劉海丹 李敏誼

·元分析(Meta-Analysis)·

家庭讀寫環(huán)境與兒童接受性詞匯發(fā)展關(guān)系的元分析

劉海丹1李敏誼2

(1陜西師范大學(xué)教育學(xué)部, 西安 710062) (2北京師范大學(xué)教育學(xué)部, 北京 100875)

家庭讀寫環(huán)境(home literacy environment, HLE)與兒童接受性詞匯(receptive vocabulary)發(fā)展的關(guān)系一直備受關(guān)注, 但HLE內(nèi)涵不清、各指標(biāo)效應(yīng)值強(qiáng)度不明, 以及近年來(lái)兩者關(guān)系差別較大等問題極大地限制了人們對(duì)該領(lǐng)域的認(rèn)識(shí)。本文運(yùn)用元分析技術(shù)對(duì)近30年國(guó)內(nèi)外84篇相關(guān)實(shí)證研究進(jìn)行分析。結(jié)果顯示：HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展為中等程度正相關(guān)(= 0.31)。針對(duì)年代、文化背景、兒童年齡以及測(cè)量方法的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)表明：HLE效應(yīng)值隨年代發(fā)展顯著降低, 但其核心指標(biāo)親子閱讀頻率的效應(yīng)值基本穩(wěn)定; 評(píng)估HLE的問卷法和現(xiàn)場(chǎng)觀察法效應(yīng)值無(wú)差異, 但評(píng)估親子閱讀頻率的書目清單法效應(yīng)值顯著高于問卷法。未見文化背景和兒童年齡的顯著調(diào)節(jié)作用, 原因值得進(jìn)一步探究。后續(xù)研究應(yīng)完善HLE的概念框架, 更關(guān)注社會(huì)經(jīng)濟(jì)及文化視角下的概念建構(gòu)以及測(cè)量改進(jìn)。

家庭讀寫環(huán)境, 親子閱讀, 接受性詞匯, 元分析

1 引言

家庭讀寫環(huán)境(home literacy environment, HLE)系指家庭中能夠影響兒童讀寫能力發(fā)展的資源和活動(dòng)(Burgess et al., 2002; Puglisi et al., 2017)。從上世紀(jì)60年代至今, 大量研究證明HLE是影響兒童語(yǔ)言, 尤其是接受性詞匯(receptive vocabulary)發(fā)展的重要變量(Griffin & Morrison, 1997; Roberts et al., 2005; Lohndorf et al., 2018)。作為兒童起步較早的能力, 接受性詞匯于嬰兒期開始發(fā)展, 在學(xué)齡前增長(zhǎng)尤為迅速(Farkas & Beron, 2004)。這期間, HLE對(duì)兒童日積月累的影響發(fā)揮了非常關(guān)鍵的作用。研究表明, 來(lái)自不同家庭的兒童在3歲時(shí)彼此間就已經(jīng)形成了巨大的詞匯鴻溝(Hart & Risley, 1995; Fernald et al., 2013),極大地影響到當(dāng)前及未來(lái)的讀寫能力和學(xué)業(yè)成就(Roth et al., 2002; Sénéchal, 2006)。因此, 關(guān)注HLE對(duì)兒童接受性詞匯發(fā)展的作用有重要意義。

雖然國(guó)內(nèi)外有關(guān)HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展關(guān)系的研究數(shù)量龐大, 但以下問題尚不明朗：一是HLE到底包含哪些指標(biāo), 分別與兒童接受性詞匯發(fā)展相關(guān)強(qiáng)度如何, 且彼此間有何差異？二是近年來(lái)聚焦兩者關(guān)聯(lián)強(qiáng)度的研究結(jié)果出現(xiàn)較大分歧, 例如, 相關(guān)系數(shù)從0.63 (Griffin & Morrison, 1997)下降到0.35 (Schmerse et al., 2018), 甚至低至0.11 (Gonzalez et al., 2017), 究竟有哪些變量在發(fā)揮調(diào)節(jié)作用？鑒于元分析是對(duì)“相同目的”且“相互獨(dú)立”的多個(gè)研究結(jié)果進(jìn)行定量統(tǒng)計(jì)的綜合分析方法(Camisón-Zornoz et al., 2004), 能從更宏觀的角度整合該領(lǐng)域的結(jié)果從而得出更普遍和準(zhǔn)確的結(jié)論, 因此有必要借助元分析探究上述問題。

關(guān)于兩者關(guān)系的國(guó)內(nèi)外元分析較少且存在一定的局限性。首先, 未全面分析HLE指標(biāo)。例如, 兩項(xiàng)元分析僅關(guān)注了親子閱讀頻率與兒童語(yǔ)言發(fā)展的關(guān)系(Bus et al., 1995; Mol & Bus, 2011)。Dong等人(2020)雖聚焦HLE整體, 但采用的四維度劃分方式有爭(zhēng)議, 如父母受教育程度在多項(xiàng)研究中屬于家庭社會(huì)經(jīng)濟(jì)地位(social economic status, SES)的范疇。此外, 也未回應(yīng)不同研究中HLE指標(biāo)出入較大的問題, 因此讀者難以對(duì)HLE有全面了解。其次, 對(duì)HLE這一概念認(rèn)識(shí)不足, 多以靜態(tài)眼光分析HLE與兒童語(yǔ)言發(fā)展的關(guān)系, 未意識(shí)到HLE的歷時(shí)變遷(Hiebert, 2015)、文化背景(Shu et al., 2002; 李燕芳, 董奇, 2004)、兒童年齡(Inoue et al., 2018 )以及測(cè)量方法(Wang, 2015)等變量對(duì)二者關(guān)系的潛在調(diào)節(jié)作用。再者, 還尚未有元分析將兒童接受性詞匯發(fā)展作為結(jié)果變量, 探究其與HLE的關(guān)系。

因此, 本研究采取元分析方法, 系統(tǒng)分析國(guó)內(nèi)外1990～2021年間HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展關(guān)系的實(shí)證研究, 在深入剖析HLE內(nèi)涵的基礎(chǔ)上, 探究?jī)烧呦嚓P(guān)程度及調(diào)節(jié)變量, 以期豐富HLE概念本身及其與兒童接受性詞匯發(fā)展關(guān)系的研究圖譜, 為未來(lái)研究提供依據(jù)和方向。

1.1 HLE的內(nèi)涵與測(cè)量

從上世紀(jì)60年代Durkin (1966)率先關(guān)注HLE至今, 雖然相關(guān)研究眾多, 但對(duì)HLE始終沒有統(tǒng)一的定義。起初重點(diǎn)關(guān)注親子閱讀, 后來(lái)隨著實(shí)證研究的推進(jìn)及元分析的爭(zhēng)鳴(Bus et al., 1995; Scarborough & Dobrich, 1994), 研究者們認(rèn)為應(yīng)當(dāng)延展HLE的內(nèi)涵。總體有兩種界定取向：(1)人類發(fā)展生態(tài)學(xué)理論視角。該視角認(rèn)為HLE是家庭中對(duì)兒童語(yǔ)言發(fā)展產(chǎn)生作用的各類要素。研究者根據(jù)家庭環(huán)境對(duì)兒童發(fā)展的作用路徑, 劃分為三個(gè)方面(Leichter, 1984; Griffin & Morrison, 1997; Whitehurst & Lonigan, 1998)：一是家庭讀寫資源, 指家庭中支持讀寫活動(dòng)開展的各類物質(zhì)資源, 如藏書、玩具：二是動(dòng)機(jī)氛圍, 指家庭中父母對(duì)讀寫活動(dòng)價(jià)值的認(rèn)識(shí)及重視程度, 如父母對(duì)兒童讀寫活動(dòng)重要性的認(rèn)識(shí)、自身讀寫習(xí)慣; 三是各類讀寫活動(dòng), 如親子閱讀、去圖書館, 還有研究者根據(jù)活動(dòng)開展方式, 劃分為親子共同參與的讀寫活動(dòng)、兒童獨(dú)立的讀寫活動(dòng), 以及兒童觀察成人的讀寫行為三類(Teale & Sulzby, 1986)。上述HLE框架使用范圍最廣, 雖然也有人認(rèn)為應(yīng)納入父母受教育程度(Dong et al., 2020), 但大部分研究還是將其歸于SES的范疇。(2)互動(dòng)理論視角。該視角認(rèn)為HLE是兒童在家庭中經(jīng)歷的以人與人之間的交互為載體的各類活動(dòng)。這一視角下比較有代表性的是Sénéchal等人(1998) 提出的“家庭讀寫模型(home literacy model)”。由于年代較早, 該模型重點(diǎn)關(guān)注的是圍繞印刷品(print)的家庭讀寫活動(dòng), 將其劃分為非正式讀寫活動(dòng)(informal literacy activity)和正式讀寫活動(dòng)(formal literacy activity)。非正式讀寫活動(dòng)指的是關(guān)注印刷品所承載的信息、偶爾或很少關(guān)注其書面語(yǔ)言的活動(dòng), 如聽故事、討論故事情節(jié); 正式讀寫活動(dòng)則以印刷品的書面語(yǔ)言為學(xué)習(xí)重點(diǎn), 例如認(rèn)字、書寫。研究表明, 家庭中這兩類讀寫活動(dòng)呈現(xiàn)弱相關(guān), 并分別指向兒童不同的語(yǔ)言能力(Hamilton et al., 2016; Manolitsis et al., 2011; Sénéchal, 2006)?？傮w來(lái)看, 雖然上述兩種理論界定角度不同, 但彼此重合且互相補(bǔ)充, 共同揭示了HLE的復(fù)雜本質(zhì), 并且隨著HLE研究的深入, 互動(dòng)理論視角越來(lái)越受到人們關(guān)注。

