任明满 孙小坚 钱 荃
阅读素养是学生应对未来社会工作、生活挑战的基础素养，学生阅读素养水平直接关系到一个国家的文化软实力。近年来，主要的国际阅读测评项目如PISA、PIRLS 等除了测评各国学生的阅读素养表现，还调查学生阅读素养发展的影响因素，以期为阅读教学改进提供参考和借鉴。PISA 2018 学生问卷重点调查教师教学方式、学生阅读参与、阅读自我概念等对阅读素养的影响，其中，教师教学方式包括认知激活教学、适应性教学、导向型教学、教学反馈等；
学生阅读参与包括阅读兴趣、阅读多样性、阅读时间、数字化阅读等。目前基于PISA 2018 数据探讨教师教学方式、学生阅读参与对阅读素养表现影响的研究较多，但鲜有研究者关注学生阅读自我概念对阅读素养的影响机制。
阅读自我概念是指个人对其阅读能力的自我感知。Chapman 和Tunmer 基于学习自我概念的基本要素将阅读自我概念分成3 个维度：对阅读能力的感知、对阅读困难的感知以及对阅读的态度。[1]PISA 2018 从“对阅读能力的感知”和“对阅读困难的感知”两个维度调查了学生的阅读自我概念。“对阅读能力的感知”包括“我是个善于阅读的人”“我能了解深奥的文章内容”“我能流畅阅读”3 个问题；
“对阅读困难的感知”包括“我一直有阅读方面的困难”“我需要反复阅读才能完全理解文章内容的意义”“我觉得回答与文章有关的问题很困难”3个问题。[2]
已有研究表明，阅读自我概念与学生的阅读素养存在密切的关系。Förster 和Souvignier 通过实证研究发现，阅读自我概念可以影响学生的内部和外部阅读动机。[3]Wigfield 和Guthrie 发现，阅读自我概念与阅读量之间存在正相关关系。[4]Locher 等人通过研究证明了在阅读领域，阅读量、书籍选择（包括难度与长度）以及内在阅读动机均受到阅读自我概念的影响。[5]大量实证研究均证明了阅读自我概念与阅读素养表现有关，其中，阅读自我概念与阅读素养表现之间的因果关系一直是研究的热点。[6]阅读自我概念与阅读素养表现的关系主要有3 种基本假设。第一种是自我增强假设[7]，即高阅读自我概念的学生积极参与阅读活动，阅读成绩提升明显。基于自我增强假设的教学干预将提高阅读自我概念作为重点。第二种是技能发展假设[8]，即自我阅读概念是阅读素养表现的结果，优秀的学生会产生较高的自我概念，表现不佳的学生则会产生较低的自我概念。技能发展假设强调教学的重点是发展学生能力。近年来，有研究者将上述两种假设合并，提出了第三种假设——互惠效应假设[9]，即阅读自我概念与阅读素养表现是互相关联、互为因果的。学生的阅读自我概念发展越好，内在阅读动机就越强，阅读量也更高，并能在阅读过程中提高阅读技能，从而改善阅读素养表现；
而过去的阅读素养表现又可以影响学生未来的阅读自我概念。Retelsdorf 等人通过纵向研究发现，在控制社会或人口背景、家庭识字环境、阅读动机以及一般认知能力之后，阅读自我概念与阅读素养表现之间的这种双向关系仍然保持稳定。[10]
已有研究发现，阅读兴趣与阅读素养表现之间存在中介作用。温红博等人探讨了家庭环境对中学生阅读能力的影响，发现阅读兴趣通过阅读投入的完全中介作用影响阅读成绩。[11]有研究者发现，阅读兴趣对教师支持和阅读投入有中介作用，学术自我概念在教师支持和阅读兴趣之间起完全中介作用。[12]阅读兴趣在阅读自我概念与阅读素养表现之间是否存在中介作用需要进一步验证。
