家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)初中生閱讀成就的影響：閱讀動(dòng)機(jī)和閱讀活動(dòng)的中介作用 *

王曉誠 賈麗娜 金元英

(1 江南大學(xué)人文學(xué)院，無錫 214122) (2 韓國高麗大學(xué)教育學(xué)院，首爾 02841)

1 引言

閱讀是個(gè)體獲取知識(shí)的重要途徑和了解外部世界的必要手段。閱讀能力構(gòu)成了學(xué)習(xí)活動(dòng)的重要前提，閱讀能力的不足會(huì)對(duì)其他必要技能的習(xí)得產(chǎn)生重大影響（Kirsch et al., 2002）。尤其對(duì)于初中生來說，他們正處于“透過閱讀學(xué)習(xí)新知”的階段，良好的閱讀能力能夠幫助初中生迅速獲取知識(shí)并掌握所需信息。諸多國際評(píng)估項(xiàng)目，如國際學(xué)生學(xué)業(yè)成就評(píng)估項(xiàng)目（Programme for International Student Assessment, PISA）、國際閱讀素養(yǎng)進(jìn)展研究（Progress in International Reading Literacy Study, PIRLS），均把閱讀素養(yǎng)看作知識(shí)信息時(shí)代學(xué)生需具備的核心素養(yǎng)之一。在此背景下，如何提升學(xué)生的閱讀能力以及影響學(xué)生閱讀成就的因素有哪些，已成為世界各國教育研究者及相關(guān)工作者所關(guān)注的問題。

家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位是指?jìng)€(gè)人或某一群體在社會(huì)中，依據(jù)其家庭所擁有的社會(huì)資源而被界定的社會(huì)位置，通常以父母職業(yè)、父母受教育水平及家庭經(jīng)濟(jì)收入作為客觀度量的指標(biāo)，反映了個(gè)體獲取現(xiàn)實(shí)或潛在資源的差異（Bradley & Corwyn,2002）。研究表明，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位顯著預(yù)測(cè)學(xué)生的學(xué)業(yè)成就：家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位越低，學(xué)生的學(xué)業(yè)成就也越低 （任春榮, 辛濤, 2012; 舒華等, 2002）。Kieffer（2010）發(fā)現(xiàn)，在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較低的學(xué)生群體中，有80%的低年級(jí)學(xué)生不能熟練地閱讀，中高年級(jí)學(xué)生也面臨更多的閱讀障礙風(fēng)險(xiǎn)；PISA 和PIRLS 的相關(guān)研究結(jié)果則進(jìn)一步揭示了家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和家庭資源（如藏書量、父母讀寫支援）對(duì)學(xué)生閱讀成就的影響（Mullis, Martin,Foy, & Hopper, 2017; OECD, 2010）。

家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)閱讀成就的影響往往通過一系列中介變量起作用，如親子閱讀（Leseman &de Jong, 1998; Sénéchal & LeFevre, 2002）、父母教育期望（Bradley & Corwyn, 2002）、父母鼓勵(lì)（顧紅磊, 劉君, 夏天生, 2017; Baker, Scher, & Mackler,1997; Morrow, 1983）、父母對(duì)子女的讀寫指導(dǎo)（Evans, Shaw, & Bell, 2000; Sénéchal & LeFevre,2002）等。家庭投資理論認(rèn)為，在社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高的家庭中，父母擁有更多的資本可用于投資子女的發(fā)展，包括物質(zhì)投資（如豐富的學(xué)習(xí)資源、良好的學(xué)習(xí)環(huán)境）和情感投資（如鼓勵(lì)子女學(xué)習(xí)或表揚(yáng)努力行為、開展更多的親子活動(dòng)和交流），從而對(duì)子女的學(xué)業(yè)成就產(chǎn)生積極的影響（Davis-Kean, 2005; Sohr-Preston et al., 2013）。

