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)展關系的元分析

劉海丹1李敏誼2

(1陜西師范大學教育學部, 西安 710062) (2北京師范大學教育學部, 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)展的關系一直備受關注, 但HLE內(nèi)涵不清、各指標效應值強度不明, 以及近年來兩者關系差別較大等問題極大地限制了人們對該領域的認識。本文運用元分析技術對近30年國內(nèi)外84篇相關實證研究進行分析。結果顯示：HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展為中等程度正相關(= 0.31)。針對年代、文化背景、兒童年齡以及測量方法的調(diào)節(jié)效應檢驗表明：HLE效應值隨年代發(fā)展顯著降低, 但其核心指標親子閱讀頻率的效應值基本穩(wěn)定; 評估HLE的問卷法和現(xiàn)場觀察法效應值無差異, 但評估親子閱讀頻率的書目清單法效應值顯著高于問卷法。未見文化背景和兒童年齡的顯著調(diào)節(jié)作用, 原因值得進一步探究。后續(xù)研究應完善HLE的概念框架, 更關注社會經(jīng)濟及文化視角下的概念建構以及測量改進。

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(Burgess et al., 2002; Puglisi et al., 2017)。從上世紀60年代至今, 大量研究證明HLE是影響兒童語言, 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, 在學齡前增長尤為迅速(Farkas & Beron, 2004)。這期間, HLE對兒童日積月累的影響發(fā)揮了非常關鍵的作用。研究表明, 來自不同家庭的兒童在3歲時彼此間就已經(jīng)形成了巨大的詞匯鴻溝(Hart & Risley, 1995; Fernald et al., 2013),極大地影響到當前及未來的讀寫能力和學業(yè)成就(Roth et al., 2002; Sénéchal, 2006)。因此, 關注HLE對兒童接受性詞匯發(fā)展的作用有重要意義。

雖然國內(nèi)外有關HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展關系的研究數(shù)量龐大, 但以下問題尚不明朗：一是HLE到底包含哪些指標, 分別與兒童接受性詞匯發(fā)展相關強度如何, 且彼此間有何差異？二是近年來聚焦兩者關聯(lián)強度的研究結果出現(xiàn)較大分歧, 例如, 相關系數(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“相同目的”且“相互獨立”的多個研究結果進行定量統(tǒng)計的綜合分析方法(Camisón-Zornoz et al., 2004), 能從更宏觀的角度整合該領域的結果從而得出更普遍和準確的結論, 因此有必要借助元分析探究上述問題。

關于兩者關系的國內(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。例如, 兩項元分析僅關注了親子閱讀頻率與兒童語言發(fā)展的關系(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議, 如父母受教育程度在多項研究中屬于家庭社會經(jīng)濟地位(social economic status, SES)的范疇。此外, 也未回應不同研究中HLE指標出入較大的問題, 因此讀者難以對HLE有全面了解。其次, 對HLE這一概念認識不足, 多以靜態(tài)眼光分析HLE與兒童語言發(fā)展的關系, 未意識到HLE的歷時變遷(Hiebert, 2015)、文化背景(Shu et al., 2002; 李燕芳, 董奇, 2004)、兒童年齡(Inoue et al., 2018 )以及測量方法(Wang, 2015)等變量對二者關系的潛在調(diào)節(jié)作用。再者, 還尚未有元分析將兒童接受性詞匯發(fā)展作為結果變量, 探究其與HLE的關系。

因此, 本研究采取元分析方法, 系統(tǒng)分析國內(nèi)外1990～2021年間HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展關系的實證研究, 在深入剖析HLE內(nèi)涵的基礎上, 探究兩者相關程度及調(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)展關系的研究圖譜, 為未來研究提供依據(jù)和方向。

1.1 HLE的內(nèi)涵與測量

從上世紀60年代Durkin (1966)率先關注HLE至今, 雖然相關研究眾多, 但對HLE始終沒有統(tǒng)一的定義。起初重點關注親子閱讀, 后來隨著實證研究的推進及元分析的爭鳴(Bus et al., 1995; Scarborough & Dobrich, 1994), 研究者們認為應當延展HLE的內(nèi)涵?？傮w有兩種界定取向：(1)人類發(fā)展生態(tài)學理論視角。該視角認為HLE是家庭中對兒童語言發(fā)展產(chǎn)生作用的各類要素。研究者根據(jù)家庭環(huán)境對兒童發(fā)展的作用路徑, 劃分為三個方面(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開展的各類物質(zhì)資源, 如藏書、玩具：二是動機氛圍, 指家庭中父母對讀寫活動價值的認識及重視程度, 如父母對兒童讀寫活動重要性的認識、自身讀寫習慣; 三是各類讀寫活動, 如親子閱讀、去圖書館, 還有研究者根據(jù)活動開展方式, 劃分為親子共同參與的讀寫活動、兒童獨立的讀寫活動, 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, 雖然也有人認為應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)互動理論視角。該視角認為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。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, 該模型重點關注的是圍繞印刷品(print)的家庭讀寫活動, 將其劃分為非正式讀寫活動(informal literacy activity)和正式讀寫活動(formal literacy activity)。非正式讀寫活動指的是關注印刷品所承載的信息、偶爾或很少關注其書面語言的活動, 如聽故事、討論故事情節(jié); 正式讀寫活動則以印刷品的書面語言為學習重點, 例如認字、書寫。研究表明, 家庭中這兩類讀寫活動呈現(xiàn)弱相關, 并分別指向兒童不同的語言能力(Hamilton et al., 2016; Manolitsis et al., 2011; Sénéchal, 2006)?？傮w來看, 雖然上述兩種理論界定角度不同, 但彼此重合且互相補充, 共同揭示了HLE的復雜本質(zhì), 并且隨著HLE研究的深入, 互動理論視角越來越受到人們關注。