已有研究初步揭示了阅读自我概念与阅读行为、阅读素养表现之间的关系，但相关研究较少针对特定学生群体展开，也少有研究者同时探讨阅读自我概念与阅读兴趣、阅读素养表现之间的关系。PISA历年来均高度关注处境不利学生的阅读素养表现，PISA 2009 将处境不利学生界定为家庭社会经济地位（socioeconomic status，SES）居于本国或本地区后1/4 的学生[13]，家庭社会经济地位由父母受教育程度、职业及家庭拥有物决定，这3 个方面也在很大程度上决定了学生早期阅读状况。一般来说，受家庭社会经济地位的制约，处境不利学生的阅读素养往往存在不足，学校教育如果能够针对处境不利学生的状况，采取有针对性的措施，就可以发挥功能性补偿作用，提高处境不利学生阅读抗逆的可能性。基于此，通过分析处境不利学生的阅读发展水平可以衡量地区教育公平的状况。
本研究基于PISA 2018 北京、上海、江苏、浙江学生的阅读素养表现和学生问卷数据，以处境不利学生为研究对象，采用结构方程模型分析学生阅读自我概念对阅读兴趣、阅读素养的影响，考察阅读兴趣在阅读自我概念和阅读素养关系中的中介作用。
1. 数据来源
本研究选取北京、上海、江苏和浙江四省市共2997 名处境不利学生的阅读素养测评数据和问卷作答数据，剔除存在作答缺失的学生，最终保留2903 份学生样本，其中女生1364 人、男生1539 人。这些学生分别来自四省市的304 所学校，每所学校的处境不利学生人数为1～33 人。
2. 变量选取
（1）阅读素养
PISA 2018 呈现了10 个阅读素养的似真值（plausible value，指以500 为平均数、100 为标准差的转换值）。本研究取10 个似真值的平均值，以此作为本研究的结果变量。
（2）阅读兴趣
PISA 2018 学生问卷中有5 道题测量了学生的阅读兴趣，所有题为1～4 级计分，从“强烈不同意”到“强烈同意”逐级递增，其中第1 题、第4 题和第5 题为反向计分题，计算信度时需将这3 道题转换成正向计分题。本研究中阅读兴趣问卷的α系数为0.79。
（3）阅读自我概念
PISA 2018 使用6 道题测量学生的阅读自我概念，PISA 将阅读自我概念分成能力感知和困难感知两个子维度，分别测量学生对阅读能力的感知、对阅读困难的感知情况，前3 道题测量学生的能力感知，后3 道题测量学生的困难感知，所有题为1～4 级计分，从“强烈不同意”到“强烈同意”逐级递增。本研究中两个子维度的信度分别为0.76 和0.72。
（4）性别
以往研究发现，在大规模教育评估测验中，男女学生在阅读素养方面存在较大差异。[14]为控制性别对研究结果的影响，本研究将性别作为控制变量，其中0 表示女生，1 表示男生。
3. 数据分析
本研究使用SPSS 22.0 软件和Mplus 6.12 软件进行数据清理和模型建构。先使用SPSS 22.0软件从数据库中抽取中国大陆四省市处境不利学生的问卷数据，再将含有缺失数据的被试删除。数据清理完成后，计算各变量的α系数。之后使用Mplus 6.12 软件进行结构方程模型分析，建立各潜变量与观测指标间的测量模型，同时建立各潜变量间的结构模型。本研究的假设模型如图1所示。
图1 各变量间关系的假设模型
1. 共同方法偏差分析
为检验量表题目可能产生的共同方法偏差，本研究使用基于探索性因素分析的 Harman 单因素检验进行分析。结果发现，主成分分析情况下大于1 的未旋转因子个数有3 个，第1 个因子可解释36.42%的测验总变异，小于临界值40%，可见研究的共同方法偏差不严重。
2. 结构方程模型分析
本研究对假设模型进行完整的结构方程模型分析，发现模型的拟合情况相对较差，并且性别对阅读素养的影响不显著，故将其删除。基于修正指标，依次增加学生阅读兴趣第2 题和第3 题、第1 题和第4 题误差项之间的相关，得到较好的拟合结果：χ2= 813.76***，df= 47，CFI= 0.93，TLI= 0.90，RMSEA= 0.075 以及SRMR= 0.047。具体的参数估计结果如下。
