程亞華 沈嵐嵐 李宜遜 伍新春李 虹 王鐵群 程 芳

(1 上海政法學院政府管理學院, 上海 201701) (2 寧波大學教師教育學院, 浙江 寧波 315211)(3 香港教育大學幼兒教育學系, 香港 999077) (4 北京師范大學心理學部, 應用實驗心理北京市重點實驗室,兒童閱讀與學習研究院, 北京 100875) (5 北京師范大學(珠海校區(qū))應用心理學院, 廣東 珠海 519087)(6 寧波市康寧醫(yī)院(寧波大學附屬精神衛(wèi)生中心)精神科, 浙江 寧波 315201)

1 引言

家庭閱讀環(huán)境(Home Literacy Environment,HLE)是影響兒童閱讀發(fā)展的直接生態(tài)環(huán)境。在豐富的家庭閱讀環(huán)境中, 閱讀活動多樣, 形式豐富, 兒童容易接觸, 且閱讀時間靈活, 持續(xù)性強, 閱讀過程中家庭成員間還能互相提供情感支持。因此, 家庭閱讀環(huán)境對兒童閱讀發(fā)展具有潛移默化的深遠影響(Torppa et al., 2022)。相關研究發(fā)現了家庭閱讀環(huán)境與兒童的語言和閱讀發(fā)展關系密切(溫紅博等, 2016; 周婷娜 等, 2020; Flack et al., 2018)。然而,目前研究主要探討的是家庭閱讀環(huán)境與兒童某一閱讀能力如字詞識別或閱讀理解的關系(Hood et al.,2008; Liu et al., 2018), 體現的是簡單的單向關系。而閱讀是一項復雜的認知活動, 從本質而言, 閱讀是對書面文本的意義理解。閱讀簡單觀(simple view of reading)將閱讀理解(reading comprehension, RC)看成兩個相對獨立的加工過程：自下而上的字詞解碼和自上而下的言語理解(Hoover & Gough, 1990),且字詞解碼、言語理解和閱讀理解之間存在相互作用的關系(Pan et al., 2022; Perfetti, 2009)。因此, 家庭閱讀環(huán)境與兒童閱讀能力之間可能存在著復雜的相互關系。

發(fā)展級聯(lián)(developmental cascades)模型描述了上述過程, 即發(fā)展系統(tǒng)中多個層次或多個水平的因素之間相互作用及相互累積作用所產生的跨時間或跨領域影響(李騰飛 等, 2017; Masten & Cicchetti,2010)。在發(fā)展級聯(lián)過程中多層次、多水平的因素相互影響而產生的效應稱為級聯(lián)效應(cascade effects), 它不僅包括某個因素對自身跨時間影響,同時還包括該因素對其他不同因素的跨時間影響(Moilanen et al., 2010)。具體到本研究, 家庭閱讀環(huán)境與兒童閱讀能力之間可能的發(fā)展級聯(lián)對兒童閱讀發(fā)展具有潛在價值, 能夠更加系統(tǒng)和深入地了解兒童閱讀發(fā)展的規(guī)律。因此, 本研究試圖檢驗家庭閱讀環(huán)境、字詞解碼(漢字識別)、言語理解(口語詞匯知識)和閱讀理解的發(fā)展級聯(lián)。

1.1 家庭閱讀環(huán)境對兒童閱讀理解的影響

整體而言, 家庭閱讀環(huán)境指的是家庭中能夠為兒童提供的與閱讀活動相關的資源與活動。在研究中, 一般以家庭社會經濟地位, 家庭閱讀資源(如家庭閱讀書籍、雜志訂閱), 家庭閱讀活動(如閱讀時間、閱讀興趣)等作為家庭閱讀環(huán)境的測量指標(舒華 等, 2002; 周婷娜 等, 2020; Sénéchal &LeFevre, 2002)。相關研究發(fā)現了家庭閱讀環(huán)境對兒童閱讀理解的預測作用。相對于來自家庭社會經濟地位較低的兒童, 來自家庭社會經濟地位較高的兒童能夠獲得更多的閱讀資源和閱讀支持, 從而影響兒童的閱讀理解(Ip et al., 2016)。還有研究發(fā)現, 家庭閱讀資源能夠提高兒童的拼音知識, 進而促進兒童閱讀理解的發(fā)展(Zhang et al., 2020)。研究也發(fā)現了父母與兒童的閱讀活動可以促進兒童閱讀理解的發(fā)展(Inoue et al., 2018)。然而這些研究僅僅考察了家庭閱讀環(huán)境中的某個指標與閱讀理解的關系, 但閱讀是一個復雜的認知過程, 因此, 需要深入探討家庭閱讀環(huán)境與兒童閱讀能力之間復雜的相互關系。