對(duì)HLE的測(cè)量工具進(jìn)行系統(tǒng)梳理(見表1)發(fā)現(xiàn), HLE的問卷數(shù)量眾多、指標(biāo)繁雜, 幾乎各研究中所采用的問卷指標(biāo)或權(quán)重均有差異, 但總體上有如下特點(diǎn)：(1)橫向來(lái)看?；趦煞N理論視角研發(fā)的問卷并存, 偶爾也有兩種理論的交融。研究者的普遍做法是, 總體以人類發(fā)展生態(tài)學(xué)理論視角下的問卷為主, 在“讀寫活動(dòng)”中融合互動(dòng)理論視角下的相關(guān)指標(biāo)。HLE代表性問卷有：《石溪家庭閱讀調(diào)查表》(Stony Brook Family Reading Survey) (Whitehurst, 1993)、《家庭讀寫環(huán)境量表》(Family Literacy Environment Scale) (Griffin & Morrison, 1997)、《家庭學(xué)習(xí)環(huán)境概況核查》(Home Learning Environment Profile) (Heath et al., 1993)、《斯帝佩克家庭學(xué)習(xí)活動(dòng)調(diào)查表》(Stipek Home Learning Activities) (Stipek et al., 1992)。(2)縱向來(lái)看。上世紀(jì)八九十年代確立了HLE的基本框架并產(chǎn)生了一系列代表性問卷, 后續(xù)研究則在此基礎(chǔ)上改編或參照自編。隨時(shí)間推移主要有兩點(diǎn)變化：其一是非正式讀寫活動(dòng)日漸豐富。起初主要是圍繞印刷品(主要是書)的親子閱讀, 后逐漸延伸到游戲活動(dòng)、看電視等家庭內(nèi)部活動(dòng), 以及去博物館、藝術(shù)展等外出活動(dòng)(Kirby& Hogan, 2008)。近期, Krijnen等人(2020)明確指出了“家庭讀寫模型”的局限性, 對(duì)其進(jìn)行了系統(tǒng)修正, 極大地?cái)U(kuò)展了讀寫活動(dòng)的范圍。其二是嘗試不同的界定方法, 例如分為主動(dòng)讀寫環(huán)境和被動(dòng)讀寫環(huán)境(Burgess et al., 2002; Baroody & Diamond, 2012), 但所涉指標(biāo)變化不大。(3)關(guān)于親子互動(dòng)質(zhì)量的問題。諸多研究者早就關(guān)注到各類讀寫活動(dòng)中親子互動(dòng)質(zhì)量的重要性(Pellegrini et al., 1995), 但由于直接測(cè)量難度大, 問卷很少涉及, 只在通過(guò)現(xiàn)場(chǎng)觀察進(jìn)行評(píng)估的《家庭》量表 (The Home Observation for Measurement of the Environment, HOME) (Bradley&Caldwell, 1988)中有所體現(xiàn)。

表1 HLE評(píng)估問卷及量表

續(xù)表

從前文可見, 雖然HLE的評(píng)估方法多樣, 但基于人類發(fā)展生態(tài)學(xué)理論的三方面結(jié)構(gòu)是主流框架, 因此本研究亦借用此結(jié)構(gòu)分析HLE并構(gòu)建效應(yīng)值提取框架。

1.2 接受性詞匯的內(nèi)涵與測(cè)量

接受性詞匯指兒童能夠理解其最基本詞義的詞匯, 它和表達(dá)性詞匯是考察詞匯量的兩個(gè)不同角度(Laufer, 1998), 也被稱為兒童語(yǔ)言大廈的基石(Wilkins, 1972)。兒童接受性詞匯主要采取“圖片?詞匯”的測(cè)量方式, 其中皮博迪圖片詞匯測(cè)試工具(Peabody Picture Vocabulary Test, PPVT)在全球使用范圍最廣(Dunn & Dunn, 2007)。PPVT面向2.5歲到90歲的人群。該工具基于英語(yǔ)語(yǔ)言體系研發(fā), 信效度是基于美國(guó)的盎格魯薩克遜文化人群進(jìn)行的檢驗(yàn)。PPVT通常經(jīng)過(guò)直接翻譯和簡(jiǎn)單修訂后運(yùn)用于其他語(yǔ)言或文化中, 雖有研究者指出同樣的詞匯在不同語(yǔ)言體系里難度不同(桑標(biāo), 繆小春, 1990), 不同文化下詞語(yǔ)使用偏好不同(Finneran et al., 2020), 但其信效度往往也達(dá)到了可接受水平(Aram et al., 2013; Suggate et al., 2011)。

1.3 HLE與兒童接受性詞匯的關(guān)系

根據(jù)Bronfenbrenner (1979)的生態(tài)系統(tǒng)理論, 兒童的成長(zhǎng)受家庭、學(xué)校、社會(huì)等多個(gè)系統(tǒng)的共同作用, 其中距離最近的系統(tǒng)對(duì)兒童的作用最大。對(duì)幼兒(0～6歲)來(lái)說(shuō), 家庭無(wú)疑是主要的成長(zhǎng)環(huán)境, 也是影響其語(yǔ)言能力發(fā)展最重要的系統(tǒng)。諸多研究發(fā)現(xiàn), HLE與兒童接受性詞匯不僅顯著正相關(guān)(王娟, 沈秋蘋, 2017), 前者亦是后者有效的預(yù)測(cè)因子(Lohndorf et al., 2018)。HLE不僅能解釋遺傳因素和SES作用之外的兒童讀寫能力的差異, 也是SES對(duì)兒童讀寫能力的中介路徑(Korat et al., 2013; Lohndorf et al., 2018)。

家庭讀寫資源是支持讀寫活動(dòng)開展的前提。研究發(fā)現(xiàn), 家庭藏書量與兒童接受性詞匯發(fā)展之間有較高的正相關(guān), 兒童能獲得的讀物數(shù)量可以較大程度地解釋其接受性詞匯發(fā)展的個(gè)體差異(Burris et al., 2019)。一項(xiàng)元分析也發(fā)現(xiàn), “家庭圖書捐贈(zèng)項(xiàng)目(Book Giveaway Programs)”能夠顯著激發(fā)兒童的閱讀興趣和行為, 并促進(jìn)多項(xiàng)讀寫能力的發(fā)展(de Bondt et al., 2020)。同理, 各類游戲材料也能發(fā)揮積極的作用(Tomopouloset al., 2006)。很顯然, 家庭讀寫資源對(duì)兒童接受性詞匯發(fā)展的作用是基礎(chǔ)的、關(guān)鍵的, 恰如Weinberger (1996)所說(shuō)：在一個(gè)每天都會(huì)發(fā)生讀寫活動(dòng)的環(huán)境中成長(zhǎng)的兒童, 其語(yǔ)言發(fā)展有明顯的優(yōu)勢(shì)。