對HLE的測量工具進行系統(tǒng)梳理(見表1)發(fā)現(xiàn), HLE的問卷數(shù)量眾多、指標繁雜, 幾乎各研究中所采用的問卷指標或權重均有差異, 但總體上有如下特點：(1)橫向來看?；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)學理論視角下的問卷為主, 在“讀寫活動”中融合互動理論視角下的相關指標。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)、《家庭學習環(huán)境概況核查》(Home Learning Environment Profile) (Heath et al., 1993)、《斯帝佩克家庭學習活動調(diào)查表》(Stipek Home Learning Activities) (Stipek et al., 1992)。(2)縱向來看。上世紀八九十年代確立了HLE的基本框架并產(chǎn)生了一系列代表性問卷, 后續(xù)研究則在此基礎上改編或參照自編。隨時間推移主要有兩點變化：其一是非正式讀寫活動日漸豐富。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、看電視等家庭內(nèi)部活動, 以及去博物館、藝術展等外出活動(Kirby& Hogan, 2008)。近期, Krijnen等人(2020)明確指出了“家庭讀寫模型”的局限性, 對其進行了系統(tǒng)修正, 極大地擴展了讀寫活動的范圍。其二是嘗試不同的界定方法, 例如分為主動讀寫環(huán)境和被動讀寫環(huán)境(Burgess et al., 2002; Baroody & Diamond, 2012), 但所涉指標變化不大。(3)關于親子互動質(zhì)量的問題。諸多研究者早就關注到各類讀寫活動中親子互動質(zhì)量的重要性(Pellegrini et al., 1995), 但由于直接測量難度大, 問卷很少涉及, 只在通過現(xiàn)場觀察進行評估的《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評估問卷及量表

續(xù)表

從前文可見, 雖然HLE的評估方法多樣, 但基于人類發(fā)展生態(tài)學理論的三方面結構是主流框架, 因此本研究亦借用此結構分析HLE并構建效應值提取框架。

1.2 接受性詞匯的內(nèi)涵與測量

接受性詞匯指兒童能夠理解其最基本詞義的詞匯, 它和表達性詞匯是考察詞匯量的兩個不同角度(Laufer, 1998), 也被稱為兒童語言大廈的基石(Wilkins, 1972)。兒童接受性詞匯主要采取“圖片?詞匯”的測量方式, 其中皮博迪圖片詞匯測試工具(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。該工具基于英語語言體系研發(fā), 信效度是基于美國的盎格魯薩克遜文化人群進行的檢驗。PPVT通常經(jīng)過直接翻譯和簡單修訂后運用于其他語言或文化中, 雖有研究者指出同樣的詞匯在不同語言體系里難度不同(桑標, 繆小春, 1990), 不同文化下詞語使用偏好不同(Finneran et al., 2020), 但其信效度往往也達到了可接受水平(Aram et al., 2013; Suggate et al., 2011)。

1.3 HLE與兒童接受性詞匯的關系

根據(jù)Bronfenbrenner (1979)的生態(tài)系統(tǒng)理論, 兒童的成長受家庭、學校、社會等多個系統(tǒng)的共同作用, 其中距離最近的系統(tǒng)對兒童的作用最大。對幼兒(0～6歲)來說, 家庭無疑是主要的成長環(huán)境, 也是影響其語言能力發(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(王娟, 沈秋蘋, 2017), 前者亦是后者有效的預測因子(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, 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)展的個體差異(Burris et al., 2019)。一項元分析也發(fā)現(xiàn), “家庭圖書捐贈項目(Book Giveaway Programs)”能夠顯著激發(fā)兒童的閱讀興趣和行為, 并促進多項讀寫能力的發(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, 家庭讀寫資源對兒童接受性詞匯發(fā)展的作用是基礎的、關鍵的, 恰如Weinberger (1996)所說：在一個每天都會發(fā)生讀寫活動的環(huán)境中成長的兒童, 其語言發(fā)展有明顯的優(yōu)勢。