近年來，研究者關(guān)注的家庭經(jīng)濟(jì)地位與學(xué)生閱讀表現(xiàn)之間的中介變量，不再僅局限于父母特征，也開始轉(zhuǎn)向?qū)W生個(gè)體特征，如閱讀動(dòng)機(jī)（顧紅磊等, 2017）、閱讀投入和閱讀興趣（溫紅博, 梁凱麗, 劉先偉, 2016）、自我效能感（石雷山, 陳英敏, 侯秀, 高峰強(qiáng), 2013）等。其中，閱讀動(dòng)機(jī)作為重要的個(gè)體特征，在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位和閱讀成就關(guān)系之間起重要作用。首先，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高的學(xué)生具有更高水平的閱讀動(dòng)機(jī)（劉玉娟,2012），閱讀動(dòng)機(jī)又直接影響閱讀能力的各項(xiàng)指標(biāo)，如文本理解、字詞識(shí)別、閱讀技能等（Baker &Wigfield, 1999; Guthrie, Wigfield, Metsala, & Cox,1999）。此外，閱讀動(dòng)機(jī)還通過閱讀活動(dòng)（如閱讀量、閱讀頻率）的中介作用對(duì)閱讀成就產(chǎn)生間接影響（Becker, McElvany, & Kortenbruck, 2010;Schiefele, Schaffner, M?ller, & Wigfield, 2012）：學(xué)生的閱讀動(dòng)機(jī)越高，就越傾向于選擇閱讀活動(dòng)并在閱讀上投入更多的時(shí)間和精力，進(jìn)而越容易成為一名熟練的閱讀者。

一方面，閱讀動(dòng)機(jī)顯著正向預(yù)測(cè)閱讀活動(dòng)。研究表明，閱讀動(dòng)機(jī)水平較高的學(xué)生的閱讀量是閱讀動(dòng)機(jī)水平較低的學(xué)生的三倍（Wigfield &Guthrie, 1997）。與外部動(dòng)機(jī)相比，內(nèi)部動(dòng)機(jī)與興趣閱讀活動(dòng)之間有著更大的相關(guān)（Baker & Wigfield,1999; Becker et al., 2010; Lau, 2004）。Lau 發(fā)現(xiàn)，將諸多變量同時(shí)納入回歸分析時(shí)，中學(xué)生的內(nèi)部動(dòng)機(jī)與閱讀活動(dòng)的關(guān)系強(qiáng)度最大。可以說，在中學(xué)生的閱讀活動(dòng)中，內(nèi)部動(dòng)機(jī)占有相當(dāng)重要的地位—“他們進(jìn)行閱讀不僅是為了得到他人的認(rèn)同，或者為獲得某種獎(jiǎng)賞，更重要的是為了滿足求知欲、興趣、好奇心以及意識(shí)到閱讀的重要性而進(jìn)行主動(dòng)、自覺地閱讀”（宋鳳寧, 宋歌, 余賢君, 張必隱, 2000, p.87）。

另一方面，閱讀活動(dòng)顯著正向預(yù)測(cè)閱讀成就（宋鳳寧等, 2000; 張文靜, 辛濤, 2012; Anderson,Wilson, & Fielding, 1988; Cunningham & Stanovich,1997）。Cunningham 和Stanovich 發(fā)現(xiàn)，閱讀活動(dòng)對(duì)學(xué)生在五至十年級(jí)之間閱讀理解進(jìn)步的解釋力可達(dá)23%。PISA 的相關(guān)研究結(jié)果也表明，每天閱讀時(shí)間大于30 分鐘及以上的學(xué)生，其閱讀成就顯著高于“不會(huì)為了樂趣而閱讀”的學(xué)生（張文靜,辛濤, 2012）；這種閱讀投入行為被證實(shí)能在很大程度上抵消家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位所帶來的不利影響（Guthrie & Wigfield, 2000; Kirsch et al., 2002）。

基于已有文獻(xiàn)，本研究以閱讀動(dòng)機(jī)和閱讀活動(dòng)為中介變量，探討家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)初中生閱讀成就的影響機(jī)制（見圖1）。研究假設(shè)包括，假設(shè)1：家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位直接影響閱讀成就；假設(shè)2：家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位通過影響閱讀動(dòng)機(jī)，進(jìn)而影響閱讀成就；假設(shè)3：家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位通過影響閱讀活動(dòng)，進(jìn)而影響閱讀成就；假設(shè)4：家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位通過影響閱讀動(dòng)機(jī)，進(jìn)而影響閱讀活動(dòng)，最終影響閱讀成就，即閱讀動(dòng)機(jī)和閱讀活動(dòng)在家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與閱讀成就的關(guān)系中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

圖1 家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、閱讀動(dòng)機(jī)、閱讀活動(dòng)與閱讀成就關(guān)系的理論模型

