1 引言
儿童阅读是“全民阅读”的起点，如何促进儿童阅读的良好发展是科学界和公众关注的焦点议题。据统计，从出生到18岁，儿童约87%的时间受家庭环境的影响(Bevevino, 1988)。2022年施行的《中华人民共和国家庭教育促进法》强调了家庭作为儿童成长第一课堂的重要性。作为儿童最早且最直接接触的环境因素，家庭读写环境在儿童阅读能力的发展中起着至关重要的作用(Sénéchal & LeFevre, 2002)。从心理学的视角来看，家庭环境不仅影响儿童的语言和认知发展(刘海丹, 李敏谊, 2022)，还可能对其情绪调节(Evans & English, 2002)、注意力控制(Stevens et al., 2009)以及心理韧性(Masten & Coatsworth, 1998)等方面产生深远影响。因此，采用科学、适宜的工具对儿童的家庭读写环境进行测量，不仅能够帮助家长更全面地了解自身的家庭教育现状，还能为心理学领域中儿童阅读障碍的早期筛查、干预设计及心理健康促进提供重要依据(Sénéchal & LeFevre, 2014; Snowling, 2000)。
家庭读写环境的测量工具在20世纪90年代形成了初步框架。早期工具包括Stipek等人(1992)编制的斯帝佩克家庭学习活动调查表，该工具将家庭读写活动分为正式和非正式活动，正式活动指那些以文字学习为首要目的的读写活动，例如家长教孩子认字和写字；非正式活动指那些不以文字学习为首要目的的读写活动，例如家长给孩子讲绘本故事。Whitehurst(1993)编制的石溪家庭阅读调查表将评估重点拓展至藏书量、亲子阅读频率和时长。接着，Taylor(1996)编制的家庭读写实践清单加入了自主阅读与儿童阅读兴趣等关键因素。随着时间的发展，Griffin和Morrison(1997)编制的家庭读写环境量表进一步关注家庭阅读资源和共享阅读习惯。与此同时，Sénéchal等人(1998)编制的家庭读写模型量表同样关注家庭读写活动，并细化了家长与儿童的互动领域。舒华等人(2002)的研究从家庭藏书量、亲子读写活动和儿童读写活动三个方面考察了家庭读写环境与汉语儿童阅读发展的关系。Krijnen等人(2020)对家庭读写模型进行了现代化改编，增加了对语言教学和接触活动的详细分类。随着研究的深入，非正式读写活动逐渐丰富，开始涵盖游戏、看电视及外出活动等多元活动，如参观博物馆和艺术展览(Su et al., 2022)。总体而言，国内外研究者从人类发展生态学理论视角出发，根据家庭环境对儿童阅读发展的作用路径，将家庭读写环境划分为三个方面：一是各类家庭读写活动，如正式读写活动和非正式读写活动(Sénéchal & LeFevre, 2002)；二是家庭读写资源，如家庭中儿童与成人书籍的数量(舒华 等, 2002; Taylor, 1996)；三是家庭动机氛围，包括家庭中成员对读写活动价值的重视程度，其中儿童自身的读写兴趣是一个重要的衡量指标(Lerkkanen et al., 2012)。
然而，目前已有的家庭读写环境量表主要由西方学者编制，国内相关研究也多以翻译和引入国外量表为主(Su et al., 2017; Zhang et al., 2020)。但汉语作为表意文字，与拼音文字存在显著差异。学习汉字不仅需要记忆拼音，还需建立字形与语音的匹配关系，并掌握汉字的书写规则，因此家庭中需要更多的书写练习。此外，中国儿童还需学习具有文化特色的古诗词和文言文，这些内容在现有量表中均未得到体现。同时，现有量表大多聚焦于学前儿童的家庭读写环境，而忽略了小学阶段这一阅读发展的关键期(Silinskas et al., 2020)。研究表明，小学阶段是儿童从“学会阅读”(learn to read)到“通过阅读学习”(read to learn)的重要过渡期(Chall, 1983)。了解这个阶段的家庭读写环境，将为理解儿童的阅读发展提供更多支持。迄今为止，尚缺乏专门针对汉语小学儿童的家庭读写环境量表。基于此，本研究聚焦于以汉语为母语的小学生，结合最新版本的《义务教育语文课程标准(2022年版)》(中华人民共和国教育部, 2022)，编制了一份结构清晰、贴合中国小学生特点的家庭读写环境量表，并对其信效度进行了系统检验。小学生家庭读写环境量表(Home Literacy Environment Scale for Chinese Children, HLES-CC)的开发旨在为心理学领域评估家庭读写环境对儿童阅读发展的影响提供科学工具，同时为教育实践和政策制定提供参考依据。
2 研究方法
2.1 量表编制
2.1.1 理论构想
在中国知网、万方数据、维普数据库通过关键词“家庭读写环境”“家庭环境”“家庭读写氛围”检索中文全文文献，使用Web of Science、EBSCO、PsycINFO数据库，通过关键词“home literacy”“home literacy environment”“home environment”检索英文文献。通过对收集的文献进行阅读整理，对家庭读写环境的定义、测量维度进行比对，提取家庭读写环境的核心要素。