1.2 漢字識別、口語詞匯知識與閱讀理解之間的關系

研究發(fā)現, 閱讀簡單觀也適用于解釋漢語閱讀能力的發(fā)展(閆夢格 等, 2020)。在漢語研究中, 通常將字詞解碼等同于漢字識別(character recognition,CR), 以識字量作為指標; 言語理解則指解釋聽到的言語的能力, 通常以口語詞匯知識(vocabulary knowledge, VK)作為衡量言語理解能力的指標(Duff et al., 2015)。漢字識別與口語詞匯知識是漢語兒童閱讀理解發(fā)展的兩個重要因素, 且漢字識別、口語詞匯知識與閱讀理解三者之間存在相互影響的關系。一項對186 名漢語一年級兒童的3 年追蹤研究發(fā)現, 漢字識別與口語詞匯知識能夠共同解釋閱讀理解約40%的變異, 漢字識別的獨立貢獻在8%至29%之間, 口語詞匯知識的獨立貢獻在3%至9%之間(Yan et al., 2021)。

研究還發(fā)現, 閱讀理解也能夠促進兒童漢字識別的發(fā)展, 特別是對于識字較低的兒童, 通過文本閱讀能夠更容易提高字詞識別(Perfetti, 1985;Stanovich, 1980)。此外, 閱讀理解也能幫助兒童提高口語詞匯知識, 比如當兒童遇到一個包含陌生詞匯的文本時, 通過對上下文的理解, 也可以使兒童了解到該詞匯的含義(Perfetti, 2009)。最后, 漢字識別與口語詞匯知識之間也能互相促進(Pan et al.,2022; Yan et al., 2021), 對詞匯意義的了解可以促進兒童字詞識別時的語義通路, 口語詞匯知識豐富的兒童能夠更好地進行字詞解碼。與識字量少的兒童相比, 識字量多的兒童能夠更有效地閱讀, 從而促進他們隨后的詞匯知識的增長。由此可見, 在家庭閱讀環(huán)境與兒童閱讀的研究中, 不僅要關注家庭閱讀環(huán)境對閱讀理解的簡單單向關系, 同時還要關注家庭閱讀環(huán)境對漢字識別和口語詞匯知識的預測作用, 以及漢字識別、口語詞匯知識與閱讀理解之間的相互關系, 以便更深入地理解家庭閱讀環(huán)境對兒童閱讀發(fā)展的作用機制。

1.3 家庭閱讀環(huán)境與漢字識別、口語詞匯知識及閱讀理解之間的發(fā)展級聯(lián)效應

基于漢字識別、口語詞匯知識與閱讀理解三者之間的相互作用關系, 根據發(fā)展級聯(lián)模型, 家庭閱讀環(huán)境對閱讀理解的作用, 可能還會通過閱讀理解對漢字識別和口語詞匯知識的作用得以擴散, 并再次作用于閱讀理解。具體而言, 豐富的家庭閱讀環(huán)境對閱讀理解的促進作用(Zhang et al., 2020), 可能會提升兒童的閱讀量, 進而促進了兒童的識字量和詞匯理解(董瓊 等, 2016), 并最終提升兒童的閱讀理解水平。

此外, 家庭閱讀環(huán)境對漢字識別的影響, 也可能會通過漢字識別對口語詞匯知識和閱讀理解的作用得以擴散。已有研究發(fā)現家庭閱讀環(huán)境對兒童的漢字識別有影響, 例如, 一項關于學前漢語兒童閱讀的研究發(fā)現, 家庭社會經濟地位(家庭閱讀環(huán)境的一個指標)能夠預測學前兒童的漢字識別(Liu et al., 2018)。且有研究發(fā)現, 漢字識別有利于口語詞匯知識(Pan et al., 2022)和閱讀理解(閆夢格 等,2020; Ho et al., 2017)的發(fā)展。因此, 家庭閱讀環(huán)境可能通過漢字識別而對口語詞匯知識和閱讀理解產生影響, 促進兒童閱讀能力的發(fā)展。