動機氛圍的作用路徑有兩條：一是父母自身的讀寫習慣, 雖然對兒童的直接作用小, 但父母對讀寫的熱情會對兒童產(chǎn)生長期影響(李燕芳, 董奇, 2004), 有研究證實其與兒童接受性詞匯發(fā)展存在顯著正相關(Sénéchal & Lefevre, 2014)。二是父母讀寫信念, 包括對兒童讀寫活動重要性以及自己角色的認識、對兒童認知能力的信念以及未來學業(yè)成就的期望等, 這會直接影響父母參與讀寫活動的頻次及互動行為, 從而對兒童接受性詞匯發(fā)展產(chǎn)生影響(Gonzalez et al., 2017; Manolitsis et al., 2009)。

相較于前兩方面, 家庭讀寫活動是影響兒童發(fā)展的最近端因素。從非正式讀寫活動來看, 親子閱讀歷來是研究者們關注的核心指標。這是因為, 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合的文本進行對話時, 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, 親子互動的時長和話輪數(shù)也會更多(Gilkerson et al., 2017), 這些都是兒童接受性詞匯學習的絕佳機會。圍繞親子閱讀的諸多指標也被證實與兒童接受性詞匯發(fā)展有顯著正相關關系, 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(Klein & Becker, 2017)以及去博物館等外出文化活動(Kluczniok & Mudiappa, 2019)中, 兒童也能獲得豐富的詞匯學習機會。然而, 正式讀寫活動, 即教授兒童發(fā)音、識字、寫字等活動則不同, 多項研究表明其促進的是兒童語音敏感性、識字量、書寫技能等能力(Aram & Levin, 2004; Manolitsis et al., 2009)。

總體來看, 雖然已有研究對HLE與兒童接受性詞匯間的關系進行了充分探究, 也對HLE幾個方面的交互影響有初步討論, 但HLE指標與兒童接受性詞匯發(fā)展關系的強弱差異不明晰, 這限制了對HLE幾個方面關系模型認識的深度, 故有必要拓展已有研究。綜上, 本研究提出探索性假設1：除正式讀寫活動外, HLE整體及其他指標均與兒童接受性詞匯發(fā)展有顯著正相關關系, 各指標效應值差異有待考察。

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

年代。HLE是一個與人類發(fā)展生態(tài)學密切相關的概念(Bronfenbrenner, 1979), 其形態(tài)與年代發(fā)展所帶來的社會經(jīng)濟發(fā)展水平的變化緊密關聯(lián)。研究表明, 從上世紀八九十年代至今, 電子媒介的涌入、讀物種類的豐富、家庭其他學習活動及外出活動的顯著增加對HLE及兒童早期讀寫經(jīng)歷帶來了巨大沖擊(Bassok et al., 2016; Bureau of Labor Statistics, 2019; Hiebert, 2015)。其中電子媒介的影響(平板電腦、智能手機等)尤其值得關注。據(jù)統(tǒng)計, 美國擁有電子設備的家庭從2011年的52%增長到2017年的98%, 兒童每天的屏幕時間長達2.16小時。受其影響, 家庭其他游戲時間降低, 傳統(tǒng)親子閱讀只有39分鐘(Rideout, 2017)?；谥袊鬄硡^(qū)的研究發(fā)現(xiàn)了同樣的趨勢(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、聲音及影像符號的動態(tài)多感官融合, 根據(jù)媒介學習理論, 這會改變兒童在閱讀中的意義建構及詞匯學習過程(Mayer, 2003); 部分交互性設計也影響著父母的角色和親子互動過程(Sosa, 2015)?？梢哉f, 從21世紀開始, 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、學習和思維方式, 也極有可能對兒童詞匯的獲得產(chǎn)生重要影響。因此, 提出假設2：年代可能會調(diào)節(jié)HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展的關系。同時, 親子閱讀作為傳統(tǒng)HLE的典型代表, 也是電子媒介讀寫時代來臨首當其沖被影響的指標, 故提出假設3：年代亦會影響親子閱讀頻率與兒童接受性詞匯發(fā)展的關系。

文化背景。所謂文化, 如霍夫斯泰德所說, 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(Hofstede et al., 2010)。在不同的文化中, 人們對兒童是什么樣的、兒童應當發(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HLE的創(chuàng)設以及對自身角色的認知(Keller et al., 2006; Super & Harkness, 2002)。例如, 東方文化往往關注兒童勤奮、專心、堅持的品質(zhì), 認為要盡早開始正式的學習活動, 這樣才能不輸在起跑線上, 即“勤有功, 戲無益”；然而西方文化則更強調(diào)兒童批判性思維、自我表達與交流、探索世界等能力, 認為兒童應當從游戲中學習, 學業(yè)訓練尤其不符合學前兒童的年齡特征(Li, 2012; Parmar et al., 2004)。由此也不難理解, 相較于歐裔美國人, 華裔父母將更多時間用在數(shù)學運算等正式的學習活動上(Huntsinger et al., 1997)?？傮w來說, 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、活動的類型、時間的分配以及互動的方式(Parmar et al., 2004; Aminipour et al., 2020), 也必然會影響兒童接受性詞匯的獲得。此外, 從接受性詞匯習得的角度來說, 文化會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, 可能對東方文化下慣常使用的詞匯不夠敏感。綜上, 提出假設4：文化背景可能會調(diào)節(jié)HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展的關系。

