陈纯槿 | PISA 2018中国四省市学生阅读素养研究新发现
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新刊速递 | 华东师范大学学报（教育科学版）2020年第5期目录
特稿
摘要
青少年阅读素养的形成与发展受到先赋性因素与自致性因素的共同影响，但对于先赋性因素与自致性因素影响效应的异质性的研究近乎阙如。基于我国北京、上海、江苏和浙江四省市学生参加的国际学生评估项目（PISA 2018）测试数据，本研究运用夏普里值分解方法、分位数回归模型以及结构方程模型，考察比较先赋性因素与自致性因素对我国四省市学生阅读素养的影响，进而对这两类因素的影响效应进行异质性检验。研究发现：（1）家庭经济社会文化背景、性别等先赋性因素对我国四省市学生阅读素养的影响总体上低于阅读元认知策略、自我教育期望等自致性因素。运用有效的阅读元认知策略、抱持较高的自我教育期望以及强烈的阅读兴趣，是我国四省市学生阅读素养表现卓越的三个关键要素。（2）家庭经济社会文化背景对学生阅读素养的影响在不同教育阶段、不同性质学校及不同地区存在异质性，表现为家庭背景对初中阶段、全日制普通中学、城市的学生阅读素养成绩产生更大的边际影响。（3）阅读元认知策略、阅读兴趣等自致性因素对高中阶段、职业中学、农村的学生阅读素养表现更为重要。（4）家庭经济社会文化背景对不同分位数上的学生阅读素养的影响呈“两端低、中间高”的特征，特别是对于50分位数上的学生阅读素养的影响最大。（5）相较于阅读理解与记忆策略和阅读信息概述策略，阅读信息评鉴策略对低分位点上的学生阅读素养有更强烈的正向影响。（6）沉迷数字阅读抑或纸质阅读频率过高都不是最有效的阅读方式，纸质阅读与数字阅读频率相当的阅读方式更有利于提高学生阅读素养，而且后者显著降低了因家庭背景不同而导致的阅读素养成绩差异。上述发现表明提高我国青少年阅读素养的关键在于结合学生背景特征制定多样化的阅读能力培养方式和提升策略，重点培养青少年在阅读元认知策略上的运用能力，加强家校合作育人共同体建设，引导青少年树立积极的自我教育期望，激发学生自主参与阅读的兴趣，促进数字阅读与纸质阅读的深度融合。
关键词：阅读素养；先赋性因素；自致性因素；夏普里值分解；分位数回归
作者简介：陈纯槿 ,博士， 华东师范大学教育学部副教授。
原文载于《华东师范大学学报（教科版）》2020年第五期
目录
一、问题的提出
二、数据、变量和研究方法
三、研究主要发现
四、结论与讨论
一、问题的提出
2018年，我国北京、上海、江苏和浙江四省市（以下简称我国四省市）以部分地区联合经济体的形式参加全球规模最大、影响力最广泛的“国际学生评估项目”（Programme for International Student Assessment，以下简称PISA）测试，且在阅读、数学、科学三个核心学科领域的成绩力压其他78个经济体名列前茅。中国四省市学生令人赞叹的PISA测试成绩引起了国内外热烈反响，成为当前国际教育研究领域全球热议和关注的焦点。与其他78个经济体的学生相比，我国四省市学生在阅读、数学、科学各学科领域都表现优异，特别是在阅读素养方面的卓越表现，相较于PISA 2015阅读测试有了明显变化。但这只是揭开了我国部分发达地区基础教育质量在世界版图中带有标杆性意义的“窗口”，而事实上，更为重要的是循证找出影响我国青少年核心素养背后隐含的核心要素。在此背景下，如何准确地厘定和把握影响我国青少年阅读素养的关键因素及其内隐机制，并从中找到我国基础教育持续优质均衡发展的有效路径，成为当前教育政策制定者和研究者需要认真审视的问题。
青少年阅读素养的均值处于高位水平并不意味着不同社会群体都获得了同等水平的教育收益。根据PISA 2018测试数据计算可知，在我国四省市，家庭经济社会文化地位（economic，social and cultural status，以下简称ESCS）指数处于最低10%以下的学生在阅读素养方面的均值仅为503.7分，而家庭ESCS指数处于最高10%以上的学生平均阅读素养成绩达到616.2分，比前者明显高22.3个百分点。从边际效应来看，家庭ESCS指数每增加一个单位，我国四省市学生阅读素养成绩显著增加28.9分。家庭经济社会文化地位的差异解释了我国四省市学生阅读素养成绩总变异的12.6%，较OECD各国平均水平高0.6个百分点。究其根源，青少年阅读素养的形成与发展受到来自家庭经济社会文化背景的代际影响。在我国四省市，代际间的受教育水平与学业成就紧密相连。相较于母亲受教育水平为小学及以下的学生而言，母亲受教育水平为本科及以上的学生平均阅读素养成绩为597.2分，比前者明显高68.3分；父亲受教育水平为本科及以上的学生阅读素养均值为602.9分，比父亲受教育水平为小学及以下的学生显著高13.1%。可以看出，青少年阅读素养的形成与发展内嵌于既定的家庭结构及其原生环境，受家庭社会经济背景这一先赋性因素的影响尤为强烈，且代际传递的教育不平等甚为凸显。因此要切实有效地提高我国青少年阅读素养，降低青少年在阅读技能培养过程中遇到的阻碍，必须重视家庭经济社会文化背景的影响效应。
PISA2018官方Logo ( 图片来源于PISA官网)
PISA 2018调查数据统计表明，我国四省市约19.3%的学生一直有阅读方面的障碍，而阅读障碍问题出现在家庭ESCS指数最低四分位的学生之中的比例高达23.2%，比家庭ESCS指数最高四分位的学生明显高9.7个百分点。从家庭背景来看，父母受教育水平为高中及以下的学生一直有阅读障碍的比例达到21.3%，相较于父母受教育水平为大学专科及以上的学生明显高7.5个百分点。基于Logistic回归模型估计表明，家庭ESCS指数每提高一个单位，学生一直有阅读障碍的几率预期显著降低18.6个百分点。此外，一直有阅读障碍问题的学生总是感到“难过”“痛苦”“恐惧”等消极情绪的比例各占15.2%、10.0%和8.5%，比没有长期阅读障碍的学生分别高4.7%、3.7%和3.6%，足见青少年长期有阅读障碍问题将引致更多的消极情绪问题。
更值得忧虑的是，父母受教育水平和家庭财富的差异大多转化为家庭教育投资方面的差距，从而进一步强化了代际传递引致的教育不平等。根据PISA 2018我国四省市测试数据可知，母亲受教育水平为本科及以上的家庭为子女配置用于完成学校作业的电脑比重占85.2%，比母亲受教育水平为小学及以下的家庭明显高22.1个百分点；这两组家庭为子女配置教育软件的比例分别为81.6%和58.3%；两组家庭中配置有教辅读物的分别占96.3%和85.3%，足见不同受教育水平的父母在家庭教育投资方面呈现出明显的差异。比较先赋性与自致性特征还可以发现，父亲和母亲受教育程度均为高中及以下的学生在阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略和阅读信息评鉴策略指数上的均值分别为0.15、−0.13、−0.02，比父母受教育水平均为专科及以上的学生分别低0.06、0.05和0.25，且两组差异通过统计显著性检验。
自1966年《科尔曼报告》发表以来的半个多世纪里，尽管后续研究一致地表明家庭社会经济背景特征比学校环境因素更强有力地预测教育机会与学业成就的变化，家庭社会经济处境不利的学生和出身优势家庭的学生之间的“鸿沟”持续存在（Coleman，1966；Bradley & Corwyn，2002；Davis-Kean，2005；Downey & Condron，2016；安德烈亚斯，2018），然而，关于家庭社会经济文化背景如何深度影响学生学业成就迄今仍知之甚少（Thomson，2018）。尽管在过去的50多年间进行了很多同类主题的调查研究，而且可以肯定的是，家庭社会经济背景着实对学生学业成就产生持续性影响并随着时间的推移不断变化，但迄今仍无法深度窥见这种影响是如何直接或隐秘传递的（White，1982；Sirin，2005；Harwell et al.，2017；Kim，2019）。
综观已有文献，国内外社会学界特别关注儿童和青少年教育发展过程中的“代际传递”效应，即不同家庭背景出身的社会群体接受教育机会与学业成就有明显差异，而造成这种差异的根源在于家庭经济社会文化地位的不同（Blau & Duncan，1967；Heyneman & Loxley，1983；Blossfeld & Shavit，1993；Hertz et al.，2008；Pronzato，2012；Cheng & Hsu，2016；Harwell et al.，2017；李春玲，2003，2014；李煜，2006；郭丛斌和闵维方，2009；吴愈晓，2013；刘精明，2014；李忠路，2016；李忠路和邱泽奇，2016；陈纯槿，2017；岳昌君和周丽萍，2017；薛海平，2017；黄雨恒和史静寰，2018）。研究者大多趋向于认为青少年阅读素养的形成与发展受到先赋性因素与自致性因素的共同影响，但对于先赋性因素与自致性因素影响效应的异质性的研究近乎阙如。一方面，家庭经济社会文化背景等先赋性特征的差异有可能强化家庭间的教育投资差距，扩大个体在受教育机会与学业成就方面的差距，进而固化了社会阶层再生产；另一方面，主观努力程度和后天习得的元认知策略、学习技能等自致性因素的差异也有可能缩小学生学业成就方面的差距，降低家庭背景等先赋性因素的影响效应，继而促进社会流动。尽管已有研究较为广泛地讨论了家庭背景对个体受教育机会与学业成就的影响及其作用机制，但既有研究中仍显不足，即忽略了先赋性因素与自致性因素对学生学业成就影响的异质性（heterogeneity），而且缺乏对学生自身因素、家庭因素以及学校环境因素的综合性分析。
基于布劳和邓肯在社会地位获得机制研究中提出的“先赋-自致”（ascribed-achieved）分析框架，本文旨在探讨以下三个方面的问题：第一，在控制了学校环境因素的情况下，先赋性因素与自致性因素对于我国四省市学生阅读素养表现哪一类因素具有更强烈的影响力？第二，先赋性特征与自致性特征对于不同教育阶段、不同性质学校、不同地区和不同分位数水平的学生阅读素养表现的影响效应是否存在异质性？第三，自致性因素能否有效地调节家庭背景等先赋性因素对学生阅读素养表现的影响效应？为了回答上述问题，本文综合运用夏普里值分解法、分位数回归模型以及结构方程模型，并基于PISA 2018中国四省市测试数据进行了检验。
二、数据、变量和研究方法
(一) 数据来源
本文所使用的数据来自于经济合作与发展组织（Organisation for Economic Co-operation and Development，以下简称OECD）2018年在全球79个经济体对逾60万名15岁在校学生（加权后代表2816.6万名学生）进行的“国际学生评估项目”测试。OECD最早于2000年开始第一轮PISA测试，此后每三年进行一轮测试，2018年进入第7轮测试。目前PISA已成为全球规模最大、影响力最广泛的国际性学生综合素养评估项目。PISA 2018测试主要的评估领域为阅读素养，测试内容不仅包括对可能影响学生阅读素养的个体因素进行了问卷调查，而且广泛采集了家庭经济社会文化背景以及学校环境特征等方面的信息。与传统的学业测评不同，PISA测试并不重复考察学生在课堂上所学到的静态知识，而是评估学生通过跨越不同的学科进行思考，并创造性地将所学的知识运用到新的情境之中。
我国北京、上海、江苏和浙江四省市共有361所中学、12058名学生参加PISA 2018测试。加权后，代表我国四省市992302名15岁学生。其中，初中阶段的学生样本数占总体的40.5%，高中阶段的学生样本数占59.5%；男生样本占总体的52.2%，女生样本相应的占47.8%，抽取样本与全样本特征保持较高的一致性。本研究从PISA 2018数据库中选取了我国四省市学生阅读素养测试数据及相关变量进行深度考察与全景分析。
(二) 变量选取与说明
1. 因变量
本研究的因变量为学生阅读素养表现。这里的阅读素养是指学生个体基于不同的阅读介质，使用多样化的阅读策略对阅读文本内容进行信息检索、理解、评鉴及反思，以期实现掌握有效参与未来经济社会活动所需要的不同层次的阅读技能的目标（OECD，2019）。这一概念包含了两个层面的意涵：其一，阅读素养是根据不同的阅读介质，使用不同的阅读策略和方法，对阅读文本内容进行信息检索及提取，并甄别和评鉴信息可信度，进而阐释和反思阅读文本的内容及形式；其二，阅读素养强调阅读的目的旨在提高面向未来经济社会生活所需要的阅读技能，尤其强调适应未来社会变化所需要的不同层次的阅读能力。因此，阅读素养成绩不仅反映了完成义务教育即将踏入社会的青少年是否具备了基础性的阅读素质，而且从另一侧面反映了青少年未来投身社会能否适应经济社会发展所需要的知识与技能和终身学习能力。基于上述理念，OECD对阅读素养的评估是通过探测被试对阅读文本内容的“信息检索”（locate information）“理解”（understand）“评鉴与反思”（evaluate and reflect）三个渐进式认知过程，结合单一文本（single texts）和多重文本（multiple texts）的阅读能力，构建了以技能应用型为导向的阅读素养综合评估框架。
基于上述评估框架，OECD以认知过程为划分标准，将阅读素养的子量表细分为三方面：阅读信息检索能力、阅读理解能力以及阅读评鉴与反思能力；以阅读文本结构为划分标准，将阅读素养分解为两部分：单一文本阅读能力和多重文本阅读能力。同时，借鉴OECD的经验做法，本研究所使用的阅读素养成绩是基于阅读素养10个拟真值（plausible value，简称PV）的平均得分加权后计算得到。PISA 2018测试数据表明，我国四省市学生阅读素养的均值为555.2分，比OECD各国平均水平明显高68.1分。
从阅读素养的精熟度（proficiency level）来看，我国四省市学生阅读素养精熟度低于基准线2级水平的占总体的5.2%，在参加PISA 2018阅读素养测试的78个经济体之中这一比例最低，比居于第二位的新加坡学生明显低6个百分点；而我国四省市学生阅读素养精熟度达到5级及以上高水平的占21.7%，在78个经济体中仅次于新加坡（占25.8%）。可以发现，我国四省市学生阅读素养之所以整体上高于新加坡，并非分布在阅读素养成绩顶端的高水平学生比例显著更高，而是胜在处于成绩底部的低水平学生比例明显较低。（见图1）