動(dòng)機(jī)氛圍的作用路徑有兩條：一是父母自身的讀寫習(xí)慣, 雖然對(duì)兒童的直接作用小, 但父母對(duì)讀寫的熱情會(huì)對(duì)兒童產(chǎn)生長(zhǎng)期影響(李燕芳, 董奇, 2004), 有研究證實(shí)其與兒童接受性詞匯發(fā)展存在顯著正相關(guān)(Sénéchal & Lefevre, 2014)。二是父母讀寫信念, 包括對(duì)兒童讀寫活動(dòng)重要性以及自己角色的認(rèn)識(shí)、對(duì)兒童認(rèn)知能力的信念以及未來(lái)學(xué)業(yè)成就的期望等, 這會(huì)直接影響父母參與讀寫活動(dòng)的頻次及互動(dòng)行為, 從而對(duì)兒童接受性詞匯發(fā)展產(chǎn)生影響(Gonzalez et al., 2017; Manolitsis et al., 2009)。

相較于前兩方面, 家庭讀寫活動(dòng)是影響兒童發(fā)展的最近端因素。從非正式讀寫活動(dòng)來(lái)看, 親子閱讀歷來(lái)是研究者們關(guān)注的核心指標(biāo)。這是因?yàn)? 圖畫書中包含了更豐富、多元、日常生活中難以接觸到的詞匯(Zucker et al., 2013; Montag et al., 2015), 并且親子在圍繞圖文結(jié)合的文本進(jìn)行對(duì)話時(shí), 更容易建立起“意義”和“詞匯”之間的連接(Gettinger & Stoiber, 2014), 再加之圖畫書內(nèi)容貼近兒童生活經(jīng)驗(yàn), 親子互動(dòng)的時(shí)長(zhǎng)和話輪數(shù)也會(huì)更多(Gilkerson et al., 2017), 這些都是兒童接受性詞匯學(xué)習(xí)的絕佳機(jī)會(huì)。圍繞親子閱讀的諸多指標(biāo)也被證實(shí)與兒童接受性詞匯發(fā)展有顯著正相關(guān)關(guān)系, 包括親子閱讀頻率(Wasik et al., 2016)、兒童開始閱讀的年齡(Mol et al., 2008)、兒童閱讀興趣(Shahaeian et al., 2018)、兒童請(qǐng)求閱讀頻率(Bonnett, 2007)、兒童自主閱讀頻率(Fielding- barnsley & Hay, 2012)。此外, 研究者們還發(fā)現(xiàn)在唱兒歌等室內(nèi)游戲活動(dòng)(Klein & Becker, 2017)以及去博物館等外出文化活動(dòng)(Kluczniok & Mudiappa, 2019)中, 兒童也能獲得豐富的詞匯學(xué)習(xí)機(jī)會(huì)。然而, 正式讀寫活動(dòng), 即教授兒童發(fā)音、識(shí)字、寫字等活動(dòng)則不同, 多項(xiàng)研究表明其促進(jìn)的是兒童語(yǔ)音敏感性、識(shí)字量、書寫技能等能力(Aram & Levin, 2004; Manolitsis et al., 2009)。

總體來(lái)看, 雖然已有研究對(duì)HLE與兒童接受性詞匯間的關(guān)系進(jìn)行了充分探究, 也對(duì)HLE幾個(gè)方面的交互影響有初步討論, 但HLE指標(biāo)與兒童接受性詞匯發(fā)展關(guān)系的強(qiáng)弱差異不明晰, 這限制了對(duì)HLE幾個(gè)方面關(guān)系模型認(rèn)識(shí)的深度, 故有必要拓展已有研究。綜上, 本研究提出探索性假設(shè)1：除正式讀寫活動(dòng)外, HLE整體及其他指標(biāo)均與兒童接受性詞匯發(fā)展有顯著正相關(guān)關(guān)系, 各指標(biāo)效應(yīng)值差異有待考察。

1.4 HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)變量

年代。HLE是一個(gè)與人類發(fā)展生態(tài)學(xué)密切相關(guān)的概念(Bronfenbrenner, 1979), 其形態(tài)與年代發(fā)展所帶來(lái)的社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平的變化緊密關(guān)聯(lián)。研究表明, 從上世紀(jì)八九十年代至今, 電子媒介的涌入、讀物種類的豐富、家庭其他學(xué)習(xí)活動(dòng)及外出活動(dòng)的顯著增加對(duì)HLE及兒童早期讀寫經(jīng)歷帶來(lái)了巨大沖擊(Bassok et al., 2016; Bureau of Labor Statistics, 2019; Hiebert, 2015)。其中電子媒介的影響(平板電腦、智能手機(jī)等)尤其值得關(guān)注。據(jù)統(tǒng)計(jì), 美國(guó)擁有電子設(shè)備的家庭從2011年的52%增長(zhǎng)到2017年的98%, 兒童每天的屏幕時(shí)間長(zhǎng)達(dá)2.16小時(shí)。受其影響, 家庭其他游戲時(shí)間降低, 傳統(tǒng)親子閱讀只有39分鐘(Rideout, 2017)?；谥袊?guó)大灣區(qū)的研究發(fā)現(xiàn)了同樣的趨勢(shì)(李敏誼等, 2021)。電子媒介促使兒童的閱讀從紙媒走向屏媒(張義賓, 周兢, 2016); 從靜態(tài)圖像文字走向文字、聲音及影像符號(hào)的動(dòng)態(tài)多感官融合, 根據(jù)媒介學(xué)習(xí)理論, 這會(huì)改變兒童在閱讀中的意義建構(gòu)及詞匯學(xué)習(xí)過(guò)程(Mayer, 2003); 部分交互性設(shè)計(jì)也影響著父母的角色和親子互動(dòng)過(guò)程(Sosa, 2015)?？梢哉f(shuō), 從21世紀(jì)開始, 電子媒介逐漸但顯著地改變著HLE的形態(tài)以及兒童的生活、學(xué)習(xí)和思維方式, 也極有可能對(duì)兒童詞匯的獲得產(chǎn)生重要影響。因此, 提出假設(shè)2：年代可能會(huì)調(diào)節(jié)HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展的關(guān)系。同時(shí), 親子閱讀作為傳統(tǒng)HLE的典型代表, 也是電子媒介讀寫時(shí)代來(lái)臨首當(dāng)其沖被影響的指標(biāo), 故提出假設(shè)3：年代亦會(huì)影響親子閱讀頻率與兒童接受性詞匯發(fā)展的關(guān)系。

文化背景。所謂文化, 如霍夫斯泰德所說(shuō), 本質(zhì)上是某種環(huán)境下人們共同擁有的心理程序, 能夠把一群人和另外一群人區(qū)分開來(lái)(Hofstede et al., 2010)。在不同的文化中, 人們對(duì)兒童是什么樣的、兒童應(yīng)當(dāng)發(fā)展哪些能力, 以及如何培養(yǎng)這些能力有不同理解, 這些信念影響著父母對(duì)HLE的創(chuàng)設(shè)以及對(duì)自身角色的認(rèn)知(Keller et al., 2006; Super & Harkness, 2002)。例如, 東方文化往往關(guān)注兒童勤奮、專心、堅(jiān)持的品質(zhì), 認(rèn)為要盡早開始正式的學(xué)習(xí)活動(dòng), 這樣才能不輸在起跑線上, 即“勤有功, 戲無(wú)益”；然而西方文化則更強(qiáng)調(diào)兒童批判性思維、自我表達(dá)與交流、探索世界等能力, 認(rèn)為兒童應(yīng)當(dāng)從游戲中學(xué)習(xí), 學(xué)業(yè)訓(xùn)練尤其不符合學(xué)前兒童的年齡特征(Li, 2012; Parmar et al., 2004)。由此也不難理解, 相較于歐裔美國(guó)人, 華裔父母將更多時(shí)間用在數(shù)學(xué)運(yùn)算等正式的學(xué)習(xí)活動(dòng)上(Huntsinger et al., 1997)?？傮w來(lái)說(shuō), 東西方不同文化下父母的教育信念顯著地影響著家庭讀寫材料的提供、活動(dòng)的類型、時(shí)間的分配以及互動(dòng)的方式(Parmar et al., 2004; Aminipour et al., 2020), 也必然會(huì)影響兒童接受性詞匯的獲得。此外, 從接受性詞匯習(xí)得的角度來(lái)說(shuō), 文化會(huì)影響詞匯的使用偏好(Xu & Liu, 2020)。PPVT是基于西方文化所研發(fā)的, 可能對(duì)東方文化下慣常使用的詞匯不夠敏感。綜上, 提出假設(shè)4：文化背景可能會(huì)調(diào)節(jié)HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展的關(guān)系。

