ED/OL]. [2018-01-05].https：//files.eric.ed.gov/fulltext/ED100391.pdf.

收稿日期 2018-01-28 責任編輯 汪燕