最后, 家庭閱讀環(huán)境對口語詞匯知識的影響,也可能會通過口語詞匯知識對漢字識別和閱讀理解的作用而得以擴散。有研究發(fā)現, 家庭經濟地位不僅能夠預測兒童一年級時口語詞匯知識水平, 還可以預測兒童1～3 年級間的發(fā)展速度, 說明家庭經濟地位是兒童口語詞匯發(fā)展的保護性因子(程亞華等, 2018)。且研究還發(fā)現, 口語詞匯知識也會促進漢字識別的發(fā)展——因為對意義已知的詞匯進行解碼可以加強漢字語義和拼寫的聯(lián)系, 從而促進漢字表征的建立(Yan et al., 2021)——以及閱讀理解的發(fā)展, 因為擁有豐富詞匯的兒童在閱讀時更容易提取出詞匯的精確意義從而促進文本的理解(Song et al., 2015)。因此, 家庭閱讀環(huán)境可能通過口語詞匯知識而對漢字識別和閱讀理解產生影響, 進而促進兒童閱讀能力的發(fā)展。

綜上所述, 發(fā)展級聯(lián)提供了一個全新的視角來考察家庭閱讀環(huán)境、漢字識別、口語詞匯知識和閱讀理解之間的相互關系?；诩彝ラ喿x環(huán)境在兒童閱讀發(fā)展中的重要價值, 以及閱讀簡單觀關于閱讀理解兩個基本成分的觀點, 本研究通過對一年級兒童的3 年追蹤研究設計, 旨在漢語兒童群體中探討家庭閱讀環(huán)境、漢字識別、口語詞匯知識和閱讀理解的發(fā)展級聯(lián), 以期更深入系統(tǒng)地理解家庭閱讀環(huán)境對兒童閱讀發(fā)展?jié)撘颇挠绊? 并在實踐上為兒童閱讀發(fā)展提供科學的教育建議。基于上述理論分析與既往研究結果, 本研究旨在檢驗以下假設：家庭閱讀環(huán)境與學齡兒童漢字識別、口語詞匯知識和閱讀理解之間存在級聯(lián)效應, 且在級聯(lián)過程中,家庭閱讀環(huán)境通過對一年級時漢字識別、口語詞匯知識和閱讀理解的影響繼而對后續(xù)的閱讀發(fā)展產生影響, 體現出擴散式的級聯(lián)效應。

2 方法

2.1 被試

本研究選取了山西省臨汾市兩所小學共149 名一年級兒童, 其中男生80 名, 女生69 名, 首次測試時平均年齡6.33 ± 0.34 歲。研究共進行了3 次測試, 每次間隔時間均為1 年, 第一次測試時間為被試剛入學后的一個月(G1); 第二次和第三次測試時間分別為被試二年級的第一學期(G2)和三年級的第一學期(G3)。由于轉學等原因, 部分被試流失,第二次和第三次測試分別有22 名和3 名被試流失,流失率為16.79%。為了檢驗被試是否存在結構化流失, 對流失被試與完成所有測試的被試在第一次測試時的任務表現進行t檢驗, 結果顯示, 在各項任務上, 被試的表現均無顯著差異(漢字識別:t(147) =0.65,p= 0.519; 口語詞匯知識:t(147) = 1.78,p=0.077; 閱讀理解:t(147) = 0.03,p= 0.980), 說明被試不存在結構化流失。Little (1988)完全隨機缺失(MCAR)檢驗也表明缺失數據為完全隨機缺失,χ2(107) = 101.31,p= 0.637。在后續(xù)的結構方程模型分析中, 采用最大似然估計法進行參數估計。