兒童年齡。兒童年齡的調(diào)節(jié)效應體現(xiàn)在兩方面：(1)根據(jù)蒙臺梭利的敏感期理論, 兒童語言發(fā)展并非勻速, 其在幼兒期對周圍語言環(huán)境最為敏感, 發(fā)展速度最快, 小學階段及以后則趨于平緩(蒙臺梭利, 1936/2005; Standing, 1957)。換言之, 幼兒期的語言環(huán)境與接受性詞匯發(fā)展的相關程度可能大于小學階段。(2)在生態(tài)系統(tǒng)理論中, 時間系統(tǒng)(chronosystem)強調(diào)應當將時間和環(huán)境相結合來考察兒童發(fā)展的動態(tài)過程。具體來說, 一方面, 隨時間推移兒童成長的微觀系統(tǒng)會不斷變化, 如兒童會逐漸從與他人共讀過渡到獨立閱讀, 親子閱讀的頻次和時間都會降低; 又如HOME量表專門研發(fā)了針對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, 兒童也會面臨“生態(tài)轉變” (Bronfenbrenner & Morris, 1998; 劉杰, 孟會敏, 2009)。幼小銜接階段是兒童成長中的轉折期, 小學階段兒童的語言發(fā)展目標、學習內(nèi)容和方式均與學齡前有明顯不同, 更具系統(tǒng)性。HLE的作用不但會被進一步分散, 學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5：兒童年齡可能會調(diào)節(jié)HLE與接受性詞匯發(fā)展的關系, 6歲前效應值高于6歲以后。同理, 針對親子閱讀提出假設6：兒童年齡可能會調(diào)節(jié)親子閱讀頻率與接受性詞匯發(fā)展的關系, 6歲前效應值高于6歲以后。

測量方法。HLE有問卷法和現(xiàn)場觀察法兩種。問卷法屬于父母自我匯報, 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、社會期望偏誤, 以及難以表述復雜問題等缺點; 現(xiàn)場觀察法目前只有HOME量表, 能有效避免問卷法的缺點, 收集的資料更加客觀準確(劉麗, 石巖, 2012; Switzer et al., 1999), 并且在測量內(nèi)容上也超越了問卷法, 涵蓋了對互動質(zhì)量的評估。因此, 提出假設7：測量方法可能會影響HLE的效應值, 現(xiàn)場觀察法效應值高于問卷法。在HLE指標中, 研究者們圍繞親子閱讀頻率的測量有諸多探索, 主要有問卷法和書目清單法(Children Title Checklist, CTC)。CTC以信號檢測論為心理測量學基礎, 請被試從所提供的真假書名清單中再識別出真正的書名, 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量內(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)展的相關程度更高、穩(wěn)定性更強(Sénéchal et al., 1996)。由此, 提出假設8：測量方法可能會影響親子閱讀頻率的效應值, CTC效應值高于問卷法。

2 研究方法

2.1 文獻檢索及篩選

本研究通過篇名、主題詞、關鍵詞、摘要的方式檢索中英文文獻, 所檢索文獻的發(fā)表時間跨度為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)。中文文獻檢索使用中國知網(wǎng)、萬方、TWS臺灣學術期刊在線數(shù)據(jù)庫, 使用家庭讀寫環(huán)境、家庭學習環(huán)境、家庭讀寫活動、家庭學習活動、家庭閱讀環(huán)境和親子閱讀六個環(huán)境詞匯, 分別搭配接受性語言、接受性詞匯、皮博迪圖片詞匯測試和PPVT四個兒童語言發(fā)展詞進行檢索。英文檢索使用Web of Science核心合集、EBSCO、ProQuest博碩論文庫、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八個環(huán)境詞, 分別搭配vocabulary、receptive language和PPVT三個兒童語言發(fā)展詞進行檢索。

使用NoteExpress導入文獻并按照如下標準篩選：(1)研究匯報了HLE整體或至少某一指標與兒童接受性詞匯發(fā)展的相關關系; (2)研究詳細描述了HLE的結構, 明晰了每一條指標所測查的具體內(nèi)容; (3)由于本研究關注HLE與兒童接受性詞匯的相關關系, 因此二者的測查需在同一時期完成; (4)對于實驗或準實驗研究, HLE與兒童接受性詞匯的測查須在實驗開始之前, 以保證二者相關系數(shù)未受到實驗影響; (5)兒童接受性詞匯測量工具為PPVT; (6)研究發(fā)表于1990年1月至2021年5月, 且發(fā)表于經(jīng)過同行審議的期刊論文, 或為碩博士學位論文、書籍篇章。排除：(1)語言發(fā)展緩慢或殘障兒童; (2)第二語言學習過程; (3)非中英文文獻。文獻篩選流程如圖1所示, 初步納入了88項獨立研究。