兒童年齡。兒童年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)體現(xiàn)在兩方面：(1)根據(jù)蒙臺(tái)梭利的敏感期理論, 兒童語(yǔ)言發(fā)展并非勻速, 其在幼兒期對(duì)周圍語(yǔ)言環(huán)境最為敏感, 發(fā)展速度最快, 小學(xué)階段及以后則趨于平緩(蒙臺(tái)梭利, 1936/2005; Standing, 1957)。換言之, 幼兒期的語(yǔ)言環(huán)境與接受性詞匯發(fā)展的相關(guān)程度可能大于小學(xué)階段。(2)在生態(tài)系統(tǒng)理論中, 時(shí)間系統(tǒng)(chronosystem)強(qiáng)調(diào)應(yīng)當(dāng)將時(shí)間和環(huán)境相結(jié)合來(lái)考察兒童發(fā)展的動(dòng)態(tài)過(guò)程。具體來(lái)說(shuō), 一方面, 隨時(shí)間推移兒童成長(zhǎng)的微觀系統(tǒng)會(huì)不斷變化, 如兒童會(huì)逐漸從與他人共讀過(guò)渡到獨(dú)立閱讀, 親子閱讀的頻次和時(shí)間都會(huì)降低; 又如HOME量表專門研發(fā)了針對(duì)兒童不同年齡段的量表, 而非像問卷一樣未做區(qū)分(Bradley&Caldwell, 1988)。另一方面, 兒童也會(huì)面臨“生態(tài)轉(zhuǎn)變” (Bronfenbrenner & Morris, 1998; 劉杰, 孟會(huì)敏, 2009)。幼小銜接階段是兒童成長(zhǎng)中的轉(zhuǎn)折期, 小學(xué)階段兒童的語(yǔ)言發(fā)展目標(biāo)、學(xué)習(xí)內(nèi)容和方式均與學(xué)齡前有明顯不同, 更具系統(tǒng)性。HLE的作用不但會(huì)被進(jìn)一步分散, 學(xué)校還可能逐步替代家庭發(fā)揮更大的作用。因此, 綜合以上兩種理論, 本研究以兒童從幼兒園到小學(xué)的年齡為界限, 將兒童劃分為6歲前(2.5歲～ 6歲)和6歲后兩組, 并提出假設(shè)5：兒童年齡可能會(huì)調(diào)節(jié)HLE與接受性詞匯發(fā)展的關(guān)系, 6歲前效應(yīng)值高于6歲以后。同理, 針對(duì)親子閱讀提出假設(shè)6：兒童年齡可能會(huì)調(diào)節(jié)親子閱讀頻率與接受性詞匯發(fā)展的關(guān)系, 6歲前效應(yīng)值高于6歲以后。

測(cè)量方法。HLE有問卷法和現(xiàn)場(chǎng)觀察法兩種。問卷法屬于父母自我匯報(bào), 雖有一定的信效度(Dickinson & deTemple, 1998), 但可能存在回憶困難、題目理解偏差、社會(huì)期望偏誤, 以及難以表述復(fù)雜問題等缺點(diǎn); 現(xiàn)場(chǎng)觀察法目前只有HOME量表, 能有效避免問卷法的缺點(diǎn), 收集的資料更加客觀準(zhǔn)確(劉麗, 石巖, 2012; Switzer et al., 1999), 并且在測(cè)量?jī)?nèi)容上也超越了問卷法, 涵蓋了對(duì)互動(dòng)質(zhì)量的評(píng)估。因此, 提出假設(shè)7：測(cè)量方法可能會(huì)影響HLE的效應(yīng)值, 現(xiàn)場(chǎng)觀察法效應(yīng)值高于問卷法。在HLE指標(biāo)中, 研究者們圍繞親子閱讀頻率的測(cè)量有諸多探索, 主要有問卷法和書目清單法(Children Title Checklist, CTC)。CTC以信號(hào)檢測(cè)論為心理測(cè)量學(xué)基礎(chǔ), 請(qǐng)被試從所提供的真假書名清單中再識(shí)別出真正的書名, 這是為了降低問卷法偏誤而專門提出的(Stanovich & West, 1989; Cunningham & Stanovich, 1991, 1993)。雖然有研究指出其與問卷法測(cè)量?jī)?nèi)容較為一致(趙瑾東等, 2008; Hamilton et al., 2016), 但有不少研究發(fā)現(xiàn), CTC與兒童詞匯發(fā)展的相關(guān)程度更高、穩(wěn)定性更強(qiáng)(Sénéchal et al., 1996)。由此, 提出假設(shè)8：測(cè)量方法可能會(huì)影響親子閱讀頻率的效應(yīng)值, CTC效應(yīng)值高于問卷法。

2 研究方法

2.1 文獻(xiàn)檢索及篩選

本研究通過(guò)篇名、主題詞、關(guān)鍵詞、摘要的方式檢索中英文文獻(xiàn), 所檢索文獻(xiàn)的發(fā)表時(shí)間跨度為1990年1月至2021年5月(Bus等人最具影響力的元分析發(fā)表于1995年, 本論文續(xù)接此研究)。中文文獻(xiàn)檢索使用中國(guó)知網(wǎng)、萬(wàn)方、TWS臺(tái)灣學(xué)術(shù)期刊在線數(shù)據(jù)庫(kù), 使用家庭讀寫環(huán)境、家庭學(xué)習(xí)環(huán)境、家庭讀寫活動(dòng)、家庭學(xué)習(xí)活動(dòng)、家庭閱讀環(huán)境和親子閱讀六個(gè)環(huán)境詞匯, 分別搭配接受性語(yǔ)言、接受性詞匯、皮博迪圖片詞匯測(cè)試和PPVT四個(gè)兒童語(yǔ)言發(fā)展詞進(jìn)行檢索。英文檢索使用Web of Science核心合集、EBSCO、ProQuest博碩論文庫(kù)、Scopus、SAGE Journals、Wiley、Emerald、Springer Link, 使用home literacy environment、home language environment、home learning environment、home literacy activity、emergent literacy、shared reading、joint reading和book exposure八個(gè)環(huán)境詞, 分別搭配vocabulary、receptive language和PPVT三個(gè)兒童語(yǔ)言發(fā)展詞進(jìn)行檢索。

使用NoteExpress導(dǎo)入文獻(xiàn)并按照如下標(biāo)準(zhǔn)篩選：(1)研究匯報(bào)了HLE整體或至少某一指標(biāo)與兒童接受性詞匯發(fā)展的相關(guān)關(guān)系; (2)研究詳細(xì)描述了HLE的結(jié)構(gòu), 明晰了每一條指標(biāo)所測(cè)查的具體內(nèi)容; (3)由于本研究關(guān)注HLE與兒童接受性詞匯的相關(guān)關(guān)系, 因此二者的測(cè)查需在同一時(shí)期完成; (4)對(duì)于實(shí)驗(yàn)或準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)研究, HLE與兒童接受性詞匯的測(cè)查須在實(shí)驗(yàn)開始之前, 以保證二者相關(guān)系數(shù)未受到實(shí)驗(yàn)影響; (5)兒童接受性詞匯測(cè)量工具為PPVT; (6)研究發(fā)表于1990年1月至2021年5月, 且發(fā)表于經(jīng)過(guò)同行審議的期刊論文, 或?yàn)榇T博士學(xué)位論文、書籍篇章。排除：(1)語(yǔ)言發(fā)展緩慢或殘障兒童; (2)第二語(yǔ)言學(xué)習(xí)過(guò)程; (3)非中英文文獻(xiàn)。文獻(xiàn)篩選流程如圖1所示, 初步納入了88項(xiàng)獨(dú)立研究。

2.2 效應(yīng)值提取、文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)估及變量編碼

由于各研究中HLE內(nèi)涵及指標(biāo)不一致, 先根據(jù)研究?jī)?nèi)容確立HLE效應(yīng)值提取框架(見表2)。提取效應(yīng)值時(shí)遵循如下原則：(1)有關(guān)HLE和讀寫活動(dòng)這兩個(gè)綜合性指標(biāo)。HLE必須涵蓋三大方面, 若雖定義為HLE問卷, 但指標(biāo)只涉及讀寫活動(dòng),則不提取; 讀寫活動(dòng)需同時(shí)涵蓋非正式讀寫活動(dòng)和正式讀寫活動(dòng)方可提取。(2)部分研究是基于早期數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行的分析, 即數(shù)據(jù)收集年份和文章發(fā)表年份存在較大出入, 對(duì)此類情況, 本研究同時(shí)提取兩個(gè)年份, 計(jì)算時(shí)以數(shù)據(jù)收集年份為準(zhǔn)。