2.2 研究工具

2.2.1 家庭閱讀環(huán)境

參考既往研究(舒華 等, 2002), 本研究使用家庭問卷來調查兒童的家庭閱讀環(huán)境(周婷娜 等,2020)。家庭問卷共包含15 個項目, 涉及到家庭社會經濟地位、家庭閱讀氛圍、父母閱讀書籍和兒童閱讀書籍等四方面。其中, 家庭社會經濟地位由兒童監(jiān)護人(主要是兒童父母)的教育文化程度、職業(yè)和收入水平三方面構成。職業(yè)評定參考了師保國和申繼亮(2007)的職業(yè)分類依據, 將職業(yè)分為1～5 等級; 教育文化程度根據兒童監(jiān)護人的學歷評定, 從“小學”到“博士研究生”分為1～8 等級; 收入水平根據兒童監(jiān)護人的月收入, 共分為1～7 等級, 分別為“1000 以 下” 、 “1001～2000” 、 “2001～4000” 、“4001～6000”、“6001～8000”、“8001～10000”、“10000以上”。在分別評定等級后, 將之相加, 總分作為家庭社會經濟地位的指標。此外, 家庭閱讀氛圍主要調查了父母的閱讀時間, 父母閱讀書籍和兒童閱讀書籍則分別調查了父母和兒童各自的課外書籍數量和訂閱的報紙雜志種類。

2.2.2 漢字識別測驗

漢字識別主要考察兒童的識字量, 本研究采用Li 等人(2012)的漢字識別任務。該任務包括由易到難的150 個漢字。要求兒童依次認讀這些漢字, 當兒童出現連續(xù)15 個認讀錯誤或者不能認讀時停止測驗。每讀對一個漢字計1 分, 共計150 分。內部一致性系數為0.99。

2.2.3 口語詞匯知識測驗

口語詞匯知識主要考察兒童表達性詞匯量的程度。本研究采用的是詞匯定義任務(李虹 等,2009)。該任務包括32 個由易到難的雙字詞詞匯,如廚房、妄想等。主試以口語的形式依次呈現雙字詞詞匯, 要求兒童口頭解釋該詞匯, 并對兒童的反應進行記錄。當兒童連續(xù)出現5 次解釋錯誤或者不能解釋時停止測驗。評分時由兩位受過培訓的助手對兒童的反應獨立進行0～2 分的評分, 測驗總分為64 分。三次評分的評分者一致性系數分別為0.93、0.94 和0.94, 三次測驗的內部一致性系數分別為0.74、0.87 和0.82。

2.2.4 閱讀理解測驗

考慮到兒童閱讀理解的發(fā)展水平, 為了避免因使用同一套閱讀理解測驗出現天花板效應, 三次測試分別采用不同的閱讀理解測驗任務。G1 閱讀理解測驗使用的是李利平等人(2016)的語句和圖片匹配任務。該任務共包括40 個項目, 每個項目由1個目標語句和4 張圖片構成, 兒童需要根據目標語句選出最符合語句意義的圖片, 匹配正確計1 分,總分為40 分, 內部一致性系數為0.90。

G2 閱讀理解測驗使用一篇篇章閱讀測驗(溫鴻博, 2005), 該任務要求兒童閱讀一篇438 字的記敘文(文章節(jié)選自《哪咤鬧?！?, 并根據文章內容回答18 個客觀選擇題, 每題1 分, 總分18 分, 內部一致性系數為0.79。

G3 閱讀理解測驗使用的是PIRIS 測驗(Mullis et al., 2007)。該測驗要求兒童閱讀一篇1203 字的記敘文, 并根據文章內容回答12 個問題(客觀選擇題7 個, 主觀題5 個), 總分16 分, 內部一致性系數為0.77。

2.3 程序

所有測試均由受過培訓的主試開展施測。家庭閱讀環(huán)境問卷在首次測試時由兒童的監(jiān)護人完成,其他部分則由兒童獨立完成, 漢字識別、口語詞匯知識與閱讀理解進行一年級(G1)到三年級(G3)的追蹤測試, 其中, 漢字識別測驗和口語詞匯測驗采用個別施測, 在學校多功能教室中由主試與兒童一對一進行, 閱讀理解采用集體施測在班級中完成。

3 結果

3.1 描述性統(tǒng)計

家庭閱讀環(huán)境各指標以及三次測驗成績的平均值和標準差見表1。分別以漢字識別和口語詞匯知識測驗成績?yōu)橐蜃兞? 測試時間點為自變量進行重復測量方差分析, 結果顯示, 兒童的漢字識別和口語詞匯知識在一年級到三年級的三次測試中有非常顯著的提高。由于閱讀理解的三次測試項目不同, 因此無法對閱讀理解的發(fā)展水平進行方差檢驗。