2 研究方法

2.1 被試

采用方便取樣法，選取中國東部某省3 所學(xué)校共499 名學(xué)生進(jìn)行問卷調(diào)查，獲得有效問卷468 份。被試的年齡范圍為12～17 歲（M=13.3 歲,SD=0.97 歲）。其中，男生230 名（49.1%），女生238 名（50.9%）；7 年級(jí)176 名（37.6%），8 年級(jí)145 名（31.0%），9 年級(jí)147 名（31.4%）；城市、鄉(xiāng)鎮(zhèn)、農(nóng)村學(xué)校的學(xué)生分別為2 5 5 名（54.5%）、189 名（40.4%）、24 名（5.1%）。

2.2 研究工具

2.2.1 家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位問卷

家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的測(cè)量以父母職業(yè)、父母受教育水平及家庭經(jīng)濟(jì)收入為主要指標(biāo)（任春榮,2010）。具體包括5 個(gè)維度：父親職業(yè)、母親職業(yè)、父親受教育水平、母親受教育水平、家庭經(jīng)濟(jì)收入。家庭經(jīng)濟(jì)收入維度有17 道題，其余均為1 道題，共計(jì)21 道題。對(duì)于父母職業(yè)的測(cè)量，本研究按照師保國和申繼亮（2007）的標(biāo)準(zhǔn)，將職業(yè)分為5個(gè)等級(jí)，分別賦予1～5 的分值；父母受教育水平則包括“文盲”“小學(xué)或小學(xué)以下”“初中”“高中或中專”“大專”“本科”“研究生”7 個(gè)類別，分別賦予1～7 的分值；家庭經(jīng)濟(jì)收入采取被試報(bào)告家庭擁有物數(shù)量的形式進(jìn)行測(cè)量，以避免學(xué)生因不了解家庭實(shí)際收入而拒答或亂填的情況（任春榮,2010）。參考PISA 背景問卷所提供的方式，要求學(xué)生報(bào)告家中有無互聯(lián)網(wǎng)、教育軟件等17 項(xiàng)設(shè)施，“有”計(jì)1 分，“無”計(jì)0 分，總分在0～17 分之間。參照有關(guān)研究（顧紅磊等, 2017; 石雷山等,2013），本研究分別將父母職業(yè)和受教育水平的得分轉(zhuǎn)化為標(biāo)準(zhǔn)分進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，并和家庭擁有物得分共同構(gòu)成家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的測(cè)量指標(biāo)。

2.2.2 閱讀動(dòng)機(jī)量表

閱讀動(dòng)機(jī)的測(cè)量參考了Baker 和Wigfield（1999）編制的閱讀動(dòng)機(jī)量表（Motivation for Reading Questionnaire, MRQ）。研究指出，內(nèi)部動(dòng)機(jī)和外部動(dòng)機(jī)對(duì)閱讀成就有著截然不同的影響：內(nèi)部動(dòng)機(jī)顯著正向預(yù)測(cè)閱讀成就，而外部動(dòng)機(jī)則顯著負(fù)向預(yù)測(cè)閱讀成就（Becker et al., 2010;Schiefele et al., 2012; Wang & Guthrie, 2004）。若將兩者同時(shí)納入閱讀動(dòng)機(jī)的測(cè)量指標(biāo)，很可能帶來結(jié)果相互抵消的效果（Schiefele et al., 2012）。因此，基于中文版MRQ 的修訂結(jié)果，本研究選取“挑戰(zhàn)”“好奇心”“參與度”3 個(gè)維度來測(cè)量學(xué)生的內(nèi)部閱讀動(dòng)機(jī)。每個(gè)維度有5 道題目，共計(jì)15 道題目。采用李克特4 點(diǎn)計(jì)分，分?jǐn)?shù)越高，表明閱讀動(dòng)機(jī)水平越高。驗(yàn)證性因子分析的結(jié)果表明，該量表具有理想的結(jié)構(gòu)效度：χ2/df=3.25，p＜0.001，CFI=0.94，TLI=0.93，SRMR=0.05，RMSEA=0.07，所有觀測(cè)變量在對(duì)應(yīng)的潛在變量上的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為0.51～0.78。量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.81。