从阅读认知过程来看，我国四省市学生阅读素养表现最突出的是阅读信息评鉴与反思能力，平均得分为565.1分；其次是阅读理解能力，均值为561.9分，比排名第二位的新加坡明显高13.8分；再者是阅读信息检索能力，均值为552.7分，与新加坡基本持平。从阅读文本结构来看，我国四省市学生在多重文本阅读能力上的表现更佳，平均得分达到563.9分；单一文本阅读能力相对较低，平均值为556.4分。由此可见，我国四省市学生具备了较高的阅读信息评鉴与反思能力以及多重文本阅读能力。此外，阅读素养各项指标的精熟度达到5级及以上高水平的比例均超过20%，说明我国四省市至少有五分之一的学生在阅读技能方面达到国际上的高水平阅读素养标准，具备未来知识经济发展所需要的高端竞争力和高层次人才潜质。（见表1）
2. 自变量
本研究观测的自变量主要分为三类：先赋性因素、自致性因素以及环境因素。其中，先赋性因素涉及家庭经济社会文化地位（ESCS）指数和性别因素；自致性因素涵盖了阅读元认知策略、阅读介质偏好、阅读兴趣指数、趣味式阅读时间、自我教育期望、成长型思维等可观测变量。环境因素涉及学校风气和教师教学实践，其中，学校风气通过课堂纪律风气、学生感知的合作指数与竞争指数组群生成，教师教学实践通过教师适应性教学、教师直接教学、教师教学热情、教师教学支持、教师教学反馈以及教师激励参与阅读等变量组成。
2.1 先赋性因素
影响学生阅读素养的先赋性因素主要涉及家庭背景因素及性别因素。其中，性别定义为虚拟变量，以女生为观察组，男生为对照组，即若学生性别为女生，赋值为1；学生性别为男生，则赋值为0。家庭背景因素根据家庭财富指数、父母最高职业地位指数以及父母平均受教育年限等观测变量综合生成ESCS指数。家庭财富指数基于家庭物质资源、家庭ICT资源、家庭教育资源以及家庭文化资源构成。具体而言，家庭物质资源指数基于家庭中配置的汽车、电视机、带有浴缸或淋浴的房间、智能手机、台式或笔记本电脑、平板电脑、电子阅读器、乐器数量，以及是否拥有自有房屋、互联网连接、吸尘器、数码相机等实物来衡量。家庭ICT资源指数根据家中是否有接入互联网、教育软件以及家庭配有智能手机、台式/笔记本电脑、平板电脑、电子阅读器的数量等信息通信技术资源来衡量。家庭教育资源指数是根据家中是否有学习用的书桌、安静的学习场所、用于完成学校作业的电脑、教育软件、教辅读物、技术类参考书、词典等教育资源来衡量。家庭文化资源指数根据家中是否拥有经典文学作品（例如红楼梦）、诗词集、艺术品（例如油画作品）等文化资源来衡量。根据以上家庭背景的可观测变量，利用主成分分析法提取公因子，最终得到综合性的家庭ESCS指数。家庭ESCS指数以OECD各国平均水平为基准，ESCS指数大于0，表明高于OECD各国平均水平；反之，ESCS指数小于0，则低于OECD各国平均水平。PISA 2018测试数据表明，我国四省市学生的家庭ESCS指数均值为−0.665，意味着我国四省市学生的家庭经济社会文化地位总体上低于OECD各国平均水平。
2.2 自致性因素
自致性因素是依靠个体自身后天努力而获得的认知、情感、思维、技能等个体可控制或改变的因素。以自致性因素的内在特征为划分标准，基于PISA 2018数据库各个解释变量进行筛选，最终得到可能影响学生阅读素养的自致性因素涵盖了学生的阅读元认知策略、阅读介质偏好、阅读兴趣、趣味式阅读时间、自我教育期望、成长型思维、生活满意度等可观测变量。
（1）阅读元认知策略
阅读元认知策略是指个体对有效阅读策略的认知程度。个体在面对不同的阅读任务时，需要审慎地思考各种阅读策略的有效性，因为一些策略对于特定的阅读任务是有效的，但对于其他阅读任务却未必适用。既有研究表明，元认知策略的运用能力与学生素养表现密切相关（OECD，2010；Areepattamannil & Caleon，2013）。PISA 2018探查的阅读元认知策略主要分为三方面：阅读理解与记忆策略（understanding and remembering strategies）、阅读信息概述策略（summarizing strategies）和阅读信息可信度评鉴策略（assess credibility strategies）。被试需要对各种阅读策略从1到6进行评分，1分表示被试认为该策略对此阅读任务完全无用，6分则表示被试认为该策略对此阅读任务非常有用。
在阅读理解与记忆策略中，被试被询问对若干理解并记忆文章信息的策略进行评价。“阅读完以后与其他人讨论内容”“在文中的重要内容处画线标记”以及“用自己的语言总结文中内容”对于理解和记住文章中信息而言是有效的策略，我国四省市学生将上述三种策略评分为5～6级的比例分别占53.7%、68.0%和64.0%。“集中看文中易于理解的内容”“快速阅读全文两遍”“向他人大声朗读”对于理解和记住文章中的信息而言是不太有效的策略。我国四省市学生将上述三种策略评分为5～6级的比例分别占38.3%、36.7%和17.9%。阅读理解与记忆策略得分转化为OECD均值为0、标准差为l的指数值，形成“阅读理解与记忆策略指数”。我国四省市学生在阅读理解与记忆策略指数上的平均得分为0.166，显著高于OECD各国平均水平，说明我国四省市学生较好掌握了阅读理解与记忆的有效策略。
在阅读信息概述策略中，被试被询问当读完篇幅很长且很深奥的文章后撰写简要总结的策略。“仔细检查总结中是否涵盖了文中最重要的内容”“通读全文后划线标记最重要的句子，然后用自己的语言写出总结”是最有效的策略，我国四省市学生对这两种策略评分为5～6级的比例分别占67.2%和74.0%。“先写出摘要然后检查是否涵盖了每个段落”“撰写前尽可能将全文内容反复阅读多次”是中等有效的策略，我国四省市学生对这两种策略评分为5～6级的分别占47.1%和59.3%。“尽量从原文中准确抄写尽可能多的句子”是最无效的策略。我国四省市学生对这种策略评分为5～6级的占21.6%。阅读信息概述策略的得分转化为OECD均值为0、标准差为l的指数值，生成阅读信息概述策略指数。我国四省市学生在阅读信息概述策略指数上的平均得分为−0.115，说明相比OECD各国平均水平，我国四省市学生在运用阅读信息概述策略方面的能力较为薄弱。
阅读信息评鉴策略侧重考察的是学生对于信息可信度的甄别与评鉴能力。被试被询问当收到一封来自知名手机公司的电子邮件，要求点击链接填写私人资料以寄送智能手机时的应对策略。“直接回复电子邮件以询问更多有关智能手机的信息”“尽快点击链接去填写个人资料”，对于甄别信息可信度而言是无效的策略。我国四省市学生将这两种策略评分为5～6级的比例分别占21.9%和10.5%。“检查发件人的电子邮件地址”“未点击链接并删除电子邮件”“访问手机公司的网站以检视是否有赠送智能手机的活动”，对于甄别信息可信度而言是有效的策略，我国四省市学生将这三种策略评分为5～6级的比例分别占57.7%、31.1%和42.7%。总体来看，我国四省市学生阅读信息评鉴策略指数均值为0.046，略高于经合组织国家平均水平，说明我国四省市学生基本掌握了阅读信息评鉴的有效策略。
从家庭经济社会文化背景来看，家庭ESCS指数最高四分位的学生在阅读理解与记忆策略指数上均值为0.233，相较于家庭ESCS指数最低四分位的学生明显高0.104（t=4.10，P<0.001）；两组之间差异最大的是阅读信息评鉴策略。家庭ESCS指数最低四分位的学生阅读信息评鉴策略指数为−0.115，与家庭ESCS指数最高四分位的学生相差0.373（t=15.84，P<0.001）；组间差异最小的是阅读信息概述策略，家庭ESCS指数最高四分位的学生阅读信息概述策略指数为−0.059，相较于家庭ESCS指数最低四分位的学生明显高0.071（t=2.99，P<0.001）。t检验结果表明，家庭经济社会文化地位较高的学生在阅读元认知策略运用能力方面处于明显优势，具备更高的有效学习策略认知水平。（见表2）
综上可见，在阅读元认知策略方面，我国四省市学生的阅读理解与记忆策略运用能力明显高于OECD各国平均水平，阅读信息评鉴策略的运用能力与OECD各国平均水平基本持平，然而在阅读信息概述策略的运用能力上低于OECD均值，说明我国四省市学生比较擅长阅读文本内容的理解和识记，但是在基于阅读文本内容进行概括性阐释以及可信度评鉴方面的表现仍显不足。与我国四省市形成鲜明对照的是新加坡。不同于我国四省市，新加坡学生在阅读理解与记忆策略方面的表现一般，而在阅读信息概述策略和信息评鉴策略方面的表现不俗。尽管不同的学习策略和方法各有优劣，但是在信息通信技术更新迭代的信息时代背景下，信息概述策略与信息评鉴策略的熟练掌控和运用，更有利于增强青少年应用新一代信息通信技术进行数字化学习与终身学习的能力。
（2）阅读介质偏好
阅读介质偏好是指学生对于不同的阅读方式的偏好程度。目前主流的阅读介质主要分为两类：其一是以传统印刷技术为基础的纸质阅读（printed reading）；其二是以现代信息通信技术为支撑的数字阅读（digital reading）。根据PISA 2018测试数据计算可知，我国四省市学生更偏好阅读纸质书籍，即“以纸质阅读为主”的比例最高，占总体的35.71%；其次是以电子阅读器、平板电脑、智能手机、计算机为载体的数字阅读，即“以数字阅读为主”的占34.75%；“数字阅读与纸质阅读频率相当”的学生占总体的26.27%，表示“极少阅读书籍”的比例占总体的3.27%。在参与PISA 2018测试的经济体中，我国四省市学生“极少阅读书籍”的比例是最低的，说明我国四省市学生的阅读热忱高于大部分经济体。此外，“以纸质阅读为主”和“以数字阅读为主”各自的比重也是最为相近的，说明我国四省市学生对于纸质阅读与数字阅读的介质偏好基本持平。
（3）阅读兴趣
既有的元分析（meta-analysis）表明，阅读兴趣与青少年阅读素养表现呈高度相关关系（Petscher，2009）。阅读兴趣是激发学生自主参与阅读的“内驱力”，对于改善和提高学生阅读素养普遍有显著的正向影响。PISA 2018测试询问了被试在多大程度上同意或不同意“阅读是我最喜欢的爱好之一”“我喜欢与他人谈论书籍”，这是反映学生阅读兴趣的正向测量指标，我国四省市学生对这两项指标表示“同意”及“非常同意”的比例合计分别占83.1%和75.7%。“我只有在不得已时才阅读”“对我而言阅读是浪费时间”“我阅读只为了获取需要的信息”，这是反映学生阅读兴趣的反向测量指标，我国四省市学生对这三项指标表示“不同意”及“非常不同意”的比例合计分别占88.1%、94.7%和72.6%。基于上述五项测量指标，利用主成分分析法转化为OECD各国均值为0、标准差为l的指数值，形成“阅读兴趣指数”。基于PISA 2018测试数据统计表明，我国四省市学生的阅读兴趣指数均值为0.97，显著高于OECD各国平均水平，说明相较于OECD大多数经济体而言，我国四省市学生普遍有愈加强烈的阅读兴趣。
（4）趣味式阅读时间
趣味式阅读时间是指为了乐趣而阅读所支出的时间，是衡量个体阅读投入的重要指标。PISA 2018调查数据表明，我国四省市学生表示“不为乐趣而阅读”的比例仅占总体的4.96%；趣味式阅读时间每天在30分钟到1小时之间的比例最高，占35.94%；其次是每天30分钟及以下，占25.09%；再者是每天1到2小时，占20.63%；趣味式阅读时间达到每天2小时以上的占13.38%。根据各组群中位数进行折算，我国四省市学生趣味式阅读时间平均值为0.976小时。从家庭背景来看，家庭ESCS指数最高四分位的学生“不为乐趣而阅读”的占3.27%，比家庭ESCS指数最低四分位的学生显著低3.34个百分点（P<0.01），说明家庭经济社会文化地位较高的学生参与趣味式阅读的比例明显更高。
（5）自我教育期望
自我教育期望是指个体基于自我学业水平认知而对自身完成特定教育层级的主观诉求与心理期待。它既是一种对未来自我教育水平的自主认知，也是触发自主学习的内驱动力。根据PISA 2018调查数据表明，我国四省市学生自我期望完成大学专科及以上高等教育的占学生总体的78.1%，比OECD各国平均水平（69.0%）高9.1个百分点，但相较于新加坡学生（95.1%）明显低17个百分点。在我国四省市，家庭ESCS指数最高四分位的学生具有未来接受高等教育期望的占86.1%，比家庭ESCS指数最低四分位的学生显著高35.1个百分点（P<0.01）。此外，对于职业中学的学生而言，抱持接受大专及以上的教育期望的仅占49.5%，比全日制普通中学的学生明显低24.4个百分点，这表明学生自我的教育期望受到家庭经济社会文化背景和学校性质特征的共同影响。
（6）成长型思维
成长型思维是德韦克和耶格尔（Dweck & Yeager，2012）等心理学家在智力内隐理论（Implicit Theories of Intelligence）的基础上提出的概念。成长型思维的核心观点在于智力或能力是可培养和发展的，即个人才能通过后天努力是可控制和改变的。与之形成鲜明对照的是，固定型思维认为智力或能力是与生俱来、固定不变的（Claro，Paunesku & Dweck，2016；Haimovitz & Dweck，2017）。PISA 2018学生问卷询问了被试在多大程度上同意“你的智力是你难以大幅改变的”这一说法，这是探查学生成长型思维的反向测量指标。如果被试回答“不同意”或“非常不同意”，则标记为成长型思维，反之，则标记为固定型思维。根据PISA 2018调查数据计算可知，我国四省市持有成长型思维的学生占总体的55.6%，比OECD各国平均水平低7个百分点。从家庭背景来看，家庭ESCS指数最低四分位的学生持有成长型思维的占60.8%，比家庭ESCS指数最高四分位的学生显著高13.2个百分点（P<0.01），说明家庭经济社会文化地位较低的学生群体持有成长型思维的比例明显更高。
（7）生活满意度
基于跨国调查经验研究表明，学生阅读素养表现与其生活满意度之间整体呈非线性关系（Bucker et al.，2018；OECD，2019）。生活满意度是个体基于自身过去经历和当前生活境况，根据自我设定的生活标准对其生活质量做出的综合评价。作为内在化的心理感知，生活满意度既是反映个体对自身生活品质、生活境况等各方面的整体概括与评价，也是衡量某一时期社会发展水平的重要变量，因而被视为度量主观幸福感的关键指标。PISA 2018学生问卷询问了被试对自己生活的满意程度，从0到10分来衡量，0分表示一点都不满意，10分表示完全满意。根据PISA 2018调查数据计算可知，我国四省市学生生活满意度均值为6.64分，在71个经济体中居于第62位，较OECD各国平均水平（7.04）低0.4分。参照OECD的划分标准，我国四省市学生对生活感到非常满意（满意度得分介于9～10分）的占24.98%，对生活比较满意（满意度得分在7～8分之间）的占34.17%，对生活有点满意（满意度得分在5～6分之间）的占22.12%，对生活感到不满意（满意度得分介于0～4分）的占18.73%。从家庭背景来看，家庭ESCS指数最低四分位的学生对生活感到不满意的占21.0%，比家庭ESCS指数最高四分位的学生高3.05个百分点，说明家庭经济社会文化地位较低的学生对生活的不满意程度处于较高水平。