2.2 效應值提取、文獻質(zhì)量評估及變量編碼

由于各研究中HLE內(nèi)涵及指標不一致, 先根據(jù)研究內(nèi)容確立HLE效應值提取框架(見表2)。提取效應值時遵循如下原則：(1)有關HLE和讀寫活動這兩個綜合性指標。HLE必須涵蓋三大方面, 若雖定義為HLE問卷, 但指標只涉及讀寫活動,則不提取; 讀寫活動需同時涵蓋非正式讀寫活動和正式讀寫活動方可提取。(2)部分研究是基于早期數(shù)據(jù)庫進行的分析, 即數(shù)據(jù)收集年份和文章發(fā)表年份存在較大出入, 對此類情況, 本研究同時提取兩個年份, 計算時以數(shù)據(jù)收集年份為準。

圖1 文獻檢索及效應值提取流程圖

表2 HLE效應值提取框架

最終, 有4項研究由于指標混雜, 不滿足效應值提取條件而未能編碼并納入計算。由于父母閱讀時長、父母閱讀興趣、親子閱讀時長、兒童自主閱讀頻率、其他學習活動這幾項指標效應值數(shù)量均在1～3之間, 為了保障分析結果的可靠性, 有9個效應值只編碼但并未納入分析。本研究最終編碼并納入計算的有84項研究, 涉及212個效應值, 樣本總量為65550人。

文獻質(zhì)量評估參照實驗和干預類研究評價條目與標準以及張亞利等人(2019)的做法, 包括了對被試的選取、數(shù)據(jù)有效率、測量工具的內(nèi)部一致性信度、刊物級別四個方面的評估。每條文獻總分介于0～10之間, 得分越高表明文獻質(zhì)量越好。該評價過程由兩位評分者獨立完成, 一致性Kappa值為0.96。

對最終納入元分析的文獻進行如下編碼(見表3)：作者、文獻類型(期刊/學位論文/書籍)、發(fā)表年份及數(shù)據(jù)收集年份、樣本量、被試年齡、國家、文化(西方文化/東方文化/其他)、HLE及各指標與PPVT相關系數(shù)、文獻質(zhì)量、HLE測量工具(問卷/HOME)、親子閱讀頻率測量工具(問卷/CTC)。其中, 對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(權力距離、個人主義與集體主義、社會文化維度的陽剛氣質(zhì)與陰柔氣質(zhì)、對社會中不確定性容忍度、長期導向和短期導向、社會維度的放縱與克制)對不同國家及地區(qū)的文化進行了深入的刻畫(Hofstede et al., 2010; Hofstede, 2011)。本研究基于上述成果把來自不同文化圈的研究樣本劃分為上述三個類別。編碼工作由第一作者獨立完成, 有異議方面與通訊作者深入?yún)f(xié)商直到達成一致。為保證編碼質(zhì)量, 研究團隊培訓研究助理并隨機選取9篇(11%)進行編碼, 其與第一作者編碼結果的一致性為94.3%。

2.3 數(shù)據(jù)分析

運用CMA-3.0 (comprehensive meta-analysis 3.0)軟件進行元分析, 選擇相關系數(shù)()作為效果量, 具體是將值轉換為Fisher’s值后進行元分析, 最后再將Fisher’s的加權平均數(shù)轉換為相關系數(shù), 得到總體效應值并估算95%置信區(qū)間。對于部分文獻沒有直接報告HLE整體及各指標與兒童接受性詞匯發(fā)展的相關系數(shù), 而是報告了值,值,c2值或回歸系數(shù), 則采用已有研究方法轉換為值(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值轉換為Fisher’s值后進行元分析(Borenstein et al., 2009)。

表3 HLE與兒童接受性詞匯關系的元分析編碼表

續(xù)表

續(xù)表

續(xù)表

注：a：本列只標注第一作者, 作者后標注“碩”“博”的為學位論文, 標注“書”的為書籍篇章, 未做標注的為期刊論文; 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。

*代表該類效應值較少而未進行后續(xù)分析。

3 研究結果

3.1 發(fā)表偏倚檢驗

發(fā)表偏倚(publication bias) 是指已發(fā)表的研究文獻不能系統(tǒng)全面地代表該領域已經(jīng)完成的研究總體(Rothstein et al., 2006), 這會影響元分析結果的可靠性。本研究在文獻檢索階段盡可能提高查全率, 同時采用漏斗圖(funnel plot), 失安全系數(shù)(Classic Fail-safe)、Egger’s回歸系數(shù)、修剪填補法(Trim and fill)進行檢驗(見表4)。首先采用漏斗圖進行評估。由于漏斗圖對于只包含10個及以內(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HLE的指標效應值, 結果顯示不存在嚴重的發(fā)表偏倚問題。其次, 失安全系數(shù)結果顯示, 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, 其他指標均不存在發(fā)表偏差; 再者, Egger’s上的值以及修剪填補法顯示了與失安全系數(shù)同樣的結果。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整體及其他指標與兒童接受性詞匯發(fā)展之間的元分析結果較為可靠。

3.2 異質(zhì)性檢驗

異質(zhì)性檢驗通過檢驗和2檢驗進行。結果顯示(見表5)：HLE的值達到顯著水平,= 296.26,< 0.05, 說明各效應量之間異質(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值的真實差異造成的。各指標中, 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一起進行調(diào)節(jié)效應檢驗; 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)不進行調(diào)節(jié)效應檢驗?？傮w來看, 由于HLE和多個指標均呈現(xiàn)中高程度的異質(zhì)性, 本研究采用隨機效應模型。