2.2.3 閱讀活動(dòng)量表

閱讀活動(dòng)的測(cè)量參考了Guthrie，McGough 和Wigfield（1994）的閱讀活動(dòng)量表（Reading Activity Inventory, RAI）及Schaffner，Schiefele 和Ulferts（2013）的閱讀量量表。量表共3 道題目，分別測(cè)量學(xué)生“出于個(gè)人興趣的”閱讀量、閱讀頻率及每次的閱讀時(shí)長(zhǎng)。采用李克特4 點(diǎn)計(jì)分，分?jǐn)?shù)越高，表明閱讀投入水平越高。驗(yàn)證性因子分析的結(jié)果表明，該量表具有理想的結(jié)構(gòu)效度：χ2/df=2.26，p=0.13，CFI=0.99，TLI=0.97，SRMR=0.02，RMSEA=0.05。閱讀量、閱讀頻率和閱讀時(shí)長(zhǎng)的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷分別為0.58、0.59 和0.51。量表的Cronbach’s α 系數(shù)為0.67，與先前研究結(jié)果類似（Stutz,Schaffner, & Schiefele, 2016; Wang & Guthrie, 2004）。

2.2.4 閱讀成就

將在本次施測(cè)前一周發(fā)布的語文期中考試成績(jī)作為學(xué)生閱讀成就的評(píng)估指標(biāo)，該成績(jī)由學(xué)校教導(dǎo)處提供。參照有關(guān)研究（石雷山等, 2013; 武麗麗, 張大均, 程剛, 王鑫強(qiáng), 2018），所有成績(jī)都以同一學(xué)校同一年級(jí)為單位轉(zhuǎn)換成標(biāo)準(zhǔn)分進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

2.3 數(shù)據(jù)分析

采用SPSS 軟件的“期望值最大化”法對(duì)缺失數(shù)據(jù)進(jìn)行處理，對(duì)變量進(jìn)行共同方法偏差檢驗(yàn)、描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析；使用Amos 軟件的“最大似然估計(jì)”法對(duì)測(cè)量模型及結(jié)構(gòu)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。由于本研究包含兩個(gè)中介變量，參考Preacher和Selig（2012）的建議，采用Monte Carlo 法分別檢驗(yàn)各變量中介效應(yīng)的顯著性。如果中介效應(yīng)平均估計(jì)的95%置信區(qū)間不包括0，說明此中介效應(yīng)在0.05 的水平上顯著，反之則說明不顯著。

3 結(jié)果

3.1 共同方法偏差檢驗(yàn)

對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行Harman 單因子檢驗(yàn)的結(jié)果，第一個(gè)公因子的解釋率為27.6%，低于臨界值40%（Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003）。同時(shí)，單因子模型的驗(yàn)證性因子分析結(jié)果較差：χ2/df=17.44，p＜0.001，CFI=0.51，TLI=0.39，SRMR=0.16，RMSEA=0.19。這表明本研究不存在嚴(yán)重的共同方法偏差問題。

3.2 描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析

對(duì)所有的觀測(cè)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)及相關(guān)分析，結(jié)果顯示絕大多數(shù)變量之間呈顯著正相關(guān)（見表1）。對(duì)潛在變量進(jìn)行相關(guān)分析可見，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與閱讀動(dòng)機(jī)（r=0.21,p＜0.01）、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與閱讀活動(dòng)（r=0.14,p＜0.01）、家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位與閱讀成就（r=0.12,p＜0.01）、閱讀動(dòng)機(jī)與閱讀活動(dòng)（r=0.37,p＜0.01）、閱讀動(dòng)機(jī)與閱讀成就（r=0.20,p＜0.01）以及閱讀活動(dòng)與閱讀成就（r=0.21,p＜0.01）之間均呈顯著正相關(guān)。

表1 各變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差及相關(guān)矩陣

3.3 測(cè)量模型的評(píng)估

本研究采用了Kline（2011）提出的結(jié)構(gòu)方程模型檢驗(yàn)的“兩步驟法”（two-step approach）。即結(jié)構(gòu)方程模型的檢驗(yàn)需經(jīng)過兩個(gè)步驟：一是測(cè)量模型的檢驗(yàn)，該測(cè)量模型包括所有的潛在變量并假設(shè)變量之間是相互關(guān)聯(lián)的；二是在模型中添加有向路徑（directed path），對(duì)結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行檢驗(yàn)。采用驗(yàn)證性因子分析法對(duì)測(cè)量模型進(jìn)行評(píng)估可知，該模型擬合較好：χ2/d f=3.3 6，p＜0.001，CFI=0.94，TLI=0.91，SRMR=0.05，RMSEA=0.07。所有的觀測(cè)變量在對(duì)應(yīng)潛在變量上的標(biāo)準(zhǔn)化因子載荷為0.50～0.86，表明所有的觀測(cè)變量都有效測(cè)量了所表征的潛在變量，可以進(jìn)一步進(jìn)行結(jié)構(gòu)方程模型的評(píng)估。