参加PISA2018阅读素养测试的经济体(图片来源于PISA官网)
2.3 环境因素
影响学生阅读素养的环境因素主要涉及学校风气与教师教学实践。其中，学校风气由课堂纪律风气、学生感知的合作指数与竞争指数组合构成；教师教学实践则通过教师适应性教学、教师直接教学、教师教学热情、教师教学支持、教师教学反馈以及教师激励参与阅读等变量组群生成。
（1）学校风气
学校风气是由哈尔平和克罗夫特将应用于企业的组织气氛的概念迁移到学校组织之中（Halpin & Croft，1963）。学校风气是一所学校给人独有的心理知觉，是一种“集体特质”，而这种集体特质为学校成员直接或间接感知并影响学校成员的行为（Norton，1984）。PISA 2018测试探查的学校风气变量涵盖了语文课堂纪律风气（disciplinary climate）、学生感知的合作指数（perception of cooperation）以及学生感知的竞争指数（perception of competitiveness），这些变量关涉学校内部机构运行有序、竞争与合作共生并存的校园氛围。
根据PISA 2018数据计算可知，我国四省市学生感知的语文课堂纪律风气指数为0.793，显著高于OECD各国平均水平，在可比较的经济体中仅次于韩国、哈萨克斯坦、阿尔巴尼亚而高居第4位。PISA 2018学生问卷询问被试在语文课上发生“学生不听老师在讲什么”“课堂秩序混乱，有吵闹声”“老师要等很长时间才能让学生安静下来”“学生不能好好学习”“学生在上课后很长时间仍然不开始学习”等情况的频繁程度，被试在“每节课”“大部分课”“有些课”“没有或几乎没有”四个选项之中进行应答。根据PISA 2018调查数据显示，我国四省市学生表示语文课每节课或大部分课发生“学生不听老师在讲什么”的比例较高，占10.9%，相较于OECD各国平均水平（29.5%）明显低18.6个百分点；每节课或大部分课发生“老师要等很长时间才能让学生安静下来”的比例相对较低，占7.7%，比OECD各国平均水平（26.4%）明显低18.7个百分点；“课堂秩序混乱且有吵闹声”“学生不能好好学习”“学生在上课后很长时间仍然不开始学习”每节课或大部分课的发生率依次为8.9%、9.0%和9.1%，比OECD各国平均水平分别低22.6%、9.5%和15.3%。
PISA 2018测试数据表明，我国四省市学生感知的竞争指数为0.177，显著高于OECD各国平均水平，在可比较的经济体中仅次于韩国、哈萨克斯坦、阿尔巴尼亚而居于第4位。学生感知的竞争指数通过四道题目来测量，PISA 2018学生问卷询问了被试对于自己的学校出现了“学生似乎崇尚竞争”“学生之间似乎相互竞争”“学生似乎都觉得相互竞争是重要的”“学生觉得自己被拿来与他人作比较”等说法的准确程度。每道题有四个选项，1表示“完全不准确”，2表示“有点准确”，3表示“很准确”，4表示“极为准确”。根据上述量表使用主成分分析法提取公因子，得到一个连续型变量。该变量的分值越大，意味着学生感知的学校竞争风气越高。内部一致性检验结果表明，我国四省市学生感知的竞争指数量表的克隆巴赫α系数为0.83，说明该量表有较好的信度。
PISA 2018测试数据表明，我国四省市学生感知的合作指数为0.184，在参加测试的经济体中居于第16位。PISA 2018学生问卷还询问了被试对于自己的学校出现了“学生似乎崇尚合作”“学生之间似乎相互合作”“学生似乎都觉得相互合作是重要的”“学生觉得自己被鼓励与他人合作”等说法的准确程度。被试在“完全不准确”“有点准确”“很准确”“极为准确”四个选项之中进行应答。根据上述量表使用主成分分析法提取公因子，得到衡量学校合作指数的连续型变量。该变量的指数值越大，意味着学生感知的学校合作风气越浓厚。量表信度检验表明，我国四省市学生感知的合作指数量表的克隆巴赫α系数为0.92，说明该量表有很好的信度和内部一致性。
以OECD各国平均水平为基准，我国四省市学生感知的竞争指数与合作指数都处于较高水平，且坐落在“高竞争—高合作”兼容并包的区间。同处该区间的新加坡、韩国在阅读素养得分上也有亮眼表现，而且学生感知的竞争指数都高于合作指数。以美国、英国为代表的经济体则坐落在“高竞争—低合作”的区间。美国学生感知的竞争指数高达0.39，但其合作指数为−0.16，显著低于OECD各国均值，说明美国教育系统蕴含了崇尚竞争的学校风气。与之形成鲜明对照的是，以日本、德国为代表的经济体坐落在“低竞争—高合作”的区间。日本学生感知的合作指数为0.11，而其竞争指数仅为−0.37，显著低于OECD各国平均水平，说明日本基础教育更加推崇以协同合作为主导的学校文化。（见图2）
（2）教师教学实践
PISA 2018重点探查的教师教学实践活动主要关涉教师适应性教学（adaptive instruction）、教师直接教学（teacher-directed instruction）、教师教学热情（teacher enthusiasm）、教师教学支持（teacher support）、教师教学反馈（teacher feedback）以及教师激励参与阅读（teacher's stimulation of reading engagement），这些变量在教师教学实践过程中紧密相联。在我国四省市，教师教学实践路径相关程度最高的是教师教学热情与教师激励参与阅读（r=0.64），且两者相关系数在所有参与PISA 2018测试的经济体中是最高的；教师教学实践路径相关程度最低的是教师教学支持与教师教学反馈（r=0.43），说明我国四省市学生感知的教师教学热情与教师激励学生参与阅读之间是高度关联的，而教师教学支持与教师教学反馈之间的关联度较为微弱。（见图3）
根据PISA 2018调查数据显示，我国四省市学生感知的教师适应性教学指数为0.375，显著高于OECD各国平均水平，在可比较的经济体中仅次于阿尔巴尼亚、韩国、白俄罗斯而居于第4位。PISA 2018学生问卷询问被试在语文课上“老师根据我们全班的需要和知识基础对授课内容进行调整”“学生在理解某一主题或任务遇到困难时老师会给予个别指导”“当大多数学生对某一主题理解有困难时老师会改变课堂的教学安排”等情况的发生频率，被试在应答“大部分课”及“每节课”的比例依次为64.6%、66.4%和53.0%。
PISA 2018调查数据表明，我国四省市学生感知的教师直接教学指数为0.485，显著高于OECD各国平均水平。PISA 2018学生问卷询问被试在语文课上“老师给我们设置清晰的学习目标”“老师会通过提问来检查我们是否理解了已经教过的知识”“一节课开始时老师都会简要回顾上一节课的内容”“老师告诉我们必须学习的内容”等情况是否“每节课”“大部分课”“有些课”“没有或几乎没有”出现。根据PISA 2018调查数据显示，我国四省市学生表示“老师告诉我们必须学习的内容”每节课或大部分课发生率较高，达到87.1%；其次是“老师给我们设置清晰的学习目标”和“老师会通过提问来检查我们是否理解了已经教过的知识”的发生率均为80.6%，“一节课开始时老师都会简要回顾上一节课的内容”的发生率较低，占64.7%。
教师教学热情指数通过询问被试在多大程度上同意或不同意“我能清楚地感觉到老师喜欢给我们上课”“老师的热忱激励我”“老师喜欢讨论课堂的主题”“老师很喜欢教学工作”等说法来衡量，我国四省市学生表示同意及非常同意的比例都在75%以上，分别占75.8%、76.3%、82.0%和87.2%。以OECD各国均值为基准，我国四省市学生感知的教师教学热情指数为0.293，高于OECD各国平均水平。
教师教学支持指数通过询问被试在语文课上“老师关注每个学生的学习状态”“当学生需要时老师会提供额外的帮助”“老师帮助学生学习”“老师会一直讲解直到学生理解为止”等情况的发生频率来衡量，我国四省市学生表示“每节课”及“大部分课”发生上述情况的比例分别占83.2%、85.5%、85.7%和76.2%。PISA 2018调查数据表明，我国四省市学生感知的教师教学支持指数为0.363，显著高于OECD各国平均水平。
教师教学反馈指数通过询问被试在语文课上“老师会告诉我在语文课中学得好的地方”“老师会告诉我还需改进的地方”“老师会告诉我该如何改进我的表现”等情况的发生频率来衡量，我国四省市学生表示“每节课”及“大部分课”发生上述情况的比例分别为40.5%、55.0%和49.2%。PISA 2018调查数据表明，我国四省市学生感知的教师教学反馈指数为0.278，显著高于OECD各国平均水平。
PISA 2018测试数据表明，我国四省市学生感知的教师激励参与阅读指数为0.558，显著高于OECD各国平均水平，在可比较的经济体中仅次于阿尔巴尼亚、哈萨克斯坦而居于第3位。教师激励参与阅读指数通过询问被试在语文课上是否经常发生“老师鼓励学生表达对课文内容的看法”“老师帮助学生将阅读的故事与生活联系起来”“老师向学生展示课文中的信息是怎样以他们掌握的信息为基础建构起来的”, 以及“老师提出激发学生参与积极性的问题”等情况来衡量，我国四省市学生表示“每节课”及“大部分课”发生上述情况的比例均在70%左右，分别占71.8%、71.2%、69.3%和69.8%。
综合以上观测变量，本研究考察的主要变量描述性统计结果见表3。
(三) 研究方法
1. 夏普里值分解法
本研究第一阶段的分析聚焦在使用夏普里值分解法（Shapley Value Decomposition）对影响我国四省市学生阅读素养成绩差异的先赋性因素与自致性因素进行组群分解。标准的普通最小二乘法（OLS）回归结果呈现的是解释变量对于被解释变量边际影响的绝对值，但是无法分解出各个解释变量对被解释变量变异来源的相对贡献率。作为一种基于回归模型的前沿计量方法，夏普里值分解法为估算若干解释变量对被解释变量变异的相对贡献率提供了统计技术支持（Huettner & Sunder，2012）。夏普里值分解法的基本运算法则是通过框算组合模型中各个解释变量对于被解释变量产生变异的相对贡献率来进行分解。首先，在组合模型中测算各个解释变量对被解释变量变异总体的解释率（R2），然后逐步剔除解释变量，以观测模型总体R2的变化。R2变化程度反映了该解释变量的相对贡献率，R2变化程度越大，说明该解释变量对被解释变量产生变异的贡献份额就越大（Shorrocks，2012）。基于夏普里值分解方法，本研究依据先赋性特征与自致性特征对学生阅读素养成绩总体变异的解释率进行相对贡献率的分解，以期找出引致学生阅读素养成绩差距的关键因素。
2. 分位数回归模型
为了进一步考察先赋性因素与自致性因素对不同分位数水平的学生阅读素养的影响是否存在异质性，本研究引入分位数回归模型（quantile regression）进行检验。与普通最小二乘法（OLS）侧重关注因变量的条件均值E[Y|X]函数不同，分位数回归方法的优点在于能够更加全面地描述自变量对不同分位点上因变量的条件分位数的边际影响。在不同分位数水平上，自变量对因变量的影响可能存在异质性。具体而言，分位数回归模型在本研究的意义体现在揭示不同阅读素养水平的学生之中，可观测到的先赋性因素与自致性因素是如何影响不同分位点上的学生阅读素养，进而考察先赋性因素与自致性因素对于不同分位数水平的学生阅读素养的影响是否存在异质性。为此，本文采用以下分位数回归模型进行估计：
[Math Processing Error]
其中， [Math Processing Error] 既包含家庭经济社会文化地位（ESCS）指数、性别等先赋性因素，又包含阅读元认知策略、教育期望等自致性因素以及教师教学实践、学校风气等学校环境因素。在控制了学校环境因素的情况下，本文估计了先赋性因素与自致性因素对学生阅读素养10分位数、25分位数、50分位数、75分位数和90分位数的影响。
3. 结构方程模型
为进一步探究自致性因素能否有效调节先赋性因素对我国四省市学生阅读素养的影响效应，本研究引入了结构方程模型（structural equation modeling，简称SEM）。基于“先赋—自致”的分析框架，本研究认为阅读元认知策略、自我教育期望等自致性因素对家庭经济社会文化地位等先赋性因素与学生阅读素养之间的关系有显著的调节作用。根据上述研究思路，带有调节变量的结构方程模型设定如下：一方面，自致性因素对学生阅读素养有直接的影响效应；另一方面，自致性因素在先赋性因素与学生阅读素养表现之间的关系中起到了调节作用。其中，先赋性因素与自致性因素的交互项系数（a3）是检验调节效应存在与否的关键。具体来看，模型中对学生阅读素养表现有显著调节效应的自致性因素有：阅读元认知策略、阅读介质偏好、成长型思维、自我教育期望等，即上述变量在减弱抑或强化由于家庭经济社会文化背景不同而带来的阅读素养成绩差异方面有显著的预测作用，以此揭示自致性因素在教育成就代际传递过程中的调节机制及其影响路径。（见图4）
三、研究主要发现
(一) 家庭经济社会文化背景、性别等先赋性因素对我国四省市学生阅读素养的影响总体上低于阅读元认知策略、自我教育期望等自致性因素；运用有效的阅读元认知策略、抱持较高的自我教育期望和强烈的阅读兴趣，是我国四省市学生阅读素养表现卓越的三个关键要素
为探究我国四省市学生阅读素养成绩差异的主要来源，本研究使用了夏普里值分解方法对影响我国四省市学生阅读素养成绩的因素进行了分解。鉴于夏普里值分解法可将多个解释变量聚合后进行组群分解（group decomposition），本研究将阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略和阅读信息评鉴策略三个变量组群，生成了阅读元认知策略变量；课堂纪律风气、学生感知合作指数和学生感知竞争指数三个变量组群生成学校风气变量；教师教学实践通过教师适应性教学、教师直接教学、教师教学热情、教师教学支持、教师教学反馈以及教师激励参与阅读六个变量组群而成。表4所示为我国四省市学生阅读素养影响因素的夏普里值分解结果。
如表4所示，阅读元认知策略是影响我国四省市学生阅读素养成绩差异最主要的因素。在控制了家庭背景因素和学校环境因素的情况下，基于阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略以及阅读信息评鉴策略组群生成的阅读元认知策略对学生阅读素养成绩变异的解释率（R2）达到19.8%，对学生阅读素养成绩总体变异的相对贡献率为36.4%。比较而言，同为自致性因素的自我教育期望对我国四省市学生阅读素养成绩差异的影响仅次于阅读元认知策略的影响。夏普里值分解结果表明，学生阅读素养成绩总变异有13.3%来源于自我教育期望的差异，其相对贡献率为24.49%。