表4 出版偏誤檢驗結果

3.3 主效應檢驗

主效應分析結果顯示(見表6)：HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展的相關系數(shù)為0.31, 95%置信區(qū)間為0.26～0.36。根據(jù)Cohen (1988) 建議的相關系數(shù)大小的解釋標準(= 0.1為低相關,= 0.3為中等相關,= 0.5為強相關), 可以認為兩者存在中等程度的正相關。敏感性分析發(fā)現(xiàn), 排除任意一個樣本后, HLE的效應值在0.29～0.32間浮動, 說明元分析估計結果具有較高的穩(wěn)定性。HLE各指標中, 效應值由高到低為：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(= 0.17,< 0.05)。外出活動頻率(= 0.09,< 0.05)和正式讀寫活動(= 0.07,< 0.05)不相關。敏感性分析亦說明結果均具有較高的穩(wěn)定性。兒童開始閱讀的年齡由于存在發(fā)表偏倚, 表格中為修剪填補法后結果, 顯示與兒童接受性詞匯發(fā)展不相關(= 0.06)。

表5 異質(zhì)性檢驗結果

注：代表效應值個數(shù)。

表6 主效應檢驗結果

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

3.4 調(diào)節(jié)效應檢驗

采用元回歸分析對HLE和親子閱讀頻率的效應值分別進行調(diào)節(jié)效應檢驗。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)變量的單獨作用。結果顯示：對于HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展關系來說, 只有年代的調(diào)節(jié)效應顯著, 其中1990～1999年的效應值顯著高于2000～2009 (< 0.05)和2010～2021 (< 0.05)年代, 后兩個亞組效應量的95% CI有重疊區(qū)間, 這意味著差異不具有統(tǒng)計學意義(表7)。為了進一步避免可能出現(xiàn)的假陽性結果, 對值進行Bonferroni校正(張?zhí)灬? 張?zhí)K賢, 2017), 結果顯示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%。

對于親子閱讀頻率與兒童接受性詞匯發(fā)展關系來說, 只有測量工具調(diào)節(jié)效應顯著(< 0.05) (見表7)。對年代的亞組進行兩兩比較, 并對值進行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, 結果有待于進一步考察。

4 討論

4.1 HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展的關系

HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展關系為中等相關, 這與大量實證研究結果一致(Lohndorf et al., 2018; Bojczyk et al., 2019)。在各指標中, 圍繞親子閱讀的各項指標效應值最大, 包括讀寫資源(藏書量) (= 0.26)、親子閱讀頻率(= 0.26), 以及兒童請求閱讀的頻率(= 0.25); 其次是動機氛圍下的父母讀寫信念(= 0.25)和父母讀寫頻率(= 0.20)兩項; 再者為讀寫活動中的去圖書館頻率(= 0.19); 最后是外出活動頻率(= 0.09)、正式讀寫活動頻率(= 0.07)和兒童開始閱讀的年齡(= 0.06)三項指標。各指標效應值的差異啟發(fā)要進一步思考HLE指標間的關系。在前文梳理中發(fā)現(xiàn), 父母讀寫信念會影響讀寫資源的投入及各類讀寫活動的參與, 對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化為適宜的行動才能促進兒童發(fā)展。從最直接促進兒童接受性詞匯發(fā)展的角度來看, 本研究發(fā)現(xiàn)當屬各種類型的閱讀活動, 包括親子閱讀、去圖書館等。藏書量曾被認為是從測量層面能代表HLE質(zhì)量的穩(wěn)定且有力的指標(Mol & Bus, 2011), 本研究支持了這一結論, 但認為其效應值高的根本原因可能還是與家庭對閱讀活動的享受程度及閱讀行為高度相關(Evans et al., 2010)。外出活動效應值低可能還需考量活動內(nèi)容及互動質(zhì)量, 而正式讀寫活動效應值與假設一致, 發(fā)展的是識字量等其他語言能力。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計分方式上有差異。雖然在本研究中效應值較低, 但以往研究認為兒童開始閱讀的年齡代表了兒童的累積閱讀量, 是預測兒童口頭語言發(fā)展的顯著指標(DeBaryshe & Binder, 1994; Mol et al., 2008), 因此對這一結果的解釋需慎重。

表7 調(diào)節(jié)變量的元回歸分析

注：b為非標準化回歸系數(shù); *< 0.05, **< 0.01.