3.4 結(jié)構(gòu)方程模型的評(píng)估

結(jié)構(gòu)方程模型的評(píng)估結(jié)果表明，模型的各項(xiàng)指標(biāo)達(dá)到了良好擬合的標(biāo)準(zhǔn)：χ2/df=3.01，p＜0.001，CFI=0.94，TLI=0.91，SRMR=0.05，RMSEA=0.07。由圖2 可見，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)閱讀成就的直接效應(yīng)不顯著，假設(shè)1 不成立。此外，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位顯著正向影響閱讀動(dòng)機(jī)，閱讀動(dòng)機(jī)顯著正向影響閱讀活動(dòng)，閱讀活動(dòng)顯著正向影響閱讀成就。家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)閱讀成就的總效應(yīng)顯著（β=0.13,p＜0.01）。使用Monte Carlo 法對(duì)中介效應(yīng)進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)可知，閱讀動(dòng)機(jī)（95%CI[-0.016, 0.084]）與閱讀活動(dòng)（95%CI[-0.045, 0.046]）的獨(dú)特中介效應(yīng)均不顯著，假設(shè)2 和3 不成立；閱讀動(dòng)機(jī)和閱讀活動(dòng)的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著（95%CI[0.006, 0.081],β=0.023），假設(shè)4 成立。

4 討論

4.1 家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位影響閱讀成就的作用機(jī)制

本研究發(fā)現(xiàn)，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)閱讀成就沒有直接影響，而是通過閱讀動(dòng)機(jī)和閱讀活動(dòng)的鏈?zhǔn)街薪樽饔瞄g接發(fā)揮影響。即，家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位較高的學(xué)生更傾向于將出于個(gè)人的好奇心、對(duì)有挑戰(zhàn)性的文本的偏好、享受閱讀本身的樂趣等內(nèi)在因素投入到閱讀活動(dòng)中，而這種大量的、廣泛的自發(fā)閱讀最終帶來提升閱讀成就的積極效果。可以說，由于經(jīng)濟(jì)收入、父母職業(yè)及受教育程度等因素的差異，不同家庭對(duì)子女的閱讀投資存在較大差異，在一定程度上導(dǎo)致子女閱讀動(dòng)機(jī)、閱讀活動(dòng)乃至閱讀成就之間的差距。該結(jié)果與家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)個(gè)體行為的影響不是直接的，而是通過一系列中介變量起作用的觀點(diǎn)相一致（石雷山等, 2013; 溫紅博等, 2016; Bradley &Corwyn, 2002）。

一方面，家庭經(jīng)濟(jì)資本為子女提供基本的物質(zhì)條件，如安靜的閱讀環(huán)境、豐富的書籍和用品，為子女開展閱讀活動(dòng)、發(fā)展閱讀興趣奠定基礎(chǔ)（李毅,譚婷, 2019）；另一方面，受教育程度較高的家長(zhǎng)具備更為積極的閱讀態(tài)度和更高水平的閱讀興趣（Myrberg & Rosén, 2009），在這種家庭文化氛圍中，子女可能會(huì)潛移默化地模仿和學(xué)習(xí)父母的閱讀行為，獲得較高的閱讀投入。另外，中上階層的家庭或高學(xué)歷的父母往往對(duì)閱讀持鼓勵(lì)的態(tài)度（顧紅磊等, 2017; Baker et al., 1997; Morrow, 1983），并通過親子閱讀、示范閱讀等形式，以榜樣的力量提升子女的閱讀動(dòng)機(jī)，幫助他們形成良好的閱讀習(xí)慣，最終正面影響子女的閱讀成就。綜上所述，在討論家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位的作用時(shí)，除了已有研究中提到的父母特征的中介效應(yīng)之外，也不可忽視學(xué)生個(gè)體特征的影響及其主觀能動(dòng)性。

圖2 家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、閱讀動(dòng)機(jī)、閱讀活動(dòng)與閱讀成就關(guān)系的結(jié)構(gòu)方程模型