从先赋性因素来看，学生阅读素养成绩变异有7.0%来源于家庭经济社会文化地位（ESCS）背景的差异，其相对贡献率为12.85%。同为先赋性特征的性别因素对我国四省市学生阅读素养的影响极为微弱，性别差异对学生阅读素养成绩总体变异的相对贡献率仅占0.38%。比较而言，我国四省市学生阅读素养表现存在显著的性别差异，但与其他影响因子相比，由于性别差异导致的阅读素养成绩变异微乎其微。在不考虑其他变量的条件下，我国四省市女生的阅读素养成绩均值为561.9分，比男生明显高2.3个百分点；在仅控制家庭ESCS背景的情况下，女生的阅读素养成绩均值比男生高2.2个百分点；而在控制了家庭ESCS指数、阅读元认知策略、自我教育期望等变量之后，女生阅读素养成绩转而显著低于男生。综上可见，家庭经济社会文化背景、性别等先赋性因素对我国四省市学生阅读素养的影响明显低于阅读元认知策略、自我教育期望等自致性因素的影响。
进一步分析可以发现，阅读兴趣、阅读介质偏好对我国四省市学生阅读素养成绩也有显著影响。在控制了其他变量的条件下，学生阅读素养成绩总变异中有3.8%来源于阅读兴趣的差异，其相对贡献率为7.05%；另有3.2%的阅读素养成绩差异来自于阅读介质偏好，其相对贡献率为5.97%。此外，成长型思维、生活满意度对学生阅读素养成绩均呈负向影响，不过两者对于阅读素养成绩变异的相对贡献率很低，分别占2.06%和0.66%。从环境因素来看，由课堂纪律风气、学生感知合作指数与竞争指数组群生成的学校风气对于学生阅读素养成绩总变异的相对贡献率为2.97%；通过教师适应性教学、教师直接教学、教师教学热情、教师教学支持、教师教学反馈以及教师激励参与阅读等变量组群生成的教师教学实践对学生阅读素养成绩总变异的相对贡献率为5.45%。
综上可见，阅读元认知策略、自我教育期望、阅读兴趣对我国四省市学生阅读素养成绩变异的相对贡献率分别为36.40%、24.49%、7.05%。运用有效的阅读元认知策略、抱持较高的自我教育期望以及强烈的阅读兴趣，是我国四省市学生阅读素养表现卓越的三个关键要素。而且相较于家庭经济社会文化背景、性别等先赋性因素，阅读元认知策略、自我教育期望等自致性因素是影响我国四省市学生阅读素养成绩更重要的因素，是导致我国四省市学生阅读素养成绩差异的主要来源。因此，提高我国青少年阅读素养的关键举措在于培养青少年掌握有效的阅读元认知策略，增强青少年有效学习策略的认知及应用能力，并强化青少年对未来教育与职业的理想和志趣，进而形成积极的自我教育期望和职业期望。
PISA 2018阅读素养测试成绩分布网状图(图片由作者自行绘制）
(二) 先赋性因素与自致性因素在不同教育阶段、不同性质学校以及不同地区对学生阅读素养的影响存在异质性，表现为家庭经济社会文化背景等先赋性因素对初中阶段、全日制普通中学、城市的学生阅读素养成绩产生更大的边际影响；阅读元认知策略、阅读兴趣等自致性因素对高中阶段、职业中学、农村的学生阅读素养表现更为重要，尤其是在全日制普通中学与职业中学之间的异质性甚为突出
为考察先赋性因素与自致性因素在不同教育阶段、不同性质学校以及不同地区对学生阅读素养的影响效应是否存在异质性，本研究依据样本学生的教育阶段、学校类型、学校地理位置以及学校性质将总体样本分解为8个子样本，并运用夏普里值分解方法进行了组群分解。（见表5）
对比全日制普通中学与职业中学的子样本可以发现，对于职业中学的学生而言，家庭经济社会文化背景对其阅读素养成绩的影响微乎其微，只解释了学生阅读素养成绩变异的1.4%，其相对贡献率仅占3.44%。与之相对应的是，阅读元认知策略的相对贡献率则高达48.97%；而在全日制普通中学，家庭经济社会文化背景解释了学生阅读素养成绩变异的7.3%，其相对贡献率达到14.24%，比职业中学明显高10.8个百分点，而阅读元认知策略的相对贡献率较低，比职业中学显著低10.74个百分点；阅读兴趣的相对贡献率也更低，比职业中学明显低4.56%。上述分解结果表明相较于职业中学，家庭经济社会文化背景等先赋性因素对全日制普通中学的学生阅读素养的边际影响更大；而阅读元认知策略、阅读兴趣等自致性因素对职业中学的学生阅读素养的边际影响相较于普通中学更大，说明阅读元认知策略、阅读兴趣等自致性因素对于提高职业中学的学生阅读素养成绩而言更重要。这意味着先赋性因素与自致性因素对我国四省市学生阅读素养的影响在职业中学与全日制普通中学之间存在明显的异质性。（见表5）
图5所示为家庭经济社会文化背景对我国四省市普通中学与职业中学的学生阅读素养的边际影响。从中可以发现，在全日制普通中学，家庭ESCS指数最低四分位的学生阅读素养均值为525.4分，比家庭ESCS指数最高四分位的学生（均值为608.4分）明显低83.0分，且两者差距通过了统计意义上的显著性检验（t=39.49，P<0.01）。对于职业中学而言，家庭ESCS指数最低四分位的学生阅读素养均值为491.2分，比家庭ESCS指数最高四分位的学生（均值为522.9分）低31.7分，相较于普通中学因家庭背景不同而带来的成绩差距明显小51.2分，且两者差距通过统计显著性检验（t=−8.83，P<0.01）。尽管职业中学来自不同家庭背景的学生阅读素养成绩均值都显著低于全日制普通中学的学生，但是职业中学的学生阅读素养成绩受家庭经济文化背景的影响相对较小。
对比初中和高中教育阶段的子样本可以发现，在初中阶段，家庭经济社会文化背景解释了学生阅读素养成绩变异的8.6%，其相对贡献率为16.01%，而在高中阶段，家庭经济社会文化背景对学生阅读素养的影响较低，解释了学生阅读素养成绩变异的6.2%，相对贡献率为11.43%，比初中阶段明显低4.58个百分点。
与之迥然不同的是，阅读元认知策略对高中教育阶段学生阅读素养的相对贡献率为35.73%，较初中阶段高1.44个百分点；阅读兴趣指数对高中教育阶段学生阅读素养的相对贡献率为8.30%，较初中阶段高1.22个百分点。上述数据表明家庭经济社会文化背景对学生阅读素养的边际影响随着教育层级的提高总体呈下降趋势，与之相对应的，阅读元认知策略、阅读兴趣等自致性因素对学生阅读素养的边际影响随着教育阶段不断提高而趋于上升。这意味着先赋性因素与自致性因素对我国四省市初中与高中教育阶段的学生阅读素养表现存在异质性的影响。（见表5）
如图6所示，在初中教育阶段，家庭ESCS指数最低四分位的学生阅读素养均值为497.5分，比家庭ESCS指数最高四分位的学生明显低82.7分，且两者间差距通过了统计显著性检验（t=26.89，P<0.01）。而在高中教育阶段，家庭ESCS指数最低四分位的学生阅读素养均值为540.3分，比家庭ESCS指数最高四分位的学生低70.7分，相较于初中阶段不同家庭背景带来的成绩差距小12.0分，两者间差距亦达到统计显著性水平（t=–2.96，P<0.01），足见家庭经济社会文化背景对学生阅读素养成绩的影响效应随着教育阶段不断提高总体呈下降态势。
对比城市和农村子样本可以发现，在城市，家庭经济社会文化背景解释了学生阅读素养成绩变异的6.2%，其对总体变异的相对贡献率为11.18%；而在农村，家庭经济社会文化背景解释了学生阅读素养成绩变异的4.6%，其相对贡献率为9.38%，比城市地区低1.8个百分点。从另一先赋性特征性别因素来看，性别对农村学生阅读素养成绩变异的相对贡献率为0.51%，较城市地区高0.16个百分点。综合上述数据分析可以看出，家庭经济社会文化背景对城市学生阅读素养的影响更大；而相较于城市，农村学生的阅读素养表现更多地受到来自性别因素的影响。
从自致性因素来看，阅读元认知策略解释了农村学生阅读素养成绩变异的19.2%，对总体变异的相对贡献率达到38.76%，比城市学生高2.39个百分点；与之相似，自我教育期望解释了农村学生阅读素养成绩变异的13.3%，对总体变异的相对贡献率达到26.97%，比城市学生高3.43个百分点，说明相较于城市学生，阅读元认知策略、自我教育期望等自致性因素对农村学生阅读素养的边际影响更大。（见表6）
如图7所示，家庭ESCS指数最低四分位的城市学生阅读素养均值为522.5分，比家庭ESCS指数最高四分位的学生明显低83.6分，且两者差距通过了统计显著性检验（t=27.22，P<0.01）。而在农村，家庭ESCS指数最低四分位的学生阅读素养均值为516.8分，比家庭ESCS指数最高四分位的学生低68.6分，相较于城市不同家庭背景带来的阅读成绩差距小15.0分，且两者间的差距通过了统计显著性检验（t=−3.38，P<0.01），足见家庭经济社会文化背景对城市学生阅读素养成绩的影响效应更大。
对比公办学校与民办学校的子样本可以发现，在公办学校，家庭经济社会文化背景解释了我国四省市学生阅读素养成绩变异的7.2%，对总体变异的相对贡献率为13.15%；而在民办学校，家庭经济社会文化背景解释了学生阅读素养成绩变异的5.6%，其相对贡献率为10.5%，比公办学校低2.65个百分点。由此可见，相较于民办学校，家庭经济社会文化背景对公办学校学生阅读素养的影响效应较大。（见表6）
如图8所示，在公办学校，家庭ESCS指数最低四分位的学生阅读素养均值为517.0分，比家庭ESCS指数最高四分位的学生明显低82.4分，且两者差距通过了统计显著性检验（t=37.70，P<0.01）。而在民办学校，家庭ESCS指数最低四分位的学生阅读素养均值为532.1分，比家庭ESCS指数最高四分位的学生低71.9分，相较于公办学校因家庭背景不同而带来的成绩差距小10.5分，不过两者差异的显著性较为微弱（t=−1.77，P<0.1）。
从外部环境因素来看，学校风气解释了民办学校的学生阅读素养成绩变异的3.41%，对总体变异的相对贡献率为6.43%，比公办学校明显高3.85个百分点；教师教学实践解释了民办学校学生阅读素养成绩变异的3.43%，对总体变异的相对贡献率为6.48%，比公办学校高1.09个百分点。由此可以看出，相较于公办学校而言，学校风气、教师教学实践等外部环境因素对民办学校的学生阅读素养产生的边际影响更大。
(三) 不同教育阶段、不同性质学校以及不同地区的学生在阅读元认知策略运用能力上存在较大差异，初中阶段、职业中学的学生的阅读元认知策略运用能力显著低于高中阶段、全日制普通中学的学生，农村学生的阅读信息评鉴策略运用能力显著偏低
综合上述数据分析可以发现，先赋性因素与自致性因素对我国四省市学生阅读素养成绩的影响效应在不同教育阶段、不同性质学校以及不同地区之间存在较大的异质性。具体表现为家庭经济社会文化背景等先赋性因素对初中阶段、全日制普通中学、城市的学生阅读素养成绩产生更大的边际影响，而阅读元认知策略、自我教育期望、阅读兴趣等自致性因素对高中阶段、职业中学、农村的学生阅读素养表现更为重要。
究其根源，不同教育阶段、不同性质学校以及不同地区的学生在阅读元认知策略的运用能力上存在较大差异。PISA 2018测试数据表明，在我国四省市，职业中学的学生在阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略以及阅读信息评鉴策略指数上的均值分别为−0.038、−0.360和−0.256，比全日制普通中学的学生分别显著低0.249、0.299和0.369，且两者差异通过了统计显著性检验（P<0.001）。从教育阶段来看，初中学生的阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略和阅读信息评鉴策略指数的均值分别为0.079、−0.210和−0.086，比高中学生分别显著低0.146、0.158和0.223。从学校性质来看，公办学校的学生阅读理解与记忆策略指数均值为0.161，略低于民办学校的学生；而其在阅读信息概述策略、阅读信息评鉴策略指数上的均值分别为−0.127和0.035，比民办学校的学生分别显著低0.081和0.085。从学校地理位置来看，农村学生的阅读信息评鉴策略指数均值为−0.007，比城市学生低0.107，且两者的差异通过统计上的显著性检验。（见表7）
如表7所示，t检验结果印证了初中阶段、职业中学的学生在阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略以及阅读信息评鉴策略的运用能力上都显著低于高中阶段、全日制普通中学的学生。公办学校的学生在阅读信息概述策略、阅读信息评鉴策略的运用能力上明显更低。农村学生在阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略运用能力上与城市学生并显著差异，但在阅读信息评鉴策略运用能力上显著低于城市学生。
(四) 家庭文化资源和家庭教育资源对我国四省市学生阅读素养成绩的正向影响总体上高于家庭物质资源的边际影响；父亲受教育水平和母亲职业地位对学生阅读素养有更强烈的影响效应，而且父亲受教育水平对家庭教育资源与学生阅读素养关系有正向调节作用
从父母受教育水平与职业地位来看，在控制其他家庭背景变量的情况下，父亲受教育年限对我国四省市学生阅读素养成绩总体变异的相对贡献率最大，高达18.17%，比母亲受教育年限的相对贡献率（12.98%）高5.19个百分点，说明父亲受教育水平对学生阅读素养有更大的边际影响。其次是母亲职业地位，对我国四省市学生阅读素养成绩总体变异的相对贡献率为17.98%，比父亲职业地位的相对贡献率（15.39%）高2.59个百分点。这表明相较于父亲职业地位，母亲职业地位对我国四省市学生阅读素养的边际影响更大。（见表8）
如表8所示，家庭教育资源指数每增加一个单位，学生阅读素养显著提高9.981分；与之恰恰相反，家庭物质资源指数每增加一个单位，学生阅读素养反而明显下降15.308分。对比家庭教育资源、家庭文化资源与家庭物质资源、家庭ICT资源可以发现，家庭教育资源、家庭文化资源对我国四省市学生阅读素养成绩总体变异的相对贡献率分别为11.37%、10.90%；而家庭物质资源指对学生阅读素养成绩变异的相对贡献率仅占4.84%，比家庭教育资源的相对贡献率明显低6.53个百分点。由此可见，相较于家庭物质资源，家庭教育资源、家庭文化资源对我国四省市学生阅读素养的边际影响更大。
在不考虑其他变量的情况下，家庭物质资源指数对学生阅读素养的边际效应值为21.02分；而在控制了父亲受教育水平、母亲职业地位等变量后，其边际影响转而呈负向效应（r=−0.16）。究其原因，父亲受教育年限对家庭ESCS资源与学生阅读素养之间的关系具有显著的调节作用。标准化路径系数表明，父亲受教育年限对家庭文化资源的影响系数为0.24，高于母亲受教育年限对家庭文化资源的影响（r=0.20）；父亲受教育年限对学生阅读素养的影响系数为0.13，相较于母亲受教育年限的影响（r=0.026）更大，且上述路径系数除母亲受教育年限变量之外均通过了统计上的显著性水平检验，这表明父亲受教育水平在家庭教育资源与学生阅读素养表现之间的关系中起到了正向调节作用。（见图9）