表8 年代的三個亞組效應量兩兩比較結果

基于上述分析, 本研究超越已有實證研究進一步認識到, 在HLE的各指標中, 圍繞親子閱讀活動開展的資源和機會是與兒童接受性詞匯發(fā)展最緊密的要素。這一結果也啟發(fā)相關干預研究一方面提升父母的讀寫信念, 另外還可以進一步聚焦親子閱讀倡導、圖書捐贈、社區(qū)圖書館建設等具體做法。

4.2 調(diào)節(jié)變量的影響

4.2.1 年代的調(diào)節(jié)作用

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

一是隨著時代和社會經(jīng)濟的發(fā)展, HLE與兒童接受性詞匯關系的確逐步降低。從家庭內(nèi)部來說, 電子媒介可能帶來了不利影響。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), 這大大減少了原來用于游戲和親子閱讀的時間(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)目或軟件蘊含著豐富的詞匯學習的策略, 能促進接受性詞匯的發(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, 成人的語言及回應、親子互動話輪數(shù)、兒童自己的語言, 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, 都可能對兒童接受性詞匯發(fā)展帶來危機。因此, 電子媒介所帶來的機遇和風險并存, 未來還需更多研究的深入探討。從家庭之外的環(huán)境來說, 托幼機構的影響日益凸顯。具體表現(xiàn)在：一方面入園率不斷提升。始于20世紀60年代中期的學前教育規(guī)模的擴張是一個全球性現(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61.5% (World Bank, 2021)。另一方面兒童入園時長持續(xù)增加。美國國會發(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構而言, 進入全日制學前班(kindergarten)的兒童比例從60%上升到了81%, 進入全日制幼兒園(preschool)的比例從47%上升到了54% (Hussar et al., 2020)。結合兒童入園時長與語言發(fā)展的正相關關系(Klein & Becker, 2017), 有理由推斷HLE對兒童接受性詞匯的作用受到了托幼機構的分散。二是電子媒介時代HLE的真實效應值尚不明確。換言之, 隨時代發(fā)展, HLE工具的效度逐步降低, 基于傳統(tǒng)印刷品時代研發(fā)的HLE工具已無法充分捕捉并反映電子媒介時代下HLE的真實效應值。如前所述, HLE框架雖然全面, 但近年來指標的變化僅限于在問卷中增加幾項指標, 這是否能真實反映出HLE的巨大變化值得深入思考。因此, 后續(xù)應思考如何結合童年與家庭生活的變遷來拓展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值一直中等且穩(wěn)定。這不僅說明親子閱讀是影響兒童接受性詞匯發(fā)展的強有力的指標, 也驗證了互動理論所主張的人與人之間的互動才是兒童語言發(fā)展的核心和關鍵這一理念。這同時也與一項關于電子閱讀的元分析結果相呼應, 該研究發(fā)現(xiàn), 成人是否伴讀對兒童的理解力有顯著的調(diào)節(jié)作用(呂雪等, 2019)。因此, 無論HLE的形態(tài)發(fā)生何種變化, 親子互動的價值和意義應當?shù)玫匠浞值恼J識。

4.2.2 文化背景的調(diào)節(jié)作用

元分析結果發(fā)現(xiàn), 文化背景對HLE與兒童接受性詞匯關系的調(diào)節(jié)作用不顯著, 假設4未得到支持。對此有兩種可能的解釋：一是東西方文化下的效應值無差異, 即雖然東西方文化在教育目標及方法的信念以及家庭讀寫活動類型等方面有差異, 但對兒童接受性詞匯發(fā)展的總體效果是一致的。這種可能性較低, 因為從本研究中就能看出不同類型的讀寫活動的效應值是有區(qū)別的。二是東西方文化下的效應值有差異, 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)計效力上未達顯著水平。另外更值得關注的是, 當前國際范圍內(nèi)HLE的評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PPVT也產(chǎn)生于西方文化和英語語言環(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亦未必能有效測量出兒童真實的詞匯水平(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)展的測量工具更是少有, 未來需要更多跨文化研究對此問題做深入剖析。

4.2.3 兒童年齡的調(diào)節(jié)作用

元分析結果表明：兒童年齡對HLE及親子閱讀頻率與兒童接受性詞匯發(fā)展關系的調(diào)節(jié)作用均不顯著, 假設5和6未得到支持?？赡艿脑蛟谟冢旱谝? 需考慮互動質(zhì)量。如果互動過程并不那么愉快, 父母對兒童的需求并不那么敏感, 反而會給兒童的讀寫能力和興趣帶來負面影響(van Ijzendoorn et al., 1995)。第二, HLE及親子閱讀頻率對兒童接受性詞匯的發(fā)展存在滾雪球效應(Raikes et al., 2006)。對HLE得分高或親子閱讀頻率高的兒童來說, 小學階段不僅受當前HLE的積極作用, 還依然受到小學前所經(jīng)歷的高質(zhì)量HLE的持續(xù)影響, 即這些兒童在語言發(fā)展敏感期時儲備了更多的接受性詞匯, 進入小學后從個體語言發(fā)展曲線來看雖然速度變緩, 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, 小學更加廣闊的環(huán)境反而豐富了詞匯獲取的契機, 使其與同齡人之間的優(yōu)勢越來越明顯, 最終從數(shù)據(jù)上出現(xiàn)HLE與兒童接受性詞匯相關程度依然高的情況。這不僅體現(xiàn)了學前期兒童語言發(fā)展的奠基性作用, 更充分說明了童年早期為兒童創(chuàng)設高質(zhì)量HLE及開展親子閱讀的重要意義。