圖1 文獻(xiàn)檢索及效應(yīng)值提取流程圖

表2 HLE效應(yīng)值提取框架

最終, 有4項(xiàng)研究由于指標(biāo)混雜, 不滿足效應(yīng)值提取條件而未能編碼并納入計(jì)算。由于父母閱讀時(shí)長(zhǎng)、父母閱讀興趣、親子閱讀時(shí)長(zhǎng)、兒童自主閱讀頻率、其他學(xué)習(xí)活動(dòng)這幾項(xiàng)指標(biāo)效應(yīng)值數(shù)量均在1～3之間, 為了保障分析結(jié)果的可靠性, 有9個(gè)效應(yīng)值只編碼但并未納入分析。本研究最終編碼并納入計(jì)算的有84項(xiàng)研究, 涉及212個(gè)效應(yīng)值, 樣本總量為65550人。

文獻(xiàn)質(zhì)量評(píng)估參照實(shí)驗(yàn)和干預(yù)類研究評(píng)價(jià)條目與標(biāo)準(zhǔn)以及張亞利等人(2019)的做法, 包括了對(duì)被試的選取、數(shù)據(jù)有效率、測(cè)量工具的內(nèi)部一致性信度、刊物級(jí)別四個(gè)方面的評(píng)估。每條文獻(xiàn)總分介于0～10之間, 得分越高表明文獻(xiàn)質(zhì)量越好。該評(píng)價(jià)過(guò)程由兩位評(píng)分者獨(dú)立完成, 一致性Kappa值為0.96。

對(duì)最終納入元分析的文獻(xiàn)進(jìn)行如下編碼(見表3)：作者、文獻(xiàn)類型(期刊/學(xué)位論文/書籍)、發(fā)表年份及數(shù)據(jù)收集年份、樣本量、被試年齡、國(guó)家、文化(西方文化/東方文化/其他)、HLE及各指標(biāo)與PPVT相關(guān)系數(shù)、文獻(xiàn)質(zhì)量、HLE測(cè)量工具(問卷/HOME)、親子閱讀頻率測(cè)量工具(問卷/CTC)。其中, 對(duì)文化背景的判斷則參考了霍夫斯泰德等人的研究。該研究根據(jù)文化的六維度(權(quán)力距離、個(gè)人主義與集體主義、社會(huì)文化維度的陽(yáng)剛氣質(zhì)與陰柔氣質(zhì)、對(duì)社會(huì)中不確定性容忍度、長(zhǎng)期導(dǎo)向和短期導(dǎo)向、社會(huì)維度的放縱與克制)對(duì)不同國(guó)家及地區(qū)的文化進(jìn)行了深入的刻畫(Hofstede et al., 2010; Hofstede, 2011)。本研究基于上述成果把來(lái)自不同文化圈的研究樣本劃分為上述三個(gè)類別。編碼工作由第一作者獨(dú)立完成, 有異議方面與通訊作者深入?yún)f(xié)商直到達(dá)成一致。為保證編碼質(zhì)量, 研究團(tuán)隊(duì)培訓(xùn)研究助理并隨機(jī)選取9篇(11%)進(jìn)行編碼, 其與第一作者編碼結(jié)果的一致性為94.3%。

2.3 數(shù)據(jù)分析

運(yùn)用CMA-3.0 (comprehensive meta-analysis 3.0)軟件進(jìn)行元分析, 選擇相關(guān)系數(shù)()作為效果量, 具體是將值轉(zhuǎn)換為Fisher’s值后進(jìn)行元分析, 最后再將Fisher’s的加權(quán)平均數(shù)轉(zhuǎn)換為相關(guān)系數(shù), 得到總體效應(yīng)值并估算95%置信區(qū)間。對(duì)于部分文獻(xiàn)沒有直接報(bào)告HLE整體及各指標(biāo)與兒童接受性詞匯發(fā)展的相關(guān)系數(shù), 而是報(bào)告了值,值,c2值或回歸系數(shù), 則采用已有研究方法轉(zhuǎn)換為值(Card, 2012; Peterson & Brown, 2005), 即= [2/ (2+)]1/2,=1+2? 2;= [/ (+)]1/2,=1+2? 2;= [c2/ (c2+)]1/2;= 0.98+ 0.05 (≥ 0),= 0.98(< 0), 再將r值轉(zhuǎn)換為Fisher’s值后進(jìn)行元分析(Borenstein et al., 2009)。

表3 HLE與兒童接受性詞匯關(guān)系的元分析編碼表

續(xù)表

續(xù)表

續(xù)表

注：a：本列只標(biāo)注第一作者, 作者后標(biāo)注“碩”“博”的為學(xué)位論文, 標(biāo)注“書”的為書籍篇章, 未做標(biāo)注的為期刊論文; b：1 = 西方文化, 2 = 東方文化, 3 = 其他; c：1 = 問卷, 2 = HOME; d：1 = 問卷, 2 = CTC。

*代表該類效應(yīng)值較少而未進(jìn)行后續(xù)分析。

3 研究結(jié)果

3.1 發(fā)表偏倚檢驗(yàn)

發(fā)表偏倚(publication bias) 是指已發(fā)表的研究文獻(xiàn)不能系統(tǒng)全面地代表該領(lǐng)域已經(jīng)完成的研究總體(Rothstein et al., 2006), 這會(huì)影響元分析結(jié)果的可靠性。本研究在文獻(xiàn)檢索階段盡可能提高查全率, 同時(shí)采用漏斗圖(funnel plot), 失安全系數(shù)(Classic Fail-safe)、Egger’s回歸系數(shù)、修剪填補(bǔ)法(Trim and fill)進(jìn)行檢驗(yàn)(見表4)。首先采用漏斗圖進(jìn)行評(píng)估。由于漏斗圖對(duì)于只包含10個(gè)及以內(nèi)的Meta分析效率較低(楊書等, 2007), 因此僅用此方法分析研究數(shù)較多的5個(gè)HLE的指標(biāo)效應(yīng)值, 結(jié)果顯示不存在嚴(yán)重的發(fā)表偏倚問題。其次, 失安全系數(shù)結(jié)果顯示, 除“兒童開始閱讀的年齡”小于臨界值5+ 10 (Rothstein et al., 2006; Borensteinet al., 2009)之外, 其他指標(biāo)均不存在發(fā)表偏差; 再者, Egger’s上的值以及修剪填補(bǔ)法顯示了與失安全系數(shù)同樣的結(jié)果。綜上, 本研究中除“兒童開始閱讀年齡”可能存在發(fā)表偏倚之外, HLE整體及其他指標(biāo)與兒童接受性詞匯發(fā)展之間的元分析結(jié)果較為可靠。

3.2 異質(zhì)性檢驗(yàn)

異質(zhì)性檢驗(yàn)通過(guò)檢驗(yàn)和2檢驗(yàn)進(jìn)行。結(jié)果顯示(見表5)：HLE的值達(dá)到顯著水平,= 296.26,< 0.05, 說(shuō)明各效應(yīng)量之間異質(zhì)。異質(zhì)性程度的高低由I區(qū)分, 25%、50%、75%是區(qū)分低、中、高異質(zhì)性的分界(Higgins et al., 2003)。HLE的2是90.55, 代表有90.55%的觀察變異是由效應(yīng)值的真實(shí)差異造成的。各指標(biāo)中, 親子閱讀頻率異質(zhì)性較高(= 393.48,< 0.05;2= 86.27), 后續(xù)需和HLE一起進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn); 兒童開始閱讀的年齡同樣有較高的異質(zhì)性, 但由于存在發(fā)表偏倚, 后續(xù)不進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。總體來(lái)看, 由于HLE和多個(gè)指標(biāo)均呈現(xiàn)中高程度的異質(zhì)性, 本研究采用隨機(jī)效應(yīng)模型。

表4 出版偏誤檢驗(yàn)結(jié)果

3.3 主效應(yīng)檢驗(yàn)