表1 各變量的均值、標準差及漢字識別、口語詞匯知識的三次成績差異比較

3.2 家庭閱讀環(huán)境與兒童閱讀能力的相關分析

各變量的相關矩陣見表2?？梢园l(fā)現, 首先, 家庭社會經濟地位、家庭閱讀氛圍與父母閱讀書籍、兒童閱讀書籍呈顯著正相關。其次, 同一個變量的三次測試之間呈顯著正相關(漢字識別: 0.71～0.88、口語詞匯知識: 0.58～0.66 及閱讀理解: 0.43～0.60),表明漢字識別、口語詞匯知識和閱讀理解在三次測試間關系比較穩(wěn)定。第三, 漢字識別、口語詞匯知識、閱讀理解三者之間均存在顯著正相關, 表明漢字識別、口語詞匯知識、閱讀理解三者關系均較為密切。最后, 除家庭閱讀氛圍外, 家庭閱讀環(huán)境的其余三個指標與三次測試的漢字識別、口語詞匯知識及閱讀理解之間均有不同程度的顯著正相關。

表2 家庭閱讀環(huán)境與兒童閱讀能力的相關

3.3 家庭閱讀環(huán)境、漢字識別、口語詞匯知識和閱讀理解發(fā)展級聯(lián)效應的檢驗

為考察家庭閱讀環(huán)境與兒童閱讀能力的發(fā)展級聯(lián), 本研究構建了家庭閱讀環(huán)境、漢字識別、口語詞匯知識和閱讀理解的發(fā)展級聯(lián)模型(理論模型見圖1)：家庭閱讀環(huán)境對學齡兒童漢字識別、口語詞匯知識、閱讀理解都有預測作用, 且漢字識別、口語詞匯知識、閱讀理解三者之間存在相互預測作用。需要說明的是, 為了清晰地呈現模型, 漢字識別、口語詞匯知識與閱讀理解的同時性相關未在圖中呈現, 但在模型估計時, 這些路徑都進行了估計。

圖1 家庭閱讀環(huán)境與漢字識別、口語詞匯知識及閱讀理解的發(fā)展級聯(lián)模型

模型檢驗發(fā)現, 此模型對數據的擬合較好,χ2(44) = 58.596,p= 0.069, CFI = 0.984, TLI = 0.972,RMSEA = 0.047 (90% CI = 0.000～0.077), SRMR =0.069, 表明在家庭閱讀環(huán)境對兒童閱讀能力的預測中, 存在著家庭閱讀環(huán)境與漢字識別、口語詞匯知識及閱讀理解的發(fā)展級聯(lián)。結果顯示, 家庭閱讀環(huán)境對一年級漢字識別的預測系數(β = 0.16,p=0.078)邊緣顯著, 一年級口語詞匯知識對二年級漢字識別的預測系數(β = 0.09,p= 0.113)、一年級閱讀理解對二年級口語詞匯知識的預測系數(β = -0.07,p=0.415)、二年級漢字識別對三年級口語詞匯知識的預測系數(β = 0.12,p= 0.147)及二年級閱讀理解對三年級漢字識別(β = 0.06,p= 0.216)均不顯著。為使模型簡潔, 逐一刪除不顯著路徑后進行模型檢驗。需要說明的是, 由于家庭閱讀環(huán)境對一年級漢字識別的預測系數邊緣顯著(p= 0.078), 且這一路徑在模型中具有重要意義, 因此在模型建構時仍然自由估計這一路徑。結果顯示, 在逐一刪除不顯著路徑后, 所有模型的擬合指標均可接受(見表3)。

表3 完整的發(fā)展級聯(lián)模型與刪除不顯著路徑后的模型的擬合指數

與完整模型相比, 卡方差異檢驗結果均不顯著(見表4), 提示在逐一刪除不顯著的路徑后并沒有惡化模型擬合, 且同時刪除以上4 條路徑后也沒有惡化模型擬合, 根據模型選擇的極簡原則, 以同時刪除4 條不顯著路徑后的模型(M6)作為最終模型。

表4 完整的發(fā)展級聯(lián)模型與刪除不顯著路徑后的模型比較結果

家庭閱讀環(huán)境、漢字識別、口語詞匯知識和閱讀理解發(fā)展級聯(lián)的最終模型圖見圖2。從圖2 中可以發(fā)現, 首先, 家庭閱讀環(huán)境可以預測一年級的閱讀理解(β = 0.19,p= 0.030), 且一年級時的閱讀理解又可以顯著預測二年級時的漢字識別(β = 0.28,p＜ 0.001), 而二年級時的漢字識別又可以顯著預測三年級時的閱讀理解(β = 0.26,p= 0.002)。