此外，值得关注的是，家庭社会经济文化背景对普通中学的学生阅读素养的影响比对职业中学的更大。之所以出现上述现象，与当前高中阶段普职教育双轨制密不可分。为此，本文构建了高中阶段职业高中与普通高中教育分流的Logit模型，估计结果见表9。
如表9所示，在不考虑其他变量的条件下，父母亲受教育程度均为大学专科及以上的学生升入职业高中（相较于普通高中）的几率比父母亲受教育程度均为高中及以下的显著低65.8%（1−e−1.073=0.658）；在控制了父母职业地位、家庭文化资源以及家庭ICT资源等变量之后，这一比率仍高达45.9%（1−e−0.615=0.459）。在控制了父母受教育程度的情况下，父母职业地位指数每一个单位的变化，对应的其子女升入职业高中的几率显著下降1.3个百分点（1−e−0.013=0.013）；与之相似，在控制其他变量之后，家庭文化资源指数每一个单位的变化，对应的子女升入职业高中的几率显著下降16个百分点（1−e−0.174=0.16）。
进一步分析发现，在未控制家庭文化资源的情况下，家庭信息通信技术（ICT）资源对高中阶段职业高中与普通高中的教育分流有显著影响。家庭ICT资源指数每一个单位的增加，对应的其子女升入职业高中的几率显著下降12.3%（1−e−0.131=0.123）；而在控制了家庭文化资源之后，家庭ICT资源的影响效应降至5.2个百分点（1−e−0.053=0.052），且变得不再显著，说明相较于家庭文化资本，家庭信息技术资源在高中阶段教育分流中的影响作用较为微弱。
比较职业高中与普通高中的教育分流路径，可以发现，父母接受过高等教育且获得职业地位越高，且家庭文化资源越丰富，其子女升入职业高中的可能性就越小，相应的升入普通高中的几率就越大。因此，子女在高中阶段面临升入普通高中与职业高中两种路径选择时，更多地受家庭文化资本的影响，即家庭文化资本越多，其子女更可能选择学术型的普通高中教育路径，而缺乏文化资本会对升入学术型的普通高中以及向更高水平的高等教育过渡产生负面影响。这一发现印证了布迪厄（Bourdieu，1973）的文化再生产理论基本论述，即优势家庭子女通过家庭文化资本获得了相较于处境不利家庭子女更多的教育机会和更高的教育成就，教育不平等主要是由于不同形式的经济、社会和文化资本在社会群体中分配不平等的结果。
(五) 家庭经济社会文化背景对我国四省市学生阅读素养的边际影响在不同分位数上呈“两端低、中间高”的特征，处于中间位置的学生在阅读素养方面更多地受家庭背景等先赋性因素的代际影响，特别是对于50分位数上的学生阅读素养的影响最大
为了检验先赋性因素与自致性因素对不同分位数水平上学生阅读素养成绩的影响是否存在异质性，本研究采用了分位数回归模型对家庭ESCS背景、阅读元认知策略、自我教育期望等自变量的影响效应逐一进行分析。表10所示为家庭经济社会文化背景对于10、25、50、75、90分位数上学生阅读素养边际影响的分位数回归模型估计结果。
如表10所示，家庭经济社会文化地位（ESCS）对10分位数上学生阅读素养的边际效应值为26.9分，说明家庭ESCS指数每增加一个单位，10分位数上的学生阅读素养成绩将显著提高26.9分；而伴随着学生阅读素养分位数不断提高，家庭经济社会文化地位背景的边际影响起初呈现渐趋上升趋势，表现为在阅读素养25分位数及50分位数上，家庭背景的边际效应值分别提高到29.07分、31.21分。其后，家庭背景对学生阅读素养的边际影响渐趋下降。在75分位数上，家庭背景对学生阅读素养的边际效应值为30.73分；而在90分位数上，家庭背景的边际效应值最小，降至26.5分，说明家庭经济社会文化背景对我国四省市学生阅读素养的边际影响在不同分位数上呈“两端低、中间高”的特征。
图10详细呈现了家庭经济社会文化背景对我国四省市学生阅读素养在5%到95%不同分位数水平上的边际影响。可以发现，对于25分位数以下、阅读素养较低水平的学生来说，家庭背景对其阅读素养的边际影响较低；而对于25分位数到75分位数之间、阅读素养成绩处于中间位置的学生来说，家庭背景的边际影响相对较高，说明家庭背景对于阅读素养处于中等水平的学生产生更为强烈的代际传递效应。相比阅读素养成绩位于底部和顶端的学生，阅读素养成绩处于中间位置的学生更多地受到了家庭经济社会文化背景等先赋性因素的代际影响，特别是对于50分位数的阅读素养者的边际影响最大，说明家庭背景的影响对于阅读素养成绩居中的中间群体来说更为重要。
(六) 相较于阅读理解与记忆策略和阅读信息概述策略，阅读信息评鉴策略对于低分位点的学生阅读素养表现有更高的正向影响，而且阅读信息评鉴策略显著增强了低分位点上不同家庭背景带来的学生阅读素养成绩差异
为检验阅读元认知策略对于不同分位数水平上的学生阅读素养的影响效应是否存在异质性，本研究采用分位数回归模型对阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略、阅读信息评鉴策略等自致性因素的影响效应进行分析。为进一步考察阅读元认知策略能否有效调节家庭背景与学生阅读素养表现之间的关系，分位数回归模型中加入了阅读信息评鉴策略与家庭ESCS指数的交互项。表11所示为阅读元认知策略对于不同分位数上学生阅读素养成绩的边际影响估计结果。
在控制了家庭经济社会文化（ESCS）背景的情况下，阅读理解与记忆策略对低分位点上（25分位数以下）的学生阅读素养产生了较高的正向影响，而对于高分位点上（75分位数以上）的学生阅读素养的影响效应相对较低。具体来看，阅读理解与记忆策略对10分位数上的学生阅读素养的边际效应值为13.94分，说明阅读理解与记忆策略指数每增加一个单位，10分位数上学生阅读素养成绩将显著提高13.94分。其后，随着学生阅读素养分位数不断提高，阅读理解与记忆策略的边际影响总体呈下降态势。在学生阅读素养25、50及75分位数上，阅读理解与记忆策略的边际效应值分别下降为12.49分、9.892分、10.29分；在学生阅读素养90分位数上，阅读理解与记忆策略的边际效应值降至7.139分，说明阅读理解与记忆策略对低分位点的学生阅读素养表现有更强烈的正向影响。（见表11）
在学生阅读素养的不同分位点上，阅读信息概述策略的边际影响整体呈“W”型波动，其边际效应值基本在14～16分之间上下波动。在学生阅读素养的10分位数上，阅读信息概述策略的边际效应值为14.92分；其后，在学生阅读素养的25、50、75、90分位数上，阅读信息概述策略的边际效应值分别为14.85分、15.31分、13.96分和15.15分，说明阅读信息概述策略对中位数（50分位数）的学生阅读素养的边际影响更大。
图11两侧分别刻画了阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略对我国四省市不同分位数上的学生阅读素养的边际影响。可以发现，阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略对于不同分位数上的学生阅读素养的影响存在明显差异，前者在不同分位数上的影响效应渐趋减弱，后者则呈“W”型波浪式变动。
相较于阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略，阅读信息评鉴策略对学生阅读素养产生了明显更高的正向影响。与阅读理解与记忆策略的变化趋势相似，阅读信息评鉴策略的正向影响随着学生阅读素养分位数的不断提高总体呈下降态势。
在控制了家庭ESCS背景的情况下，阅读信息评鉴策略在学生阅读素养低分位点（10分位数）上的边际效应最大，达到33.32分；而阅读信息评鉴策略对于高分位点（90分位数）上的学生阅读素养的边际效应最小，约为23.59分。这意味着阅读信息评鉴策略对于低分位数上的学生阅读素养成绩有更强烈的正向影响，而对于高分位数上的学生阅读素养成绩的边际影响较为微弱。
图12右侧详细刻画了阅读信息评鉴策略与家庭ESCS指数的交互项对不同分位数上的学生阅读素养的边际影响。从交互项系数的变动趋势可以发现，阅读信息评鉴策略对于高分位数与低分位数、高ESCS家庭与低ESCS家庭的学生阅读素养成绩的影响效应存在异质性。在25分位数和50分位数上，阅读信息评鉴策略与家庭ESCS指数的交互项系数分别为4.347、2.824，且都通过统计上的显著性检验（P<0.01），说明在中低分位数上，阅读信息评鉴策略会显著扩大家庭经济社会文化地位带来的学生阅读素养成绩差异；而在75分位数和90分位数上，阅读信息评鉴策略与家庭ESCS指数的交互项系数分别为0.275、−0.367，但均未通过统计上的显著性检验，这意味着在高分位数上，阅读信息评鉴策略难以有效缩小抑或显著扩大家庭背景对学生阅读素养的影响效应。
表12所示为阅读元认知策略、家庭经济社会文化背景及其交互项对我国四省市学生阅读素养影响效应的模型估计结果，以探查阅读元认知策略能否有效调节家庭经济社会文化背景与学生阅读素养之间的关系。从表12的模型1可以发现，在控制了家庭ESCS背景因素的情况下，阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略以及阅读信息评鉴策略对学生阅读素养成绩都有极其显著的正向影响（P<0.01）。从边际效应来看，阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略、阅读信息评鉴策略每一个指数单位的变化，分别对应学生阅读素养成绩0.128、0.172、0.331个标准差的变化。
比较而言，在阅读元认知策略中，阅读信息评鉴策略对我国四省市学生阅读素养表现的影响最大，标准化系数达到0.331；阅读信息概述策略的影响次之（Beta=0.172）；阅读理解与记忆策略的影响较为微弱（Beta=0.128）。因此，相比阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略，阅读信息评鉴策略对我国四省市学生阅读素养表现的影响更大。
表12的模型2、模型3分别估计了阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略与家庭ESCS指数的交互效应。可以看出，两个交互项的系数均未通过统计显著性，说明在阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略的作用下，学生阅读素养表现受家庭背景的影响程度并未发生显著的变化。
表12的模型4表明，家庭ESCS指数与阅读评鉴策略的交互项系数为正，而且通过统计显著性检验（P<0.05），说明家庭经济社会文化背景对学生阅读素养的正向效应随着阅读评鉴策略运用能力的不断加强总体呈上升趋势。在阅读评鉴策略变化一个指数单位的情况下，家庭ESCS指数每增加1个单位，学生阅读素养成绩将明显增加0.029个标准差。
图13所示为阅读元认知策略、家庭背景影响我国四省市学生阅读素养的结构方程模型估计结果。可以发现，阅读元认知策略对学生阅读素养成绩有显著正向效应，边际效应值为0.35，且高于家庭ESCS背景对学生阅读素养的影响效应（边际效应值为0.32）。这意味着相比家庭背景，阅读评鉴策略对学生阅读素养成绩的直接效应更大。家庭ESCS指数与阅读评鉴策略的交互项系数显著为正，这意味着阅读评鉴策略在家庭背景与学生阅读素养之间的关系中起到了正向调节作用，即在阅读评鉴策略的作用下，由于不同家庭背景造成的学生阅读素养成绩差距总体趋于扩大。
(七) 沉迷数字阅读抑或纸质阅读频率过高都不是最有效的阅读方式，纸质阅读与数字阅读频率相当的阅读方式更有利于提高我国四省市学生阅读素养，而且后者能够有效地降低因家庭经济社会背景不同而带来的学生阅读素养成绩差异
数字阅读与纸质阅读这两种阅读介质偏好对于提高青少年阅读素养哪一类阅读方式更为有效，是值得教育研究者深入探讨和实证检验的重要问题。表13所示为阅读介质偏好对我国四省市学生阅读素养影响效应的分位数回归模型估计结果。
如表13所示，在控制了家庭经济社会文化背景的情况下，相较于纸质阅读为主的学生，数字阅读为主的学生在阅读素养表现上显著更低，阅读素养表现最佳的是纸质阅读与数字阅读频率相当的学生；阅读素养表现最糟糕的是极少阅读书籍的学生。在学生阅读素养低分位上，数字阅读为主的阅读介质偏好产生较高的负向影响，而对于高分位数上的学生阅读素养的负向影响明显较低。具体来看，在学生阅读素养10分位数上，数字阅读为主比纸质阅读为主显著低44.34分（P<0.01）。此后，随着学生阅读素养分位数不断提高，数字阅读为主与纸质阅读为主的介质偏好带来的阅读素养成绩差距总体趋于缩小，特别是在阅读素养90分位数上，数字阅读为主与纸质阅读为主的差距降至23.75分，说明以数字阅读为主的阅读介质偏好对于低分位数上的学生阅读素养成绩具有更大的负向影响。导致上述现象出现的一种可能解释是，具有数字阅读偏好的学生在运用阅读元认知策略的能力上相对较低。具体表现为，偏好数字阅读的学生在阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略以及阅读信息评鉴策略指数上的均值分别为0.04、−0.25和−0.11，相较于偏好纸质阅读的学生分别显著低0.23、0.22和0.24。
从家庭ESCS指数与阅读介质偏好的交互项系数可以看出，纸质阅读与数字阅读频率相当的阅读方式能缩小家庭经济社会地位带来的学生阅读素养成绩差异，并且这种影响效应在25、50、75分位数上都具有显著性（P<0.05），大约可缩小6～8分的差距，说明纸质阅读与数字阅读兼容的阅读方式可为家庭经济社会文化地位较低的学生带来更大的教育收益。因此，如果不同家庭经济社会背景的学生深度融合纸质阅读与数字阅读这两种阅读介质，能够有效地缩小因家庭经济社会背景不同而带来的教育成就差距，这对于通过改变阅读传播介质促进教育公平和教育均衡化发展极具现实意义。
图14刻画了阅读介质偏好对我国四省市不同分位数上的学生阅读素养的边际影响。从中可以发现，相较于以纸质阅读为主的阅读方式，纸质阅读与数字阅读频率相当的学习方式对学生阅读素养成绩产生了更高的正向影响效应。在控制了家庭经济社会文化背景的情况下，纸质阅读与数字阅读频率相当的阅读方式在学生阅读素养的低分位点（25分位数）上的边际效应最大，比纸质阅读为主的显著高14.25分（P<0.01）；而对于高分位点（90分位数）上的学生阅读素养的边际效应相对较小，比纸质阅读为主的边际效应值略高4.43分。可以看出，纸质阅读与数字阅读频率相当的阅读方式对学生阅读素养的影响效应随着分位数不断提高总体呈减弱趋势。