主效應(yīng)分析結(jié)果顯示(見表6)：HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展的相關(guān)系數(shù)為0.31, 95%置信區(qū)間為0.26～0.36。根據(jù)Cohen (1988) 建議的相關(guān)系數(shù)大小的解釋標(biāo)準(zhǔn)(= 0.1為低相關(guān),= 0.3為中等相關(guān),= 0.5為強(qiáng)相關(guān)), 可以認(rèn)為兩者存在中等程度的正相關(guān)。敏感性分析發(fā)現(xiàn), 排除任意一個(gè)樣本后, HLE的效應(yīng)值在0.29～0.32間浮動(dòng), 說(shuō)明元分析估計(jì)結(jié)果具有較高的穩(wěn)定性。HLE各指標(biāo)中, 效應(yīng)值由高到低為：親子閱讀頻率(= 0.26,< 0.05)、讀寫資源(藏書量) (= 0.26,< 0.05)、父母讀寫信念(= 0.25,< 0.05)、兒童請(qǐng)求閱讀的頻率(= 0.25,< 0.05)、父母讀寫頻率(= 0.20,< 0.05)、去圖書館頻率(= 0.19,< 0.05)、兒童閱讀興趣(= 0.17,< 0.05)和讀寫活動(dòng)(= 0.17,< 0.05)。外出活動(dòng)頻率(= 0.09,< 0.05)和正式讀寫活動(dòng)(= 0.07,< 0.05)不相關(guān)。敏感性分析亦說(shuō)明結(jié)果均具有較高的穩(wěn)定性。兒童開始閱讀的年齡由于存在發(fā)表偏倚, 表格中為修剪填補(bǔ)法后結(jié)果, 顯示與兒童接受性詞匯發(fā)展不相關(guān)(= 0.06)。

表5 異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

注：代表效應(yīng)值個(gè)數(shù)。

表6 主效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

注：代表效應(yīng)值個(gè)數(shù),代表樣本量, 95% CI代表各效應(yīng)值的95%置信區(qū)間(包括上限和下限)。

3.4 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

采用元回歸分析對(duì)HLE和親子閱讀頻率的效應(yīng)值分別進(jìn)行調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。相較于亞組分析, 元回歸分析能夠在控制其他調(diào)節(jié)變量的情況下分析某一調(diào)節(jié)變量的單獨(dú)作用。結(jié)果顯示：對(duì)于HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展關(guān)系來(lái)說(shuō), 只有年代的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著, 其中1990～1999年的效應(yīng)值顯著高于2000～2009 (< 0.05)和2010～2021 (< 0.05)年代, 后兩個(gè)亞組效應(yīng)量的95% CI有重疊區(qū)間, 這意味著差異不具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義(表7)。為了進(jìn)一步避免可能出現(xiàn)的假陽(yáng)性結(jié)果, 對(duì)值進(jìn)行Bonferroni校正(張?zhí)灬? 張?zhí)K賢, 2017), 結(jié)果顯示2000～ 2009年代與2010～2021年代的差異依然不顯著(表8)。模型總體解釋率為18%。

對(duì)于親子閱讀頻率與兒童接受性詞匯發(fā)展關(guān)系來(lái)說(shuō), 只有測(cè)量工具調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著(< 0.05) (見表7)。對(duì)年代的亞組進(jìn)行兩兩比較, 并對(duì)值進(jìn)行Bonferroni校正后發(fā)現(xiàn), 亞組間均不存在顯著差異(見表8)。該模型總體解釋率較低, 結(jié)果有待于進(jìn)一步考察。

4 討論

4.1 HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展的關(guān)系

HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展關(guān)系為中等相關(guān), 這與大量實(shí)證研究結(jié)果一致(Lohndorf et al., 2018; Bojczyk et al., 2019)。在各指標(biāo)中, 圍繞親子閱讀的各項(xiàng)指標(biāo)效應(yīng)值最大, 包括讀寫資源(藏書量) (= 0.26)、親子閱讀頻率(= 0.26), 以及兒童請(qǐng)求閱讀的頻率(= 0.25); 其次是動(dòng)機(jī)氛圍下的父母讀寫信念(= 0.25)和父母讀寫頻率(= 0.20)兩項(xiàng); 再者為讀寫活動(dòng)中的去圖書館頻率(= 0.19); 最后是外出活動(dòng)頻率(= 0.09)、正式讀寫活動(dòng)頻率(= 0.07)和兒童開始閱讀的年齡(= 0.06)三項(xiàng)指標(biāo)。各指標(biāo)效應(yīng)值的差異啟發(fā)要進(jìn)一步思考HLE指標(biāo)間的關(guān)系。在前文梳理中發(fā)現(xiàn), 父母讀寫信念會(huì)影響讀寫資源的投入及各類讀寫活動(dòng)的參與, 對(duì)HLE質(zhì)量有整體性作用(Gonzalez et al., 2017; Liu et al., 2018), 但父母的讀寫信念需轉(zhuǎn)化為適宜的行動(dòng)才能促進(jìn)兒童發(fā)展。從最直接促進(jìn)兒童接受性詞匯發(fā)展的角度來(lái)看, 本研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)屬各種類型的閱讀活動(dòng), 包括親子閱讀、去圖書館等。藏書量曾被認(rèn)為是從測(cè)量層面能代表HLE質(zhì)量的穩(wěn)定且有力的指標(biāo)(Mol & Bus, 2011), 本研究支持了這一結(jié)論, 但認(rèn)為其效應(yīng)值高的根本原因可能還是與家庭對(duì)閱讀活動(dòng)的享受程度及閱讀行為高度相關(guān)(Evans et al., 2010)。外出活動(dòng)效應(yīng)值低可能還需考量活動(dòng)內(nèi)容及互動(dòng)質(zhì)量, 而正式讀寫活動(dòng)效應(yīng)值與假設(shè)一致, 發(fā)展的是識(shí)字量等其他語(yǔ)言能力。需特別注意的是, 兒童開始閱讀的年齡存在發(fā)表偏倚, 其主要原因在于研究者在正負(fù)計(jì)分方式上有差異。雖然在本研究中效應(yīng)值較低, 但以往研究認(rèn)為兒童開始閱讀的年齡代表了兒童的累積閱讀量, 是預(yù)測(cè)兒童口頭語(yǔ)言發(fā)展的顯著指標(biāo)(DeBaryshe & Binder, 1994; Mol et al., 2008), 因此對(duì)這一結(jié)果的解釋需慎重。

表7 調(diào)節(jié)變量的元回歸分析

注：b為非標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù); *< 0.05, **< 0.01.

表8 年代的三個(gè)亞組效應(yīng)量?jī)蓛杀容^結(jié)果

基于上述分析, 本研究超越已有實(shí)證研究進(jìn)一步認(rèn)識(shí)到, 在HLE的各指標(biāo)中, 圍繞親子閱讀活動(dòng)開展的資源和機(jī)會(huì)是與兒童接受性詞匯發(fā)展最緊密的要素。這一結(jié)果也啟發(fā)相關(guān)干預(yù)研究一方面提升父母的讀寫信念, 另外還可以進(jìn)一步聚焦親子閱讀倡導(dǎo)、圖書捐贈(zèng)、社區(qū)圖書館建設(shè)等具體做法。

4.2 調(diào)節(jié)變量的影響

4.2.1 年代的調(diào)節(jié)作用

元分析結(jié)果發(fā)現(xiàn), 年代是HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)變量, 從1990年到2021年, HLE效應(yīng)值顯著降低, 假設(shè)2得到支持; 但年代對(duì)親子閱讀頻率與兒童接受性詞匯關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著, 即近30年來(lái)親子閱讀的作用較穩(wěn)定, 假設(shè)3未得到支持。出現(xiàn)這一結(jié)果的可能原因有兩方面：