圖2 家庭閱讀環(huán)境、漢字識別、口語詞匯知識和閱讀理解發(fā)展級聯(lián)模型結果圖

其次, 家庭閱讀環(huán)境可以預測一年級的口語詞匯知識(β = 0.45,p＜ 0.001), 且一年級時的口語詞匯知識又可以顯著預測二年級時的閱讀理解(β =0.20,p= 0.003), 而二年級的閱讀理解又可以顯著預測三年級時的口語詞匯知識(β = 0.27,p＜0.001)。

最后, 雖然家庭閱讀環(huán)境對一年級時的漢字識別只有邊緣顯著的預測作用(β = 0.16,p= 0.078),但一年級時的漢字識別可以邊緣顯著預測二年級時的口語詞匯知識(β = 0.14,p= 0.051)和顯著預測二年級時的閱讀理解(β = 0.41,p＜ 0.001), 而二年級的口語詞匯知識又可以顯著預測三年級時的漢字識別(β = 0.15,p＜ 0.001)和閱讀理解(β = 0.27,p＜0.001)。

綜合以上統(tǒng)計結果, 家庭閱讀環(huán)境對兒童閱讀能力的預測, 既存在著家庭閱讀環(huán)境對閱讀理解和口語詞匯知識的直接預測作用, 還存在著通過閱讀理解對漢字識別的作用并再次作用于閱讀理解的級聯(lián)效應, 及通過口語詞匯知識對閱讀理解的作用并再次作用于口語詞匯知識的級聯(lián)效應。盡管家庭閱讀環(huán)境對一年級漢字識別僅有邊緣顯著的直接預測效應, 但一年級漢字識別通過對二年級的閱讀理解和口語詞匯知識得以擴散到三年級的漢字識別、口語詞匯知識和閱讀理解。

4 討論

本研究追蹤了一年級漢語兒童3 年, 考察了家庭閱讀環(huán)境與漢字識別、口語詞匯知識及閱讀理解的發(fā)展級聯(lián)。結果顯示：(1)家庭閱讀環(huán)境通過一年級的閱讀理解擴散到二年級的漢字識別, 進而影響三年級的閱讀理解。(2)家庭閱讀環(huán)境通過一年級的口語詞匯知識擴散到二年級的閱讀理解, 進而影響三年級的口語詞匯知識和閱讀理解。(3)雖然家庭閱讀環(huán)境對一年級漢字識別僅有邊緣顯著的直接預測效應, 但一年級的漢字識別可以預測二年級的閱讀理解和口語詞匯知識, 進而影響三年級的漢字識別、閱讀理解和口語詞匯知識。研究表明, 家庭閱讀環(huán)境與兒童閱讀能力之間并不只是簡單的單向預測關系, 而是一個復雜的具有潛移默化的長期影響過程, 兩者之間存在間接的、多向的級聯(lián)效應。

4.1 家庭閱讀環(huán)境與漢字識別、口語詞匯知識和閱讀理解的發(fā)展級聯(lián)效應

與以往單向預測模型的結果一致(Zhang et al.,2020), 本研究發(fā)現, 豐富的家庭閱讀環(huán)境可以正向預測兒童閱讀理解的發(fā)展, 表明創(chuàng)設一個良好的家庭閱讀環(huán)境, 讓兒童參與閱讀活動, 可以有效促進兒童閱讀理解的發(fā)展。本研究基于發(fā)展級聯(lián)模型,推測家庭閱讀環(huán)境對閱讀理解的作用, 會通過閱讀理解對漢字識別和口語詞匯知識的影響, 進一步影響兒童未來的閱讀理解發(fā)展。但結果顯示, 家庭閱讀環(huán)境通過提升兒童一年級的閱讀理解促進二年級的漢字識別, 而沒有促進口語詞匯知識的發(fā)展,這與之前的理論分析并不完全一致(Perfetti, 2009)。其原因可能是, 兒童早期的文本閱讀材料難度不大,通過閱讀理解能夠增大識字量, 但不能增加對陌生詞匯的理解。因此, 一年級的閱讀理解可以預測二年級的漢字識別, 卻不能預測二年級的口語詞匯知識。本研究還發(fā)現, 家庭閱讀環(huán)境通過一年級的閱讀理解擴散到二年級的漢字識別, 進而再影響到三年級的閱讀理解。與既往研究(Zhang et al., 2020)把閱讀理解作為結果變量的單向模型相比, 本研究為家庭閱讀環(huán)境對兒童閱讀理解的長期影響機制提供了發(fā)展級聯(lián)的可能解釋。