4.2 閱讀活動(dòng)的重要性

結(jié)構(gòu)方程模型的評(píng)估結(jié)果表明，閱讀動(dòng)機(jī)并不直接作用于閱讀成就，而是通過改變學(xué)生的閱讀投入（如增加閱讀量和閱讀時(shí)長(zhǎng)）來影響閱讀成就。這與已有研究結(jié)果一致：閱讀動(dòng)機(jī)水平較高的學(xué)生更傾向于選擇閱讀（Wigfield & Guthrie, 1997），而大量的閱讀活動(dòng)又能帶來一系列積極效果，如豐富其詞匯量并提升閱讀過程的自動(dòng)化水平（Schiefele et al.,2012; Stutz et al., 2016）、促進(jìn)閱讀策略的使用（Guthrie et al., 1999; Wigfield et al., 2008）、幫助學(xué)生積累各類主題相關(guān)的背景知識(shí)（McNamara &Kintsch, 1996），進(jìn)而正向預(yù)測(cè)閱讀成就。

由此可知，要想提升學(xué)生的閱讀成就，僅僅提升內(nèi)部閱讀動(dòng)機(jī)水平是不夠的，還需研究能夠激發(fā)學(xué)生具體閱讀行為的策略。例如，提供豐富的閱讀資源與高質(zhì)量的閱讀暴露環(huán)境，鼓勵(lì)學(xué)生在時(shí)間、數(shù)量及廣度上增加對(duì)閱讀的投入。在校外環(huán)境中，家長(zhǎng)也應(yīng)盡可能地為子女創(chuàng)造良好的閱讀環(huán)境，如增加家庭藏書量、為子女購買或推薦適合的讀物、開展各種親子閱讀活動(dòng)等，讓子女更多、更全面地接觸多樣化的閱讀資源，養(yǎng)成良好的閱讀習(xí)慣（張文靜, 辛濤, 2012）。

4.3 教育啟示

本研究驗(yàn)證了家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位能夠通過閱讀動(dòng)機(jī)和閱讀活動(dòng)的鏈?zhǔn)街薪樽饔脕黹g接影響閱讀成就。該結(jié)果提示教育工作者和家長(zhǎng)，雖然個(gè)體的家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位可能一時(shí)難以改變，但可以通過提高學(xué)生的閱讀動(dòng)機(jī)、開展多樣化的閱讀活動(dòng)，最終達(dá)到提升閱讀成就的效果。例如，通過引導(dǎo)學(xué)生自主設(shè)計(jì)和實(shí)施閱讀任務(wù)，提高自主閱讀能力（Perry, Hutchinson, & Thauberger,2007），讓其感受到更多的閱讀樂趣，進(jìn)一步激發(fā)內(nèi)部動(dòng)機(jī)；家長(zhǎng)可以運(yùn)用自身的知識(shí)儲(chǔ)備，參與子女的閱讀活動(dòng)，展示積極的閱讀態(tài)度，并用榜樣示范的作用激發(fā)子女的閱讀動(dòng)機(jī)和興趣。

4.4 研究局限

本研究還存在一些局限，需要在未來的研究中進(jìn)一步完善。第一，樣本取自我國東部地區(qū)的3所學(xué)校，研究結(jié)果的代表性有待提升。第二，大部分?jǐn)?shù)據(jù)通過問卷法收集而成，盡管研究采用的問卷具有良好的信效度，但問卷法的社會(huì)贊許效應(yīng)可能在一定程度上影響研究結(jié)果的準(zhǔn)確性和可靠性。未來研究還應(yīng)嘗試采用觀察法、訪談法等多種方法對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行三角互證。第三，本研究使用學(xué)生的語文期中考試成績(jī)作為閱讀成就的評(píng)估指標(biāo)，未來的研究還可嘗試采取標(biāo)準(zhǔn)化閱讀測(cè)驗(yàn)的方式進(jìn)行評(píng)估。

5 結(jié)論

本研究得出以下結(jié)論：家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位、閱讀動(dòng)機(jī)、閱讀活動(dòng)及閱讀成就之間呈顯著正相關(guān)；家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位對(duì)閱讀成就的直接效應(yīng)不顯著，但可以通過閱讀動(dòng)機(jī)和閱讀活動(dòng)的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)對(duì)閱讀成就產(chǎn)生間接的影響。