一是隨著時(shí)代和社會(huì)經(jīng)濟(jì)的發(fā)展, HLE與兒童接受性詞匯關(guān)系的確逐步降低。從家庭內(nèi)部來(lái)說(shuō), 電子媒介可能帶來(lái)了不利影響。電子媒介的普及讓更多的兒童在更低年齡段開始使用電子產(chǎn)品(Rideout, 2017), 這大大減少了原來(lái)用于游戲和親子閱讀的時(shí)間(Buset al., 2020; Pagani et al., 2010; 楊曉輝等, 2016; 李敏誼等, 2021)。雖然部分研究指出部分內(nèi)容和形式適宜的節(jié)目或軟件蘊(yùn)含著豐富的詞匯學(xué)習(xí)的策略, 能促進(jìn)接受性詞匯的發(fā)展(Danielson et al., 2019;Hu et al., 2020; Marulis & Neuman, 2013)。但相較于傳統(tǒng)玩具或書籍, 兒童在看電子媒介產(chǎn)品時(shí), 成人的語(yǔ)言及回應(yīng)、親子互動(dòng)話輪數(shù)、兒童自己的語(yǔ)言, 以及圍繞具體內(nèi)容的詞匯討論都更少(Sosa, 2015)。此外, “電子保姆” (吳瑤, 2016)、“視頻致呆” (Anderson & Hanson, 2010), 以及產(chǎn)品質(zhì)量問題(張義賓, 周兢, 2016)普遍存在, 都可能對(duì)兒童接受性詞匯發(fā)展帶來(lái)危機(jī)。因此, 電子媒介所帶來(lái)的機(jī)遇和風(fēng)險(xiǎn)并存, 未來(lái)還需更多研究的深入探討。從家庭之外的環(huán)境來(lái)說(shuō), 托幼機(jī)構(gòu)的影響日益凸顯。具體表現(xiàn)在：一方面入園率不斷提升。始于20世紀(jì)60年代中期的學(xué)前教育規(guī)模的擴(kuò)張是一個(gè)全球性現(xiàn)象, 全球?qū)W前教育毛入園率從1965年的不足10% (Inkeles & Sirowy, 1983), 到2019年已超過(guò)61.5% (World Bank, 2021)。另一方面兒童入園時(shí)長(zhǎng)持續(xù)增加。美國(guó)國(guó)會(huì)發(fā)布的《教育概況2020》(The Condition of Education 2020)顯示, 從2000年到2018年, 雖然3～5歲兒童的入園率沒有明顯變化, 但相較于半日制的托幼機(jī)構(gòu)而言, 進(jìn)入全日制學(xué)前班(kindergarten)的兒童比例從60%上升到了81%, 進(jìn)入全日制幼兒園(preschool)的比例從47%上升到了54% (Hussar et al., 2020)。結(jié)合兒童入園時(shí)長(zhǎng)與語(yǔ)言發(fā)展的正相關(guān)關(guān)系(Klein & Becker, 2017), 有理由推斷HLE對(duì)兒童接受性詞匯的作用受到了托幼機(jī)構(gòu)的分散。二是電子媒介時(shí)代HLE的真實(shí)效應(yīng)值尚不明確。換言之, 隨時(shí)代發(fā)展, HLE工具的效度逐步降低, 基于傳統(tǒng)印刷品時(shí)代研發(fā)的HLE工具已無(wú)法充分捕捉并反映電子媒介時(shí)代下HLE的真實(shí)效應(yīng)值。如前所述, HLE框架雖然全面, 但近年來(lái)指標(biāo)的變化僅限于在問卷中增加幾項(xiàng)指標(biāo), 這是否能真實(shí)反映出HLE的巨大變化值得深入思考。因此, 后續(xù)應(yīng)思考如何結(jié)合童年與家庭生活的變遷來(lái)拓展HLE的工具研究。

值得注意的是, 雖然年代變遷, 親子閱讀頻率的效應(yīng)值一直中等且穩(wěn)定。這不僅說(shuō)明親子閱讀是影響兒童接受性詞匯發(fā)展的強(qiáng)有力的指標(biāo), 也驗(yàn)證了互動(dòng)理論所主張的人與人之間的互動(dòng)才是兒童語(yǔ)言發(fā)展的核心和關(guān)鍵這一理念。這同時(shí)也與一項(xiàng)關(guān)于電子閱讀的元分析結(jié)果相呼應(yīng), 該研究發(fā)現(xiàn), 成人是否伴讀對(duì)兒童的理解力有顯著的調(diào)節(jié)作用(呂雪等, 2019)。因此, 無(wú)論HLE的形態(tài)發(fā)生何種變化, 親子互動(dòng)的價(jià)值和意義應(yīng)當(dāng)?shù)玫匠浞值恼J(rèn)識(shí)。

4.2.2 文化背景的調(diào)節(jié)作用

元分析結(jié)果發(fā)現(xiàn), 文化背景對(duì)HLE與兒童接受性詞匯關(guān)系的調(diào)節(jié)作用不顯著, 假設(shè)4未得到支持。對(duì)此有兩種可能的解釋：一是東西方文化下的效應(yīng)值無(wú)差異, 即雖然東西方文化在教育目標(biāo)及方法的信念以及家庭讀寫活動(dòng)類型等方面有差異, 但對(duì)兒童接受性詞匯發(fā)展的總體效果是一致的。這種可能性較低, 因?yàn)閺谋狙芯恐芯湍芸闯霾煌愋偷淖x寫活動(dòng)的效應(yīng)值是有區(qū)別的。二是東西方文化下的效應(yīng)值有差異, 但一方面, 本研究的樣本中基于東方文化的研究太少(僅占13.8%), 在統(tǒng)計(jì)效力上未達(dá)顯著水平。另外更值得關(guān)注的是, 當(dāng)前國(guó)際范圍內(nèi)HLE的評(píng)估工具多是基于西方文化研發(fā)的, 未必能反映出東方文化下HLE的全部要素, 同時(shí)PPVT也產(chǎn)生于西方文化和英語(yǔ)語(yǔ)言環(huán)境, 鑒于不同文化下的常用詞匯使用偏好以及不同的語(yǔ)言體系中同一詞匯的難易程度的差異, 經(jīng)翻譯后的PPVT亦未必能有效測(cè)量出兒童真實(shí)的詞匯水平(Finneran et al., 2020; Xu & Liu, 2020), 以上因素均使得東方文化下HLE的效應(yīng)值依然處于黑箱之中。因此, 雖然研究者們很早就注意到不同文化下HLE的差異(Buhs et al., 2011; 李燕芳, 董奇, 2004), 但從跨文化視角開展的研究依然欠缺, 不同文化下HLE和兒童接受性詞匯發(fā)展的測(cè)量工具更是少有, 未來(lái)需要更多跨文化研究對(duì)此問題做深入剖析。

4.2.3 兒童年齡的調(diào)節(jié)作用

元分析結(jié)果表明：兒童年齡對(duì)HLE及親子閱讀頻率與兒童接受性詞匯發(fā)展關(guān)系的調(diào)節(jié)作用均不顯著, 假設(shè)5和6未得到支持。可能的原因在于：第一, 需考慮互動(dòng)質(zhì)量。如果互動(dòng)過(guò)程并不那么愉快, 父母對(duì)兒童的需求并不那么敏感, 反而會(huì)給兒童的讀寫能力和興趣帶來(lái)負(fù)面影響(van Ijzendoorn et al., 1995)。第二, HLE及親子閱讀頻率對(duì)兒童接受性詞匯的發(fā)展存在滾雪球效應(yīng)(Raikes et al., 2006)。對(duì)HLE得分高或親子閱讀頻率高的兒童來(lái)說(shuō), 小學(xué)階段不僅受當(dāng)前HLE的積極作用, 還依然受到小學(xué)前所經(jīng)歷的高質(zhì)量HLE的持續(xù)影響, 即這些兒童在語(yǔ)言發(fā)展敏感期時(shí)儲(chǔ)備了更多的接受性詞匯, 進(jìn)入小學(xué)后從個(gè)體語(yǔ)言發(fā)展曲線來(lái)看雖然速度變緩, 但相較于其他同齡人, 從課堂內(nèi)外獲取新詞匯的能力更強(qiáng), 小學(xué)更加廣闊的環(huán)境反而豐富了詞匯獲取的契機(jī), 使其與同齡人之間的優(yōu)勢(shì)越來(lái)越明顯, 最終從數(shù)據(jù)上出現(xiàn)HLE與兒童接受性詞匯相關(guān)程度依然高的情況。這不僅體現(xiàn)了學(xué)前期兒童語(yǔ)言發(fā)展的奠基性作用, 更充分說(shuō)明了童年早期為兒童創(chuàng)設(shè)高質(zhì)量HLE及開展親子閱讀的重要意義。