（1）3 个潜变量的因子载荷估计值
图2 呈现了阅读自我概念和阅读兴趣3 个维度的因子载荷估计值。各观测指标在能力感知、困难感知及阅读兴趣3 个维度上的载荷值的范围分别为0.59～0.89，0.58～0.74 和0.52～0.75。所有载荷值均在0.50 以上，且均在0.001 水平上达到显著，说明这些观测指标可以较好地测量研究中的这3 个维度。此外，在阅读兴趣这一变量上，第1 题和第4 题，以及第2 题和第3 题的残差项之间存在高相关，意味着这几个题目除了测量阅读兴趣，还可能测量了其他潜变量。
图2 测量模型中因子载荷估计值
（2）变量间的路径系数估计值
图3 呈现了完整结构方程模型中4 个变量间路径系数的估计结果。研究可得到以下结果：①处境不利学生的能力感知和困难感知均显著负向预测其阅读素养；
②能力感知可以显著正向预测其阅读兴趣，困难感知显著负向预测其阅读兴趣；
③处境不利学生的阅读兴趣显著正向预测其阅读素养；
④学生的能力感知和困难感知之间存在显著负相关，其对自己的阅读能力感知越强，则感知到的阅读困难越小。此外，学生的自我概念和阅读兴趣可解释学生阅读素养16.5%的方差变异。
图3 结构方程模型中路径系数估计值
（3）中介效应检验
基于图3 的结果，可推测学生的阅读兴趣在能力感知、困难感知及阅读素养之间可能起着中介作用。基于中介效应检验程序[15]，本研究检验了在不含阅读兴趣的情况下，自我概念的两个子维度对阅读素养的影响，结果发现，模型可以较好地拟合数据：χ2=202.91***，df=11，CFI=0.96，TLI=0.92，RMSEA=0.078，SRMR=0.037。此时，学生的能力感知可以显著地正向预测阅读素养（c=0.16，p＜0.001），而其困难感知则显著地负向预测阅读素养（c=-0.15，p＜0.001）。使用偏差校正的非参数百分位Bootstrap 方法重复抽样1000 次进行中介效应检验。其中学生的阅读兴趣在困难感知和阅读素养间起部分中介的作用，中介效应估计值为-0.09，95%的置信区间为-0.12～-0.05，此时困难感知对阅读素养的总效应为-0.18，其影响要大于无阅读兴趣条件下困难感知对阅读素养的影响（-0.15）。阅读兴趣则在能力感知和阅读素养之间起遮掩作用，能力感知对阅读素养的间接效应为0.39，其95%置信区间为0.31 和0.46，其对阅读素养的总效应为0.07。可见，阅读兴趣降低了学生的能力感知和阅读素养之间的总效应。当然，由于能力感知对阅读兴趣和阅读素养的间接效应足够大，学生的能力感知对阅读素养的总效应依旧是正向的。
学生在特定领域的自我感知会影响个人在该领域学习时的自我调节，高自我概念学生可以正确归因，并做出与自己能力水平相契合的决定，这是自我调节学习的最终目标。因此，从理论上说，阅读自我概念可以影响学生的阅读动机、阅读策略与阅读行为。本文聚焦处境不利学生这一特殊群体，得到如下发现。
（1） 阅读自我概念对处境不利学生阅读素养表现的影响，是通过阅读兴趣实现的，即阅读自我概念通过阅读兴趣的部分中介作用影响处境不利学生的阅读素养表现。在不考虑阅读兴趣中介作用的情况下，处境不利学生对阅读能力的感知显著正向影响其阅读素养表现，而对阅读困难的感知显著负向影响其阅读素养表现。阅读兴趣会强化学生对阅读困难感知的效应量，并在阅读能力感知和阅读素养表现之间起遮掩作用。与此同时，阅读兴趣可以显著预测其阅读素养表现。这说明，虽然处境不利学生的阅读素养发展有一定的特殊性，但“兴趣是最好的老师”，激发处境不利学生的阅读兴趣是提升其阅读素养表现的关键。