pisa 2018热点词频分析（图片由作者自行绘制)
比较而言，纸质阅读与数字阅读频率相当的阅读方式更有利于提高我国四省市学生的阅读素养表现。这意味着沉迷数字阅读抑或纸质阅读频率过高，都不是最有效的阅读方式。特别是对于偏爱在电子产品上进行数字阅读的学生来说，其阅读素养表现很不理想。究其原因，数字阅读频率过高的学生在海量纷繁的网络信息中，既难以集中注意力对阅读文本中的信息进行深度理解和长久记忆，且普遍缺乏深思和有意义学习的能力，对数字化信息的可信度甄别与评鉴能力也较为薄弱。t检验结果印证了以数字阅读为主的学生在阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略以及阅读信息评鉴策略这三项元认知策略运用能力上均明显低于以纸质阅读为主的学生，也显著低于纸质阅读与数字阅读频率相当的学生。（见表14）
图15所示为阅读介质偏好、家庭背景及其交互项对我国四省市学生阅读素养影响效应的结构方程模型估计结果。可以发现，纸质阅读与数字阅读频率相当对学生阅读素养成绩有显著的正向效应，边际效应的标准化系数为0.13，说明与偏好数字阅读抑或纸质阅读的学生相比，纸质阅读与数字阅读频率相当的学生获得的阅读素养成绩明显更高。家庭ESCS指数与自我教育期望的交互项系数显示为负值，且通过统计上的显著性检验（P<0.05），这意味着阅读介质偏好在家庭背景与学生阅读素养关系中起到了调节作用。相比于数字阅读或纸质阅读为主的学生，家庭经济社会文化背景对纸质阅读与数字阅读频率相当的学生阅读素养的影响效应更低。
(八) 阅读兴趣的影响效应随着学生阅读素养分位数的不断提高呈渐趋减弱态势，阅读兴趣对低分位点上的学生阅读素养的边际影响更大；趣味式阅读时间不断提高对高分位点上的学生阅读素养产生一定的负向影响，而对于低分位点上的学生阅读素养成绩有显著的正向影响
以OECD各国平均水平为基准，我国四省市学生阅读兴趣指数达到0.971，是参与PISA 2018测试的经济体中的峰值，凸显我国四省市学生普遍有极其强烈的阅读兴趣。而高阅读兴趣与高阅读素养之间有着高度正向相关关系。为了乐趣而阅读所投入的时间则是衡量青少年阅读投入水平的重要变量。表15所示为趣味式阅读时间、阅读兴趣指数对我国四省市学生阅读素养影响效应的分位数回归模型估计结果。
如表15所示，在控制了趣味式阅读时间、家庭经济社会文化背景的情况下，阅读兴趣对我国四省市学生阅读素养成绩总体上有极其显著的正向影响（P<0.01）。从各分位数的边际影响来看，在10分位数上，阅读兴趣指数每增加一个单位，学生阅读素养成绩将显著增加34.2分；其后，随着学生阅读素养分位数不断提高，阅读兴趣的边际影响呈渐趋减弱的趋势。在25、50、75分位数上，阅读兴趣的边际效应值分别为28.81分、24.39分、20.84分；在学生阅读素养高分位点（90分位数）上，阅读兴趣的边际效应值降至19.99分，说明阅读兴趣对低分位数上的学生阅读素养的边际影响更大，而对于高分位点上的学生阅读素养的边际影响较低。
从我国四省市学生阅读兴趣具体情况来看，表示“阅读是我最喜欢的爱好之一”的学生阅读素养均值为561.7分，比对照组显著高35.5分（P<0.01，下同）；“喜欢与他人谈论书籍”的学生阅读素养均值为562.6分，比对照组明显高28.7分；而表示“阅读是浪费时间”的学生平均阅读素养成绩仅为484.5分，比对照组显著低74.9分；“只有在不得已时才阅读”的学生阅读素养成绩均值为497.6分，比对照组明显低65.7分；“阅读只为了获取所需要信息”的学生平均阅读素养成绩为516.5分，比对照组显著低53.7分，阅读兴趣指数与阅读素养的相关系数为0.32（P<0.001），足见高阅读兴趣与高阅读素养成绩之间呈高度相关关系。
从趣味式阅读时间与家庭ESCS指数的交互项系数可以发现，在高分位点上（75分位数），趣味式阅读时间达到30分钟及以下、抑或是达到30分钟到1小时，都显著增强了家庭经济社会文化背景对学生阅读素养成绩的代际影响；而在低分位点上（10分位数），趣味式阅读时间只有达到2小时以上才能显著地缩小家庭经济社会文化地位带来的学生阅读素养成绩差异，大约可以缩小15.18分的差距，这表明趣味式阅读时间对于低ESCS家庭背景、低分位点上的学生若要产生更大的教育收益，需要达到2小时以上的深度阅读时间。
如图16所示，在控制了家庭经济社会文化背景的情况下，相较于不为乐趣而阅读的学生，趣味式阅读时间为每天30分钟及以下对学生阅读素养成绩的正向影响最大。趣味式阅读时间为每天30分钟及以下的学生阅读素养成绩均值达到562.5分，比“不为乐趣而阅读”的学生（均值为508.1分）显著高54.4分（P<0.01）。趣味式阅读时间为每天1到2小时的学生次之，均值为561.3分，不为乐趣而阅读的学生阅读素养表现最低。整体而言，为了乐趣而阅读的学生阅读素养表现明显优于不为乐趣而阅读的学生，但为了乐趣而阅读的时间不宜过于冗长，应尽量提高阅读时间资源的使用效率。
图17详细呈现了趣味式阅读时间对不同分位数上的学生阅读素养的边际影响。从中可以发现，趣味式阅读时间对于高分位数与低分位数的学生阅读素养成绩的影响效应存在异质性。在控制了家庭经济社会文化背景后，在10分位数和25分位数上，趣味式阅读时间的边际效应值分别为9.62分、3.86分，且都通过了统计意义上的显著性检验（P<0.05），说明在低分位点上，延长趣味式阅读时间能显著提高学生阅读素养成绩。而在75分位数和90分位数上，趣味式阅读时间的边际效应值分别为−1.08分、−3.97分，且均未通过统计意义上的显著性检验，这意味着趣味式阅读时间对于低分位点的学生阅读素养成绩具有显著正向影响，而对于高分位点的学生阅读素养成绩却产生了一定的负向影响。
(九) 自我教育期望对学生阅读素养成绩有显著正向影响，但这种影响效应随着阅读素养分位数的不断提高总体呈下降趋势，而且自我教育期望显著强化了家庭经济社会文化背景对中、高分位点上的学生阅读素养成绩的影响效应
如前文所述，自我教育期望作为自致性因素对我国四省市学生阅读素养成绩变异的影响效应仅次于阅读元认知策略，凸显了自我教育期望对于有效提升我国四省市学生阅读素养极具现实意义。总体而言，我国四省市学生期望接受大学专科及以上高等教育的占总体比例为78.1%。虽然这一比例低于新加坡（95.1%）、韩国（89.4%）、美国（88.8%）等发达经济体，但较OECD各国平均水平（69.0%）高9.1个百分点。从阅读素养各分位点来看，自我教育期望对不同分位数上的学生阅读素养成绩的影响效应存在异质性。
如表16所示，自我教育期望与家庭ESCS指数的交互项系数表明，在中、高分位点（50、75、90分位数）上，大学本科及以上的自我教育期望显著增强了家庭经济社会文化背景对学生阅读素养成绩的代际影响，大约可扩大8～10分的差距，且这种影响通过了统计学意义上的显著性检验（P<0.01）；而在低分位点（10、25分位数）上，大学本科及以上的自我教育期望尽管同样增强了家庭背景与学生阅读素养成绩之间的关系，但这种影响很不显著。因此，对于阅读素养成绩处在中、高分位点的学生而言，自我教育期望显著强化了家庭经济社会文化背景对学生阅读素养成绩的影响效应。
图18所示为自我教育期望对不同分位数上的学生阅读素养的边际影响。从中可以发现，本科及以上的自我教育期望对高分位点与低分位点的学生阅读素养成绩的影响效应存在异质性。在控制了家庭经济社会文化背景以后，在低分位点（10分位数）上，自我教育期望的边际效应值为83.4分，且通过了统计意义上的显著性检验（P<0.001），说明在低分位点上，本科及以上自我教育期望能显著提高学生阅读素养成绩；而在高分位点（90分位数）上，自我教育期望的边际效应值降至60.2分。从总体变化趋势来看，自我教育期望对学生阅读素养成绩具有显著正向影响，但这种影响随着学生阅读素养分位数不断提高总体呈减弱态势。
图19所示为自我教育期望、家庭背景及其交互项对我国四省市学生阅读素养影响效应的结构方程模型估计结果。可以发现，本科及以上自我教育期望对学生阅读素养成绩有显著的正向效应，边际效应的标准化系数为0.45，且明显高于家庭ESCS背景的直接效应（Beta=0.19）。这意味着相比家庭背景，自我教育期望对学生阅读素养成绩的影响效应更大。家庭ESCS指数与自我教育期望的交互项系数为正，而且通过统计显著性检验（P<0.01），这意味着自我教育期望在家庭背景与学生阅读素养关系中起到了调节作用，即相较于完成专科及以下教育期望的学生而言，家庭经济社会文化背景对于持有本科及以上教育期望的学生阅读素养成绩的影响效应更大。
(十) 成长型思维显著降低了家庭经济社会文化背景对低分位点上的学生阅读素养成绩的影响；成长型思维对学生阅读素养成绩之所以呈显著负向影响，其根源在于抱持成长型思维的学生大多来自于处境不利家庭
与参加PISA 2018测试的其他经济体截然不同，成长型思维作为内隐的自致性因素对我国四省市学生阅读素养成绩有极为显著的负向影响，凸显了成长型思维对我国四省市学生阅读素养影响效应的独特性与特殊性。（见图20）
PISA 2018学生调查数据显示，我国四省市持有成长型思维的学生占总体的55.6%。这一比例低于新加坡（60.0%）、日本（66.9%）、美国（68.4%）等经济体，较OECD各国平均水平（均值为62.6%）低7.0个百分点。在不考虑其他观测变量的情况下，我国四省市持有成长型思维的学生阅读素养成绩均值为546.1分，比持有固定型思维的学生阅读素养成绩（均值为567.3分）显著低21.2分（t=−6.89，P<0.01）；在控制了家庭ESCS指数和学校平均ESCS指数后，两者差距缩小至9.2分（t=−13.92，P<0.01）。
如表17所示，在控制了家庭经济社会文化背景之后，成长型思维对于不同分位数上的学生阅读素养成绩的影响效应存在异质性。从成长型思维与家庭ESCS指数的交互项系数可以发现，在中、低分位点（10、25、50及75分位数）上，成长型思维能有效缩小家庭经济社会文化背景不同而带来的学生阅读素养成绩差距，大约可缩小6至19分不等的差距。在低分位点（10分位数）上，成长型思维与家庭ESCS指数交互项的边际效应值为−18.9分，且这种影响通过了统计意义上的显著性检验（P<0.01）；而在高分位点（90分位数）上，成长型思维也削弱了家庭背景与学生阅读素养成绩之间的关系，大约可缩小4.1分的差距，但这种影响效应很不显著。因此，成长型思维在家庭经济社会文化背景与学生阅读素养之间的关系中起到了调节作用，特别是对于阅读素养成绩处在低分位点的学生而言，成长型思维显著降低了家庭经济社会文化背景对学生阅读素养成绩的影响效应。
图21所示为成长型思维对不同家庭经济社会文化背景的学生阅读素养的边际影响。从中可以发现，对于家庭ESCS指数处在最低四分位的学生来说，持有成长型思维的阅读素养均值为515.7分，比持有固定型思维的学生阅读素养成绩（均值为523.1分）低7.4分（t=−2.56，P<0.05）；而对于家庭ESCS指数处在最高四分位的学生来说，持有成长型思维的学生阅读素养均值为582.1分，比持有固定型思维的学生阅读素养成绩（均值为616.6分）低34.5分，且两者差距通过了统计意义上的显著性检验（t=−6.68，P<0.01），相较于家庭ESCS指数最低四分位的学生而言，两者相差27.1分。由此可见，尽管持有成长型思维的学生阅读素养成绩均值明显低于固定型思维持有者，但是成长型思维对于不同家庭背景的学生阅读素养成绩的影响效应存在异质性。
图22所示为成长型思维、家庭背景及其交互项对我国四省市学生阅读素养影响效应的结构方程模型估计结果。可以发现，成长型思维对学生阅读素养成绩有显著的负向效应，边际效应的标准化系数为−0.12，说明相比固定型思维的学生，成长型思维的学生阅读素养成绩明显更低。家庭ESCS指数与成长型思维的交互项系数为负，且通过统计显著性检验（P<0.01），这意味着成长型思维在家庭背景与学生阅读素养关系中起到了显著调节作用。相比持有固定型思维的学生来说，家庭经济社会文化背景对具有成长型思维的学生阅读素养的影响效应更小。
(十一) 网络社交频率对学生的积极情绪感知、生活满意度与阅读素养之间的关系有显著的预测作用。高频率网络社交带来了积极情绪感知，继而产生了高生活满意度，但通过网络社交获得的积极情绪与心理满足并不能自行有效地转化为高阅读素养表现
如前文所述，生活满意度对我国四省市学生阅读素养表现整体呈显著负向影响。进一步来看，在控制了家庭及学校经济社会文化地位（ESCS）指数的情况下，相较于生活满意度较高（满意度得分介于5～10分）的学生组群，对生活感到“不满意”（满意度得分介于0～4分）的学生在阅读素养成绩上略高3.96分，但两者间差异不显著（t=1.72）；而相较于生活满意度较低（满意度得分介于0～8分）的学生组群，对生活感到“非常满意”（满意度得分介于9～10分）的学生在阅读素养成绩上反而显著低20.42分，且两者间差异极其显著（t=9.76）。这表明阅读素养表现最低的并不是对生活感到很不满意的学生群体，恰恰相反的是，对生活感到极为满意的学生在阅读素养成绩上反而是最糟糕的。总体来看，学生阅读素养成绩与生活满意度之间并非呈单调递增或递减的线性关系，而是呈曲线关系，开始随着生活满意度的提高而提高，之后又随着生活满意度的提高而下降，继而又呈先上升后下降的曲线波动，即使在控制了家庭背景及学校生源背景的情况下，这一结果仍显稳健。（见图23）
究其根源，导致上述现象出现的重要原因在于高频率网络社交活动带来了积极情绪感知，继而产生了高生活满意度，而高频率网络社交活动致使阅读投入不足，进而对学生阅读素养造成了负向影响效应。基于PISA 2018数据分析表明，在我国四省市，高频率（每天几次）网上聊天的学生总是感受到快乐的占学生总体的64.9%，相比没有或几乎没有网上聊天的学生总是感受到快乐的比例明显高11个百分点。与之相似，每天几次频繁网上聊天的学生经常感受到充满活力、欣喜、兴高采烈等积极情绪的分别占55.1%、37.9%、34.2%，相比没有或几乎没有网上聊天的学生分别高15.9%、7.6%、9.9%。此外，每天几次加入网上群组讨论或论坛的学生经常感受到快乐、充满活力、欣喜、兴高采烈等积极情绪的分别占65.5%、56.8%、41.2%、38.8%，相比没有或几乎没有加入网上群组讨论或论坛的学生分别高5.0%、7.4%、9.3%、12.6%。标准化路径系数显示，网上社交频率对学生感知的快乐情绪指数的影响系数为0.092，且这种影响极为显著，说明高频率网络社交活动带来了积极情绪感知，即网上社交频率越高，学生感知到的快乐、充满活力、欣喜、兴高采烈等积极情绪就越高。