其次, 本研究發(fā)現家庭閱讀環(huán)境可以直接預測一年級的口語詞匯知識, 這證實了一個豐富的家庭閱讀環(huán)境有利于兒童豐富其口語詞匯知識(程亞華等, 2018)。而且, 家庭閱讀環(huán)境通過一年級的口語詞匯知識影響二年級閱讀理解和口語詞匯知識, 但不影響漢字識別的發(fā)展, 這與之前的理論分析不同(Perfetti, 2009), 也與已有口語詞匯知識促進漢字識別的實證研究結果(Pan et al., 2022)不一致。原因之一可能是一年級兒童的口語詞匯質量不夠高, 在口語經驗中建立的音-義聯(lián)結比較簡單, 兒童在字詞識別時, 更多地還是依靠語音通路, 對詞匯意義的了解還沒有體現出促進字詞識別的效應。但早期口語詞匯知識能夠幫助兒童在閱讀時更好地提取詞匯意義, 促進文本理解, 因此表現出促進閱讀理解的效應。結果還顯示, 家庭閱讀環(huán)境通過一年級的口語詞匯知識擴散到二年級的閱讀理解, 進而再影響到三年級的口語詞匯知識和閱讀理解。這一發(fā)現表明, 良好的家庭閱讀環(huán)境, 父母與兒童的有意義交流更多, 即使沒有正式的識字教育, 這些有意義的口語交流也能夠促進其未來的閱讀理解發(fā)展。與既往僅關注家庭閱讀環(huán)境對兒童口語詞匯知識影響的研究(程亞華 等, 2018)相比, 本研究有助于我們深入理解家庭閱讀環(huán)境對兒童閱讀發(fā)展的影響機制。

總之, 一方面, 家庭閱讀環(huán)境通過促進兒童的閱讀理解擴散到漢字識別, 進而再次影響閱讀理解的發(fā)展。另一方面, 家庭閱讀環(huán)境通過口語詞匯知識擴散到閱讀理解, 進一步影響兒童未來口語詞匯知識和閱讀理解的發(fā)展。

然而, 本研究僅發(fā)現了家庭閱讀環(huán)境對兒童一年級漢字識別邊緣顯著(p= 0.078)的直接預測證據,與之前的研究所發(fā)現的家庭閱讀環(huán)境影響幼兒園大班兒童漢字識別的結果不一致(Liu et al., 2018)。本研究僅發(fā)現家庭閱讀環(huán)境對漢字識別的邊緣顯著預測作用, 可能是因為兒童一年級時的識字量整體偏低(平均識字量為25.62 字, 總字數為150 字),也可能是因為小學正規(guī)識字教學的影響。Liu 等人(2018)的研究中, 幼兒園大班兒童在漢字識別測驗中平均得分也較低(平均識字量為18.64 字), 但由于幼兒園并沒有正規(guī)的識字教學, 兒童在漢字識別上的差異主要來自于家庭, 因此, 在該研究中家庭閱讀環(huán)境對大班兒童的漢字識別具有預測作用。相比之下, 本研究的兒童已開始接受正規(guī)的識字教學,其在漢字識別上的差異除了家庭因素外, 學校教學開始起作用。因學校教學具有一定的補償效應(Ready, 2010), 在接受了正規(guī)識字教學后, 家庭閱讀環(huán)境對兒童一年級漢字識別的預測作用可能會相對減弱。