（2）处境不利学生对阅读能力的感知越强，其阅读兴趣越浓厚；
对阅读困难的感知越强，则其阅读兴趣越淡薄。这说明，处境不利学生的阅读素养发展过程存在明显的“马太效应”：对阅读能力感知强的处境不利学生，阅读兴趣愈加浓厚，更乐于增加阅读投入，也更有可能成为抗逆学生；
对阅读能力感知弱的处境不利学生，如果缺少教学干预，则更可能陷入阅读兴趣淡薄、阅读投入降低的恶性循环，成为处境不利差生。
（3）处境不利学生对阅读能力的感知和对阅读困难的感知存在显著负相关，对阅读能力的感知越强，则对阅读困难的感知越弱，反之则越强。这说明，培养学生对自身阅读能力的自信心是改善处境不利学生阅读自我概念的关键。
1. 采用积极的评价策略，提升处境不利学生的阅读自我概念
文化心理学认为，具有西方文化背景的人更容易出现较高的自我概念，具有东方文化背景的人则更容易表现出谦虚的态度。[16]这是因为在进行社会比较时，具有东方文化背景的人倾向于寻求向上的比较，具有西方文化背景的人则通过选择向下比较来提高自我评价。[17]因此，与东方人相比，西方人一般会表现出更高的自信心，以及与实际相比偏低的能力。[18]Wästlund 等人通过元分析发现，即使亚洲人和亚裔美国人的学业分数可能比非亚洲人高，他们的学术自我概念也会偏低。[19]这一现象在PISA测评中也得到了验证，在PISA 2018 中，尽管美国学生的整体阅读素养表现（第13 名）不如中国（第1 名），但美国学生的阅读自我概念明显优于中国学生，84.2%的美国学生认为自己是一名优秀的阅读者，而中国学生的这一比例为73.7%；
74.5%的美国学生认为自己可以阅读复杂的文本，中国学生的这一比例仅为55.3%。这种现象在东亚地区具有一定的普遍性，尽管东亚地区学生历年来PISA测试的成绩都非常优异，但东亚地区教师对学生的评价普遍严苛，导致学生经常低估自己的能力。[20]笔者认为，改变严苛的评价文化，以积极评价营造“有效的学习环境”，将有利于提升处境不利学生的阅读自我概念。
采用积极的评价策略，教师需要将形成性评价融于阅读教学过程中。首先，要通过评价了解处境不利学生的阅读学习现状。其次，要提供促进学生阅读学习的有效反馈，对学生的阅读优势给予真诚、具体的鼓励（减少“好”“不错”“继续加油”等笼统的肯定），对学生阅读方面有待加强的地方给出具体分析和改进建议。这不仅可以改善处境不利学生当下的阅读表现，而且可以强化他们的阅读投入水平，激发他们阅读的内部动机。如果教师能够留出一定的时间，让学生根据教师的反馈进行认真反思和积极调整，效果会更加显著。[21]
2. 增强阅读教学的开放性，提高处境不利学生的阅读自信
有研究发现，受过良好教育的父母以及拥有丰富教育资源的家庭更有能力支持孩子发展积极的阅读自我概念。[22]然而，处境不利学生父母的受教育程度普遍偏低，家庭教育资源也普遍比较匮乏，家庭难以帮助处境不利学生发展积极的阅读自我概念。因此，提升处境不利学生阅读自我概念的关键就在于教师转变阅读教学理念、增强阅读教学的开放性，提高处境不利学生的阅读自信。有研究发现，增强阅读教学的开放性，如让学生自由选择最符合兴趣的书籍、通过增加课堂讨论来帮助学生将阅读内容与个人生活相连接等，都有利于培养处境不利学生的积极的阅读态度，发展其阅读技能，进而帮助学生积累成功的阅读经验，建立阅读信心。[23]