进一步分析表明，积极情绪感知与生活满意度之间呈高度相关关系。在我国四省市，总是感受到快乐的学生的生活满意度均值为7.31（峰值为10），是没有或几乎没有感受到快乐的学生的2.1倍；总是感受到充满活力的学生的生活满意度均值为7.40，比没有或几乎没有感受到充满活力的学生高75%。标准化路径系数表明，积极情绪感知对生活满意度的影响系数为0.37，说明积极情绪感知引致高生活满意度。
如图24所示，网上社交频率对学生阅读素养成绩有显著的负向影响。每天几次频繁网上聊天的学生阅读素养成绩均值为542.8分，比没有或几乎没有网上聊天的学生显著低22.6分（t=−5.33，P<0.001）；与之相似的是，每天几次频繁加入网上群组讨论或论坛的学生阅读素养成绩均值为544.9分，比没有或几乎没有加入网上群组讨论或论坛的学生显著低11.4分（t=−4.91，P<0.001）。标准化路径系数表明，网上社交频率对学生阅读素养成绩的影响系数为−0.29，说明网上社交频率过高导致低阅读素养表现。与之形成鲜明对照的是，网上阅读频率对学生阅读素养成绩有显著正向影响（r=0.25）。每周几次网上搜寻实用信息的学生阅读素养成绩均值为566.4分，比没有或几乎没有网上搜寻实用信息的学生明显高36.3分（t=15.04，P<0.001）；此外，每周几次阅读网上新闻的学生阅读素养成绩均值为564.5分，比没有或几乎没有阅读网上新闻的学生显著高40.0分（t=13.96，P<0.001）。由此可以看出，网上阅读与网上社交这两种基于不同行为动机的网上活动对学生阅读素养表现有着截然不同的影响效应。值得注意的是，尽管沉迷网络社交及娱乐引致更高的积极情绪和生活满意度，但是藉此获得的积极情绪与心理满足并不能自行有效地转化为高阅读素养表现。
PISA测试之父Andreas Schleicher（ 图片来源于华东师大新闻办)
四、结论与讨论
本文基于我国北京、上海、江苏和浙江四省市的PISA 2018测试数据，综合运用夏普里值分解法、分位数回归模型和结构方程模型等计量方法，考察比较了先赋性因素与自致性因素对学生阅读素养成绩的影响效应，在此基础上探讨先赋性因素与自致性因素对于不同教育阶段、不同类型学校、不同地区以及不同分位数的学生阅读素养成绩的影响效应是否存在异质性，并进一步检验了自致性因素在先赋性因素与学生阅读素养成绩之间的调节效应，得到如下主要的研究结论：
第一，阅读元认知策略、自我教育期望等自致性因素对我国四省市学生阅读素养表现的影响总体上高于家庭经济社会文化背景、性别等先赋性因素。我国四省市学生阅读素养表现卓越的三个关键要素在于运用有效的阅读元认知策略、保持较高的自我教育期望以及抱持强烈的阅读兴趣。夏普里值分解结果表明，阅读元认知策略对我国四省市学生阅读素养成绩变异的相对贡献率达到36.4%，比家庭经济社会文化背景的相对贡献率明显高23.55个百分点，凸显了阅读元认知策略的运用能力对于青少年阅读技能的培养与发展的重要性。研究还发现，我国四省市学生在阅读元认知策略的掌控与应用方面，普遍具备较高的信息理解和识记能力，但是对于在阅读文本中对信息进行概述性阐释和可信度评鉴的能力上仍显不足。阅读元认知策略对学生阅读素养成绩的影响效应之所以整体上高于家庭经济社会文化背景，其根本原因在于阅读元认知策略具有更加强烈的边际效应。在不考虑其他变量的情况下，阅读信息评鉴策略对学生阅读素养成绩的边际效应值为0.48个标准差，比家庭背景明显高0.11个标准差；即使在控制了家庭背景之后，阅读评鉴策略的边际效应降至0.43个标准差，但相较于家庭背景的边际效应仍高出0.12个标准差。
第二，家庭经济社会文化背景对学生阅读素养的影响效应在不同教育阶段、不同学校类型、不同地区存在异质性。具体表现为家庭社会经济背景对初中阶段、全日制普通中学和城市的学生阅读素养成绩的影响程度相对更强烈。与之相对应的是，阅读元认知策略、自我教育期望、阅读兴趣等自致性因素对高中阶段、职业中学、农村地区的学生阅读素养表现更为重要。究其根源，不同教育阶段、不同类型学校以及不同地区的学生在阅读元认知策略运用能力上存在较大差异。初中阶段、职业中学的学生在三类阅读元认知策略的运用能力上均显著低于高中阶段、全日制普通中学的学生；农村学生在阅读信息评鉴策略的运用能力上显著低于城市学生，家庭经济社会文化地位较低的学生在阅读元认知策略运用能力上显著更低。
第三，家庭经济社会文化背景对不同分位数上的学生阅读素养成绩的影响呈“两端低、中间高”的特征。分位数回归结果表明，与阅读素养成绩处于底部和顶端的学生相比，阅读素养成绩处于中间位置的学生更多地受到了家庭经济社会文化背景等先赋性因素的代际影响，特别是对于50分位数上的学生阅读素养的边际影响最大。这表明家庭背景的影响对于阅读素养成绩居中的中间群体来说更为重要，同时也揭示了家庭背景对于不同分位数水平的学生阅读素养成绩的影响效应存在异质性。
第四，家庭教育资源和家庭文化资源对我国四省市学生阅读素养成绩的正向影响总体上高于家庭物质资源的边际影响。父亲受教育水平对家庭教育资源与学生阅读素养的关系有显著的正向调节作用，而且父亲受教育水平和母亲职业地位对学生阅读素养有更强烈的影响效应。这一结果与既有研究的论断存在较大差别。③究其原因，在我国四省市，父亲受教育程度对子女阅读素养成绩的边际效应相对更高。父亲受教育年限每增加一年，子女阅读素养成绩显著增加0.30个标准差；而母亲受教育年限每一个单位的变化，对应的阅读素养成绩0.26个标准差的变化。此外，对于父亲受教育程度为大专及以上、母亲为高中及以下的家庭而言，子女获得的家庭教育资源指数和家庭文化资源指数均值分别为0.40、0.05，比父亲受教育程度为高中及以下、母亲为大专及以上的家庭分别高0.12、0.06，且两组间差异极为显著。
第五，阅读元认知策略运用能力上，阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略对于不同分位数上的学生阅读素养的影响效应存在明显差异，前者随着分位数不断提高呈现渐趋减弱态势，后者则显现出“W”型波浪式变化。相较于阅读理解与记忆策略、阅读信息概述策略，阅读信息评鉴策略对于低分位点上的学生阅读素养成绩有更大的正向影响。此外，阅读信息评鉴策略的边际影响随着学生阅读素养分位数不断提高总体呈下降趋势，而且阅读信息评鉴策略显著强化了因家庭背景不同而带来的阅读素养成绩差异。相比于以往研究的主要发现（陆璟，2012；胡咏梅和唐一鹏，2018），以上实证结果更全面、细致地呈现了运用不同的阅读元认知策略对于不同分位数上的学生阅读素养会产生异质性的影响效应。
第六，沉迷数字阅读抑或纸质阅读频率过高都不是最有效的阅读方式，纸质阅读与数字阅读频率相当的阅读方式更有利于提高学生阅读素养，并且后者能有效缩小因家庭背景不同而导致的阅读素养成绩差异。同样具有调节作用的自致性因素为成长型思维，因为抱持成长型思维能显著降低处于低分位点上的学生阅读素养成绩受家庭经济社会文化背景的影响。成长型思维对学生阅读素养成绩的影响之所以显著为负，其根源在于抱持成长型思维的学生大多来自于处境不利的家庭。与之相似的是，生活满意度对学生阅读素养成绩呈显著的负向影响，其根本原因在于网络社交频率对积极情绪感知、生活满意度与学生阅读素养之间的关系有显著预测作用。高频率网络社交带来了高积极情绪感知，继而产生了高生活满意度，然而通过高频率网络社交所获得的积极情绪与心理满足并不能自动有效地转化为高阅读素养表现。此外，阅读兴趣、自我教育期望对学生阅读素养成绩的影响效应随着分位数不断提高总体上呈下降趋势，阅读兴趣对低分位点上的学生阅读素养的边际影响更大；自我教育期望则显著强化了家庭背景对中、高分位点上的学生阅读素养成绩的影响效应。
基于以上发现，本研究印证了布迪厄（Bourdieu，1973）的文化再生产理论核心论述，即教育系统的运作体系偏向于那些具有较高经济、社会和文化资本的个体，那些以更多的文化资本开启人生的个体随着时间的推移获益更多，而持有较少文化资本的个体却难以获得更多的收益。接受过较高教育的父母往往对学校教育持有积极态度，他们投入更多的时间参与阅读，并且在家庭中为孩子备置了多样化的教育资源。这样，父母可以将其持有的文化资本传递给子女，最终使得来自较高的社会阶层在教育系统中持续占有优势地位。对比社会再生产理论提出的观点，本研究得出了不同的结论，即尽管家庭经济社会文化资本是形塑和维持现有不平等的主要助推力量，但通过后天自我努力习得的元认知策略和技能比家庭背景的影响作用更直接，造成的正向冲击也更强烈。而且家庭经济社会文化背景对于不同教育阶段、不同性质学校及不同地区的学生阅读素养的影响效应存在异质性，尤其是在职业中学与普通中学之间的异质性甚为凸显。这种现象的出现与高中阶段普职分流的教育制度密切相关。在面临升入普通高中或职业高中两种路径选择时，家庭经济社会文化资本越多，子女选择学术型通道的普通高中教育的可能性越大，而缺乏经济社会文化资本将严重阻碍其向学术型通道的普通高中教育跃迁以及实现向更高水平的高等教育过渡。
此外，本研究还有一个发现值得关注，即在数字拟态环境下，数字阅读与纸质阅读相结合的“新阅读”已经形成一种新常态，而值得忧虑的是，偏好数字阅读的青少年在阅读素养表现上显著更差。究其根源，数字阅读中含有大量浅层、碎片式信息的超量载入和混杂堆积。这种带有鲜明娱乐性的消费主义文化烙印的浅阅读，不仅容易导致阅读主体被海量的混杂信息浪潮所冲刷、裹挟乃至淹没，而且使阅读主体的认知结构变成一张张支离破碎的“散点图”：碎片式信息散落在认知空间上各个方位而成为原子式孤立的存在，却缺乏将其有规则勾连起来的“拟合线”。碎片式数字阅读丧失了传统纸质阅读媒介所独有的文本延续性与认知稳定感，使阅读主体难以形成稳定有序的认知结构并发展出深层次思考的高阶思维能力。然而，这并不意味着我们要一味地拒斥建立在新技术基础上的数字媒介，转而采用“旧石器”敲开新数字世界的大门，沿袭裹足不前的守旧之举。作为技术与人在新数字时代的必然产物，数字阅读已经超越纸质阅读成为时下许多年轻族群最偏好的阅读方式。在这种新常态下，与其过分拘泥于阅读介质的变化，不如顺应新技术浪潮下教育变革之大势，探索新旧阅读媒介走向共生互补之道。
根据以上实证研究结论，本文认为，要切实有效地提高我国青少年阅读素养，既要重视家庭经济社会文化背景的影响效应，更应注重对学生阅读元认知策略运用能力的培养与提升，同时要密切关注教师教学实践、学校风气等环境因素对教育过程与结果的影响。具体而言，本文有如下政策启示：
其一，根据不同教育阶段、不同学校类型、不同地区和不同家庭背景的学生特点，制定多样化的阅读能力培养方式和提升策略，重点培养青少年在阅读元认知策略上的运用能力。以上研究发现，阅读元认知策略运用能力是影响我国四省市学生阅读素养表现的关键性因素，而且初中阶段、职业中学、家庭处境不利的学生在三类阅读元认知策略的运用能力上均显著低于高中阶段、全日制普通中学、家庭经济社会文化地位较高的学生；农村学生在阅读信息评鉴策略的运用能力上显著更低。这就意味着对于不同教育阶段、不同学校类型、不同地区和不同家庭背景的学生来说，阅读元认知策略运用能力对其阅读素养成绩所产生的边际效应是有异质性的。因此，这启示我们在制定有关青少年阅读技能培养与发展的教育政策时应当重视不同地区、不同学校和不同社会群体之间的差异性，要更加注重培养初中阶段、职业中学、家庭处境不利、农村地区的学生准确把握和运用有效的阅读元认知策略的能力。此外，鉴于我国四省市学生较为擅长阅读理解与记忆策略，但对于阅读信息概述策略和评鉴策略的应用能力相对薄弱，应侧重加强青少年基于阅读文本进行概括性阐述和可信度评鉴方面的能力培养。
其二，加强家校合作育人共同体建设，引导青少年树立积极的自我教育期望，激发学生自主参与阅读的兴趣，促进数字阅读与纸质阅读的深度融合。研究发现，自我教育期望、阅读兴趣、阅读介质偏好对我国四省市学生阅读素养成绩变异的相对贡献率分别为24.49%、7.05%和5.97%。其中，自我教育期望的影响效应仅次于阅读元认知策略运用能力。自我教育期望既是个体对于未来自己完成特定教育梦想的心理期待，更是激发其后天努力和自主学习的内隐信念。我国四省市学生期望完成专科及以上高等教育的学生在阅读素养成绩上的均值为576.7分，比期望完成中等教育的学生显著高97.5分，足见自我教育期望对于青少年阅读素养形成与发展的重要性。家庭经济社会文化背景、教师教学实践和学校风气对我国四省市学生阅读素养成绩变异的相对贡献率分别为12.85%、5.45%和2.97%，凸显了青少年阅读素养受到家庭背景因素和学校环境因素的共同影响。基于我国四省市PISA 2018测试数据还可以发现，由于家庭经济社会文化背景的差异，家庭处境不利的学生其自我教育期望偏低。但如果父母支持子女在学习上的努力和成绩，那么其子女期望完成高等教育的比重达到78.9%，而在父母未提供支持的情况下，期望完成高等教育的比例显著下降12个百分点。进一步分析发现，主动与老师讨论孩子进步情况的家长比例每增加10%，那么学校平均的阅读素养成绩将显著提高5.98分，即使在控制了家庭背景的情况下，这种影响仍具有统计显著性。以上发现启示我们要重视家校合作育人共同体建设，家长既要加大家庭教育资源投入和情感支持，培养孩子积极面向未来的竞争力，更应主动与老师讨论并持续关注孩子进步情况。与此同时，教师要与家长建立良好的协作关系，鼓励和帮助学生树立自己的教育梦想和职业理想，激发学生自主参与阅读的兴趣，引导学生对未来形成积极的自我期望。最后，研究还发现，纸质阅读与数字阅读频率相当的阅读方式对于提高青少年阅读素养的助益更大。有鉴于此，教师需要结合学生自身对阅读介质的偏好，使其认识到沉迷于数字阅读抑或偏执于纸质阅读的弊端，引导学生对其阅读习惯和阅读方式做出调整，同时在教学过程中重视数字阅读与纸质阅读相结合的混合式学习，促进数字阅读与纸质阅读的深度融合。综上所述，在控制了家庭经济社会文化背景的情况下，运用有效的阅读元认知策略、树立积极的自我教育期望以及保持强烈的阅读兴趣，是当前我国四省市学生阅读素养整体表现卓越的主导性因素，也是今后一段时期促进我国基础教育持续高质量发展的关键性变量。
参考文献
安德烈亚斯•施莱歇尔. (2018). 超越PISA: 如何建构21世纪学校体系( 徐瑾劼译). 上海: 上海教育出版社.
陈纯槿. (2017). 教育精准扶贫与代际流动. 上海: 华东师范大学出版社.
郭丛斌, 闵维方. (2009). 教育: 创设合理的代际流动机制—结构方程模型在教育与代际流动关系研究中的应用. 教育研究, 30(10), 5-12.