4.2.4 測量方法的調(diào)節(jié)作用

元分析結果表明, HLE的兩種測量方法所得效應值無差異。這可能是因為, 一方面問卷和HOME測量內(nèi)容有較高的重合度, 另一方面, 雖然問卷雖會帶來社會期望偏誤, 但現(xiàn)場觀察也會有觀察者效應、評分者一致性, 或某次觀察并不一定代表日常情況等問題?？傮w上假設7未得到支持。元分析結果還發(fā)現(xiàn), 對親子閱讀頻率來說, CTC所得效應值比問卷法更高、更穩(wěn)定, 這與已有研究結果一致(Sénéchal, 2006;趙瑾東等, 2008;Mol & Bus, 2011), 假設8得到支持。但CTC也會存在地板效應或天花板效應(McQuillan, 2006; Sénéchal, 2006), 使用時還需綜合考量。此處需引起重點關注的是, 本研究發(fā)現(xiàn)不同研究者對CTC所測內(nèi)容理解不一致。該方法最初是Sénéchal等人(1996) 在Stavioch團隊基礎上為了降低社會期望偏誤正式提出的, 認為這是一種通過父母對兒童讀物的熟悉程度來間接測量親子閱讀頻率的方法, 其背后的假設是與兒童閱讀頻率越高的父母對兒童讀物的熟悉和了解程度越高。雖然Sénéchal團隊在部分研究中也認為其是非正式讀寫活動的間接測量方法, 但在當時非正式讀寫活動的主要指標就是親子閱讀。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, 認為其與親子閱讀頻率所測量內(nèi)容相同(Farveret al., 2006; 趙瑾東等, 2008; Hamilton et al., 2016)。第二, 認為內(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這一說法, 但這時候非正式讀寫活動內(nèi)涵已經(jīng)擴展到了親子閱讀頻率、訪問圖書館頻率、購買書籍等(陳曉等, 2010; Skwarchuk et al., 2014)。Mol和Bus (2011)指出, 如果將問卷所測量的內(nèi)容擴大, 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所得結果接近。第三, 認為CTC跟親子閱讀頻率所測內(nèi)容不同但彼此高度相關。Zhang等人(2018)經(jīng)過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測量的是父母對兒童讀物的熟悉程度, 這不一定是通過親子閱讀才可獲知, 亦有可能通過網(wǎng)上購物、圖書館等多種渠道獲知, 但在回歸分析中發(fā)現(xiàn)兩者對兒童接受性詞匯的回歸系數(shù)卻幾乎等同, 因此認為這兩者是內(nèi)涵不同但高度相關的方面。本研究在數(shù)據(jù)提取與分析時, 按照CTC方法最初提出者的預設將其等同于親子閱讀頻率的間接測量方法, 然而顯著的差異提醒研究者, 書目清單所測量的內(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。

4.3 不足與展望

本研究存在以下不足：(1)文獻檢索和納入方面。首先, 元分析方法對文獻要求嚴格, 盡管盡可能地擴大搜索范圍, 但受到語言和檢索工具的限制, 難免有所疏忽。其次, HLE指標較多, 本研究僅從HLE整體和親子閱讀著手進行了檢索, 雖能涵蓋大部分文獻, 但必然會有遺漏; 再者, 有部分研究并未匯報HLE與兒童接受性詞匯的相關系數(shù)(Fielding-barnsley & Hay, 2012; Inoue et al., 2018), 這在文獻及數(shù)據(jù)納入上也造成了一定的損失。(2)由于HLE指標較為復雜, 為了保證最大程度分析HLE對接受性詞匯發(fā)展的影響, 降低接受性詞匯評估工具帶來的變動, 本研究將接受性詞匯的評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等過程性質(zhì)量的重要性, 但由于關注點及測量方法差別較大(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與兒童不同語言能力發(fā)展之間的關系。(2)以發(fā)展的眼光思考HLE的評估, 從測量內(nèi)容和方法的角度重構電子媒介時代HLE的測量, 突破互動質(zhì)量的評價的難點, 并重新審視CTC的評估內(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 結論

本研究得出如下結論：(1)以家庭讀寫資源、動機氛圍和讀寫活動為核心的HLE與兒童接受性詞匯發(fā)展之間存在中等程度正相關。各指標中, 除兒童開始閱讀的年齡由于發(fā)表偏倚還需進一步探究, 以及外出活動和正式讀寫活動與兒童接受性詞匯不相關外, 其余指標均為小到中等程度效應值。(2)對HLE來說, 年代的調(diào)節(jié)作用顯著, 效應值隨時代發(fā)展顯著降低, 未見文化背景、兒童年齡、測量方法的調(diào)節(jié)作用; 對HLE核心指標親子閱讀頻率來說, 測量方法調(diào)節(jié)作用顯著, CTC測量所得效應值顯著高于問卷法, 但未見年代和兒童年齡的調(diào)節(jié)效應。

(帶*為元分析納入文獻)

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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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