4.2.4 測(cè)量方法的調(diào)節(jié)作用

元分析結(jié)果表明, HLE的兩種測(cè)量方法所得效應(yīng)值無(wú)差異。這可能是因?yàn)? 一方面問卷和HOME測(cè)量?jī)?nèi)容有較高的重合度, 另一方面, 雖然問卷雖會(huì)帶來(lái)社會(huì)期望偏誤, 但現(xiàn)場(chǎng)觀察也會(huì)有觀察者效應(yīng)、評(píng)分者一致性, 或某次觀察并不一定代表日常情況等問題?？傮w上假設(shè)7未得到支持。元分析結(jié)果還發(fā)現(xiàn), 對(duì)親子閱讀頻率來(lái)說(shuō), CTC所得效應(yīng)值比問卷法更高、更穩(wěn)定, 這與已有研究結(jié)果一致(Sénéchal, 2006;趙瑾東等, 2008;Mol & Bus, 2011), 假設(shè)8得到支持。但CTC也會(huì)存在地板效應(yīng)或天花板效應(yīng)(McQuillan, 2006; Sénéchal, 2006), 使用時(shí)還需綜合考量。此處需引起重點(diǎn)關(guān)注的是, 本研究發(fā)現(xiàn)不同研究者對(duì)CTC所測(cè)內(nèi)容理解不一致。該方法最初是Sénéchal等人(1996) 在Stavioch團(tuán)隊(duì)基礎(chǔ)上為了降低社會(huì)期望偏誤正式提出的, 認(rèn)為這是一種通過(guò)父母對(duì)兒童讀物的熟悉程度來(lái)間接測(cè)量親子閱讀頻率的方法, 其背后的假設(shè)是與兒童閱讀頻率越高的父母對(duì)兒童讀物的熟悉和了解程度越高。雖然Sénéchal團(tuán)隊(duì)在部分研究中也認(rèn)為其是非正式讀寫活動(dòng)的間接測(cè)量方法, 但在當(dāng)時(shí)非正式讀寫活動(dòng)的主要指標(biāo)就是親子閱讀。在后續(xù)研究中研究者的理解開始出現(xiàn)差異, 主要分為以下三類。第一, 認(rèn)為其與親子閱讀頻率所測(cè)量?jī)?nèi)容相同(Farveret al., 2006; 趙瑾東等, 2008; Hamilton et al., 2016)。第二, 認(rèn)為內(nèi)涵大于親子閱讀頻率, 如有研究者沿用了非正式讀寫活動(dòng)這一說(shuō)法, 但這時(shí)候非正式讀寫活動(dòng)內(nèi)涵已經(jīng)擴(kuò)展到了親子閱讀頻率、訪問圖書館頻率、購(gòu)買書籍等(陳曉等, 2010; Skwarchuk et al., 2014)。Mol和Bus (2011)指出, 如果將問卷所測(cè)量的內(nèi)容擴(kuò)大, 包括去圖書館或書店頻次、兒童開始閱讀的年齡等, 那么問卷和CTC所得結(jié)果接近。第三, 認(rèn)為CTC跟親子閱讀頻率所測(cè)內(nèi)容不同但彼此高度相關(guān)。Zhang等人(2018)經(jīng)過(guò)探索性因子分析后指出, 親子閱讀頻率和CTC是不同的因子, CTC測(cè)量的是父母對(duì)兒童讀物的熟悉程度, 這不一定是通過(guò)親子閱讀才可獲知, 亦有可能通過(guò)網(wǎng)上購(gòu)物、圖書館等多種渠道獲知, 但在回歸分析中發(fā)現(xiàn)兩者對(duì)兒童接受性詞匯的回歸系數(shù)卻幾乎等同, 因此認(rèn)為這兩者是內(nèi)涵不同但高度相關(guān)的方面。本研究在數(shù)據(jù)提取與分析時(shí), 按照CTC方法最初提出者的預(yù)設(shè)將其等同于親子閱讀頻率的間接測(cè)量方法, 然而顯著的差異提醒研究者, 書目清單所測(cè)量的內(nèi)涵可能發(fā)生了變遷, 這也有待后續(xù)研究繼續(xù)深入跟進(jìn)。

4.3 不足與展望

本研究存在以下不足：(1)文獻(xiàn)檢索和納入方面。首先, 元分析方法對(duì)文獻(xiàn)要求嚴(yán)格, 盡管盡可能地?cái)U(kuò)大搜索范圍, 但受到語(yǔ)言和檢索工具的限制, 難免有所疏忽。其次, HLE指標(biāo)較多, 本研究?jī)H從HLE整體和親子閱讀著手進(jìn)行了檢索, 雖能涵蓋大部分文獻(xiàn), 但必然會(huì)有遺漏; 再者, 有部分研究并未匯報(bào)HLE與兒童接受性詞匯的相關(guān)系數(shù)(Fielding-barnsley & Hay, 2012; Inoue et al., 2018), 這在文獻(xiàn)及數(shù)據(jù)納入上也造成了一定的損失。(2)由于HLE指標(biāo)較為復(fù)雜, 為了保證最大程度分析HLE對(duì)接受性詞匯發(fā)展的影響, 降低接受性詞匯評(píng)估工具帶來(lái)的變動(dòng), 本研究將接受性詞匯的評(píng)估工具限定在了使用的最為廣泛的PPVT上。(3)不少研究注意到親子互動(dòng)等過(guò)程性質(zhì)量的重要性, 但由于關(guān)注點(diǎn)及測(cè)量方法差別較大(Hindman et al., 2008; Bojczyk et al., 2016), 本研究未納入分析。未來(lái)研究仍待解決的問題：(1)借助元分析方法更加全面地探究HLE與兒童不同語(yǔ)言能力發(fā)展之間的關(guān)系。(2)以發(fā)展的眼光思考HLE的評(píng)估, 從測(cè)量?jī)?nèi)容和方法的角度重構(gòu)電子媒介時(shí)代HLE的測(cè)量, 突破互動(dòng)質(zhì)量的評(píng)價(jià)的難點(diǎn), 并重新審視CTC的評(píng)估內(nèi)容。(3) 基于跨文化視角探究不同文化下HLE的內(nèi)涵及測(cè)量問題(Taylor, 2000; Gonzalez et al., 2011; Niklas et al., 2016), 比較差異并分析文化所發(fā)揮的作用。

5 結(jié)論

本研究得出如下結(jié)論：(1)以家庭讀寫資源、動(dòng)機(jī)氛圍和讀寫活動(dòng)為核心的HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展之間存在中等程度正相關(guān)。各指標(biāo)中, 除兒童開始閱讀的年齡由于發(fā)表偏倚還需進(jìn)一步探究, 以及外出活動(dòng)和正式讀寫活動(dòng)與兒童接受性詞匯不相關(guān)外, 其余指標(biāo)均為小到中等程度效應(yīng)值。(2)對(duì)HLE來(lái)說(shuō), 年代的調(diào)節(jié)作用顯著, 效應(yīng)值隨時(shí)代發(fā)展顯著降低, 未見文化背景、兒童年齡、測(cè)量方法的調(diào)節(jié)作用; 對(duì)HLE核心指標(biāo)親子閱讀頻率來(lái)說(shuō), 測(cè)量方法調(diào)節(jié)作用顯著, CTC測(cè)量所得效應(yīng)值顯著高于問卷法, 但未見年代和兒童年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

(帶*為元分析納入文獻(xiàn))

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Associations between home literacy environment and children’s receptive vocabulary: A meta-analysis

LIU Haidan1, LI Minyi2

(1Faculty of Education, Shaanxi Normal University, Xi’an 710062, China)(2Faculty of Education, Beijing Normal University, Beijing 100875, China)

A large body of studies have shown that home literacy environment (HLE) can significantly promote children’s receptive vocabulary development. However, the blurry operationalization of HLE’s construct and the inconsistency of effect sizes (ESs) in recent studies have made it difficult to understand what really works for children’s receptive vocabulary development at home. This meta-analysis systematically reviewed empirical studies published from 1990 to 2021 to clarify HLE constructs, investigate the main effects, and explore potential moderators. A comprehensive search of peer-reviewed published research resulted in 84 articles. Results of random effects model indicated a significant, moderate relation between HLE and children’s receptive vocabulary development,= 0.31,< 0.01. Moderator analysis showed that the ESs of HLE decreased significantly across time periods, while the ESs of the frequency of shared reading were stable during past 30 years. The ESs of HLE obtained by questionnaires and the Home Observation for Measurement of the Environment did not lead to significant differences, while thoseof the frequency of shared reading obtained by Children’s Title Checklist were significantly higher than those obtained by questionnaires. No moderating effects of cultural backgrounds or child’s age were detected. Findings suggest that there is a need to refine the conceptual framework and measurement methods of HLE, especially paying more attention to social-economic and cultural influences.

Home literacy environment (HLE), shared reading, receptive vocabulary, meta-analysis

2020-11-16

李敏誼, E-mail: minyili@bnu.edu.cn

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