胡咏梅, 唐一鹏. (2018). 学习策略与教学策略哪个更重要?. 北京师范大学学报(社会科学版), (3), 41-56. DOI:10.3969/j.issn.1002-0209.2018.03.004
黄雨恒, 史静寰. (2018). 教育、出身与政策: 少数民族大学生入学机会的分配机制研究. 华东师范大学学报(教育科学版), 36(4), 62-70.
李春玲. (2003). 社会政治变迁与教育机会不平等——家庭背景及制度因素对教育获得的影响. 中国社会科学, (3), 86-98.
李春玲. (2014). “80后”的教育经历与机会不平等——兼评《无声的革命》. 中国社会科学, (4), 66-77.
李煜. (2006). 制度变迁与教育不平等的产生机制——中国城市子女的教育获得(1966—2003). 中国社会科学, (4), 97-109.
李忠路. (2016). 家庭背景、学业表现与研究生教育机会获得. 社会, 36(3), 86-109.
李忠路, 邱泽奇. (2016). 家庭背景如何影响儿童学业成就?—义务教育阶段家庭社会经济地位影响差异分析. 社会学研究, 31(4), 121-144.
刘精明. (2014). 能力与出身: 高等教育入学机会分配的机制分析. 中国社会科学, (8), 109-128.
陆璟. (2012). 阅读参与度和学习策略对阅读成绩的影响—基于上海PISA 2009数据的实证研究.教育发展研究, 32(18), 17−24.
吴愈晓. (2013). 中国城乡居民的教育机会不平等及其演变(1978—2008). 中国社会科学, (3), 4-21.
薛海平. (2017). 家庭资本与教育获得: 影子教育的视角. 教育科学研究, (2), 31-41.
岳昌君, 周丽萍. (2017). 家庭背景对我国重点高中入学机会的影响——基于2014年高等教育改革学生调查的实证分析. 华中师范大学学报(人文社会科学版), 56(3), 146-153.
Areepattamannil, S., & Caleon, I. S.. (2013). Relationships of cognitive and metacognitive learning strategies to mathematics achievement in four high-performing East Asian education systems. The Journal of Genetic Psychology, 174(6), 696-702. DOI:10.1080/00221325.2013.799057
Blau, P. M., & Duncan, O. D. (1967). The American occupational structure. New York: Wiley.
Blossfeld, H. P., & Shavit, Y. (1993). Persistent inequality: Changing educational attainment in thirteen countries. Boulder, CO: Westview Press.
Bourdieu, P. (1973). Cultural reproduction and social reproduction in knowledge, education and cultural change. London: Tavistock.
Bradley, R. H., & Corwyn, R. F.. (2002). Socioeconomic status and child development. Annual Review of Psychology, 53, 371-399. DOI:10.1146/annurev.psych.53.100901.135233
Bucker, S. et al. (2018). Subjective well-being and academic achievement: A meta-analysis. Journal of Research in Personality, 74, 83-94. DOI:10.1016/j.jrp.2018.02.007
Cheng, Q., & Hsu, H.Y.. (2016). Low SES and high mathematics achievement: A two-level analysis of the paradox in six Asian education systems. Journal of Education and Human Development, 5(1), 77-85.
Claro, S., Paunesku, D., & Dweck, C.. (2016). Growth mindset tempers the effects of poverty on academic achievement. Proceedings of the National Academy of Sciences, 113(31), 8664-8668. DOI:10.1073/pnas.1608207113
Coleman, J. S. et al. (1966). Equality of educational opportunity. US Government Printing Office.
Davis-Kean, P. (2005). The influence of parent education and family income on child achievement: The indirect role of parental expectations and the home environment. Journal of Family Psychology, 19, 294-304. DOI:10.1037/0893-3200.19.2.294
Downey, D., & Condron, D.. (2016). Fifty Years since the Coleman Report: Rethinking the Relationship between Schools and Inequality. Sociology of Education, 89(3), 207-220. DOI:10.1177/0038040716651676
Haimovitz, K., & Dweck, C.. (2017). The origins of children’s growth and fixed mindsets: New research and a new proposal. Child Development, 88(6), 1849-1859. DOI:10.1111/cdev.12955
Halpin, A. W., & Croft, D. B. (1963). The Organizational Climate of Schools. Chicago: Midwest Administrative Center of the University of Chicago.
Harwell, M., Maeda, Y., Bishop, K., & Xie, A.. (2017). The surprisingly modest relationship between SES and educational achievement. Journal of Experimental Education, 85(2), 197-214. DOI:10.1080/00220973.2015.1123668
Hertz, T., Jayasundera, T., Piraino, P., Selcuk, S., Smith, N., & Verashchagina, A.. (2008). The inheritance of educational inequality: International comparisons and fifty-year trends. The B.E. Journal of Economic Analysis and Policy, 7(2), 1-48.
Heyneman, S., & Loxley, W.. (1983). The effect of primary-school quality on academic achievement across twenty-nine high- and low-income countries. The American Journal of Sociology, 88(6), 1162-1194. DOI:10.1086/227799
Huettner, F., & Sunder, M.. (2012). Axiomatic arguments for decomposing goodness of fit according to Shapley and Owen values. Electronic Journal of Statistics, (6), 1239-1250.
Kim, S.W.. (2019). Is socioeconomic status less predictive of achievement in East Asian countries? A systematic and meta-analytic review. International Journal of Educational Research, 97, 29-42. DOI:10.1016/j.ijer.2019.05.009
Marks, G. N.. (2008). Are father’s or mother’s socioeconomic characteristics more important influences on student performance? Recent international evidence. Social Indicators Research, 85(2), 293-309.
Norton, M. S.. (1984). What’s So Important about School Climate?. Contemporary Education, 56(1), 43-45.
OECD. (2010). PISA 2009 results: Learning to learn: Student engagement, strategies and practices (Volume III). Paris: OECD Publishing.
OECD. (2019). PISA 2018 Results (Volume III): What School Life Means for Students’ Lives. Paris: OECD Publishing.
Petscher, Y. (2009). A meta-analysis of the relationship between student attitudes towards reading and achievement in reading. Journal of Research in Reading, 33(4), 335-355.
Pronzato, C. (2012). An Examination of Paternal and Maternal Intergenerational Transmission of Schooling. Journal of Population Economics, 25(2), 591-608. DOI:10.1007/s00148-010-0311-2
Shorrocks, A. F.. (2012). Decomposition procedures for distributional analysis: A unified framework based on the Shapley value. Journal of Economic Inequality, (11), 99-126.
Sirin, S. (2005). Socioeconomic status and academic achievement: A meta-analytic review of research. Review of Educational Research, 75(3), 417-453. DOI:10.3102/00346543075003417
Thomson, S. (2018). Achievement at school and socioeconomic background: An educational perspective. npj Science of Learning, (3), 1-2.
White, K. R.. (1982). The relation between socioeconomic status and academic achievement. Psychological Bulletin, 91(3), 461-481. DOI:10.1037/0033-2909.91.3.461
Yeager, D., & Dweck, C.. (2012). Mindsets that promote resilience: When students believe that personal characteristics can be developed. Educational Psychologist, 47(4), 302-314. DOI:10.1080/00461520.2012.722805
●往期回顾 ●
高瑞翔 等 | “美德—心智”视阈下我国学生学习概念的发展——基于字词联想测验的实证研究
职业教育
王星 | 技能形成中的国家、行会与劳工——基于英国行会学徒制演化的社会学分析
祁占勇 , 王志远 | 乡村振兴战略背景下农村职业教育的现实困顿与实践指向
疫情防控中的教育研究林克松 , 朱德全 | 教育应对公共危机的分析框架与行动范式——基于“新冠”重大疫情危机的透视本刊声明
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