对于处境不利学生来说，其阅读经验相对匮乏，阅读视野较为狭窄，如果教师采用封闭的“应试”阅读教学模式，会进一步阻碍其阅读自我概念的形成和发展。《义务教育语文课程标准（2022年版）》[24]要求学生每学年读两三本名著，在阅读中探索个性化的阅读方法，分享阅读感受，开展专题探究，建构整本书阅读经验；
鼓励教师将重点放在创设自由阅读、快乐分享的氛围上，并善于发现学生阅读整本书的成功经验，发现、保护和支持学生的独到见解。这为开放性的阅读教学指明了方向。教师需要根据《义务教育语文课程标准（2022 年版）》要求，深入分析处境不利学生的阅读特点，创设自由开放的阅读氛围，提供多元的阅读材料，增强阅读内容的可选择性；
同时增强阅读内容与生活情境的关联，有机整合良构问题、劣构问题，帮助学生形成学习进阶，激发学生的阅读兴趣，逐步拓展其阅读视野，提高其阅读自信心。
3. 营造平等、公平的阅读教学氛围，发挥教育的功能性补偿作用
在平等、公平的阅读氛围中，学生自我概念与阅读素养表现的联系会更明显。因为在平等、公平的社会氛围中，具有较高自我概念的学生对自我的感知能力更加认同，可以更有效地利用自己的资源，更有动力、付出更多努力以学习到更多知识。学校和教室是学生构建社会关系的主要阵地，为了削减不利的家庭背景对学生阅读自我概念的消极影响，学校和教师有必要积极采取措施，为处境不利学生营造平等、公平的阅读教学氛围，发挥教育的功能性补偿作用。首先，教师需要在教学中对所有学生一视同仁，这是营造平等、公平的阅读教学氛围的前提。其次，教师需要加强情感关怀。教师是学生阅读能力发展过程中的“重要他人”，教师关怀可以为处境不利学生提供积极的情感支持，帮助其取得更高的阅读成就。最后，不利的家庭背景，对处境不利学生而言属于不可控的社会偶然因素，教师需要为处境不利学生提供有针对性的教学改进措施，如通过显性、灵活而具体的示范，让学生更直观地感受阅读策略的意义、掌握正确的阅读方法；
给予更多的课堂展示机会，当学生遇到阅读困难时，适时提供阅读支持及具体的反馈；
利用课余时间对学生进行一对一的个性化指导，以自身深刻的阅读体验感染他们，引导其多读书、读好书、读整本的书，鼓励学生在阅读实践中发展自我提问策略、总结策略，形成良性循环，提高阅读自我概念水平。
4. 构建同伴合作机制，通过亚文化群体实现正向阅读引领
同伴关系在学生个性发展和社会化过程中具有成人无法取代的作用，教育社会学研究发现，同龄人之间具有文化同质性，同辈群体之间存在亚文化，这种亚文化可以为学生提供学习技能和交流经验的机会。[25]随着年龄的增长，学生的自我意识逐渐觉醒，家长、教师对“应试”式阅读的过分关注可能会压缩学生自主阅读的空间，使学生受到小群体亚文化的影响。与此同时，同伴中关键人物的阅读倾向也可能会对学生的阅读行为产生重要影响。处境不利学生多缺乏良好的阅读辨别力，很容易受到同伴中不良阅读倾向的影响，沉迷于漫画等娱乐性阅读，并以“幕后”阅读的方式规避教师的监管。
为了避免或降低同伴不良阅读倾向的影响，教师应着力于构建同伴合作机制，通过亚文化群体实现正向阅读引领。一是挖掘学生阅读群体中的关键人物，树立阅读榜样，发挥其正向引领作用；
二是异质分组，以小组为单位布置阅读任务，使学生在小组合作中取长补短，相互鞭策；
三是以小组为单位对学生的阅读表现进行即时评价，以评价倒逼小组合作的深入开展。在同伴合作阅读的过程中，处境不利学生可以更加准确地感知自身的阅读能力，从关键他人身上借鉴提升阅读能力的策略和方法。在解决阅读困难时，相比于教师不确定的个别指导，学生互助在时间上和空间上都更加便利，在解决方式上也更加多元化和个性化。
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