與Liu 等人(2018)聚焦于大班兒童的研究相比,本研究不僅考察了家庭閱讀環(huán)境對兒童一年級漢字識別的預測作用, 還考察了這一預測作用在兒童其后閱讀發(fā)展中的作用。本研究發(fā)現, 兒童一年級的漢字識別會影響二年級的口語詞匯知識和閱讀理解, 進而影響到三年級的漢字識別、口語詞匯知識和閱讀理解, 這與之前的研究發(fā)現基本一致(Ho et al., 2017; Pan et al., 2022)。本研究表明, 兒童的漢字識別、口語詞匯知識與閱讀理解之間存在著相互作用的促進關系。因此, 盡管本研究僅發(fā)現了家庭閱讀環(huán)境對漢字識別邊緣顯著的預測作用, 但兒童早期的漢字識別能力對其后期的口語詞匯知識與閱讀理解有重要的預測作用。由此可見, 在兒童學習閱讀的早期, 作為詞匯學習和閱讀理解的基礎,漢字識別是兒童需要習得的基礎閱讀技能。綜上,本研究擴展了家庭閱讀環(huán)境與兒童閱讀能力關系的研究, 從發(fā)展級聯(lián)的角度縱向考察了家庭閱讀環(huán)境、兒童漢字識別、口語詞匯知識及閱讀理解的發(fā)展級聯(lián)效應。

4.2 研究的理論意義與教育實踐啟示

本研究的理論意義在于：第一, 既往研究多關注家庭閱讀環(huán)境的某一指標與閱讀理解的關系, 而本研究同時關注家庭閱讀環(huán)境對閱讀理解內在成分的作用過程, 更深入地探討了家庭閱讀環(huán)境與兒童閱讀理解之間的關系; 第二, 既往關于家庭閱讀環(huán)境與閱讀能力的關系體現的是簡單的單向關系,本研究從發(fā)展級聯(lián)的角度, 不僅考察了家庭閱讀環(huán)境對漢字識別、閱讀理解、口語詞匯知識跨時間的影響, 還考察了三個變量對自身跨時間的影響以及三個變量相互之間跨水平與跨時間的影響。就目前所及的文獻看, 本研究是首次探討家庭閱讀環(huán)境與兒童閱讀能力發(fā)展級聯(lián)的研究, 有助于揭示家庭閱讀環(huán)境對兒童閱讀發(fā)展?jié)撘颇挠绊憴C制, 拓展了家庭閱讀環(huán)境影響兒童閱讀發(fā)展的已有研究。

除了理論上的貢獻, 本研究對兒童閱讀發(fā)展的教育實踐也有啟示意義。家庭閱讀環(huán)境對于兒童閱讀發(fā)展的影響是浸潤式的、潛移默化的, 這就要求父母盡可能地為兒童營造一個良好的閱讀環(huán)境?？紤]到家庭閱讀環(huán)境包含的資源和活動眾多、形式多樣, 父母既可以從自身的閱讀習慣出發(fā), 在家庭中定時定點地享受閱讀時光, 創(chuàng)設良好的閱讀氛圍,熏陶兒童的閱讀興趣, 也可以從激發(fā)兒童內在的閱讀興趣出發(fā), 鼓勵兒童選擇自己感興趣的書籍, 而不是強硬的“指標式”閱讀, 培養(yǎng)兒童自然的閱讀習慣。此外, 根據本研究的發(fā)現, 鼓勵父母通過親子閱讀、有意義的口語交流等, 引導兒童深入理解詞匯意義, 最終促進兒童閱讀發(fā)展。

4.3 研究局限及展望

本研究仍然存在一定的局限：首先, 本研究在本質上是相關研究, 任何顯著的統(tǒng)計結果都不能直接探明因果關系。因此, 需要進一步探索家庭閱讀環(huán)境與兒童閱讀發(fā)展的因果關系, 未來研究可采用對父母進行親子閱讀活動的指導后, 考察家庭閱讀環(huán)境對兒童閱讀發(fā)展的影響。第二, 本研究選取的家庭閱讀環(huán)境測量指標有限, 而家庭閱讀環(huán)境是一個很廣泛的概念, 未來研究需要選取像家庭內部口語交流的數量和性質(Buvaneswari & Padakannaya,2017)、讀寫活動(親子共讀書籍的頻率和時間、兒童獨立閱讀、兒童觀察成人的閱讀行為等)、家庭閱讀的物理環(huán)境、動機氛圍、識字活動等(劉海丹,李敏誼, 2022)更多的觀測指標, 以更全面地考察家庭閱讀環(huán)境對兒童閱讀發(fā)展的影響。

5 結論

(1)早期家庭閱讀環(huán)境可直接預測兒童的閱讀理解和口語詞匯知識。

(2)早期家庭閱讀環(huán)境與學齡兒童的漢字識別、口語詞匯知識和閱讀理解之間存在間接的、多向的發(fā)展級聯(lián)效應。