总体而言，对儿童阅读发展产生显著影响的家庭环境主要有三大方面：一是各类家庭读写活动，如正式读写活动和非正式读写活动(Sénéchal & LeFevre, 2002)；二是家庭读写资源，如家庭中儿童与成人书籍的数量(舒华 等, 2002; Taylor, 1996)；三是家庭动机氛围，包括家庭中成员对读写活动价值的重视程度，其中儿童自身的读写兴趣是一个重要的衡量指标(Lerkkanen et al., 2012)。以上三方面主要基于学前儿童的家庭读写环境总结得出。在进入小学之后，儿童的读写能力以及相关的环境表现出一些新的变化：第一，儿童自发性阅读活动(如学生自主阅读绘本)变多(Mol & Bus, 2011)。第二，对于儿童读写能力的家庭教育要求不仅仅局限于学前期阶段的字词读写，更拓展到家长对内容理解甚至写作能力的引导教育(如家长提问故事内容)(Georgiou et al., 2021)。基于阅读发展阶段理论和前期实证研究的结果，“自发性阅读活动”主要培养阅读习惯与内在动机，而“阅读理解活动”则更聚焦于深度理解能力的培养，这两类活动相互独立并代表了不同的家庭教育取向：一个以儿童主动探索为核心，一个以家长引导为主导(舒华 等, 2002; Chall, 1983; Georgiou et al., 2021)。第三，进入小学后，很多家庭读写活动拓展到了涵盖科学、艺术、历史等多个领域的外出活动，例如参观科学馆、美术馆、博物馆等(Coley et al., 2020; Su et al., 2022)。因此，本研究还加入了自发性阅读活动、阅读理解活动以及教育外出活动这三类适合小学儿童的家庭读写活动。
2.1.2 问卷编制
问卷的项目编制主要可以归为两大类，第一类是基于国内外已有成熟量表中的内容进行修订，修订的原则是符合汉语儿童的学习特点，例如把教授孩子阅读和拼写字母改为阅读和拼写汉字。第二类是结合最新版本的《义务教育语文课程标准(2022年版)》，创编了一些适合小学儿童读写特点的项目，例如古诗词背诵、成语学习、写作练习等。这样，形成了一版包含36个项目的问卷。然后与心理学专家、心理学研究生团队讨论，调整表述后形成第二版问卷。最后，邀请6位小学生家长和一线教师对问卷进行批判性阅读，并结合心理学专家及研究生团队的建议进行删改修订。最终形成小学生家庭读写环境量表初测问卷。初测问卷共32个项目，包含7个维度：正式读写活动(6个项目)、非正式读写活动(5个项目)、自发性阅读活动(4个项目)、阅读理解活动(5个项目)、教育外出活动(5个项目)、读写资源(2个项目)、读写兴趣(5个项目)。要求家长使用李克特量表描述自身或儿童一年内在家庭中进行上述活动的频率(1=从未; 2=偶尔; 3=有时; 4=经常; 5=总是)，分数越高表明家庭读写环境越好。其中读写资源中的2个项目采用7点计分法(1=0～5本; 2=6～10本; 3=11～25本; 4=26～50本; 5=51～100本; 6=101～150本; 7=多于150本)(Su et al., 2017)。教育外出维度采用外出频率与外出时讨论读写话题频率的乘积进行计分，这种计分方法兼顾了外出读写活动的数量与质量，在已有研究中也有应用(Anderson & Dill, 2000)。表1 详细列出了项目内容以及具体出处。
表1 量表各维度项目来源与出处 |
| 维度 | 项目 | 出处 |
| 正式读写活动 | A1教授孩子阅读拼音或汉字 | 根据家庭读写模型量表(Sénéchal et al., 1998)修订 |
| A2教授孩子书写拼音或汉字 | 根据家庭读写模型量表(Sénéchal et al., 1998)修订 | |
| A3训练孩子在学校所学的阅读知识 | 根据家庭读写实践清单(Taylor, 1996)修订 | |
| A4教授以及听写孩子新词语或成语 | 结合《义务教育语文课程标准(2022年版)》创编 | |
| A5检查孩子背诵古诗、古文 | 结合《义务教育语文课程标准(2022年版)》创编 | |
| A6为孩子大声读出日常生活用品的名称 | 根据家庭读写实践清单(Taylor, 1996)修订 | |
| 非正式读写活动 | B1共同阅读绘本 | 根据斯帝佩克家庭学习活动调查表(Stipek, 1992)修订 |
| B2共同阅读寓言或故事、童话故事 | 结合《义务教育语文课程标准(2022年版)》创编 | |
| B3共同朗诵、吟诗或玩押韵游戏 | 根据家庭读写模型量表(Sénéchal et al., 1998)修订 | |
| B4共同玩成语或者词语接龙 | 结合《义务教育语文课程标准(2022年版)》创编 | |
| B5共同玩拼写或汉字字形的游戏 | 根据家庭读写模型量表(Sénéchal et al., 1998)修订 | |
| 自发性阅读活动 | C1孩子自主阅读绘本 | 根据研究(Silinskas et al., 2020)修订 |
| C2孩子独立接受课外阅读课程 | 结合《义务教育语文课程标准(2022年版)》创编 | |
| C3孩子主动讲故事 | 结合《义务教育语文课程标准(2022年版)》创编 | |
| C4孩子用自己的话讨论 | 结合《义务教育语文课程标准(2022年版)》创编 | |
| 阅读理解活动 | D1提问孩子故事书的主要内容 | 根据研究(Georgiou et al., 2021)修订 |
| D2提问孩子故事书的主要活动或人物 | 根据研究(Georgiou et al., 2021)修订 | |
| D3让孩子用自己的语言概括故事书 | 根据研究(Georgiou et al., 2021)修订 | |
| D4提问孩子对于故事书的启发和感受 | 结合《义务教育语文课程标准(2022年版)》创编 | |
| D5给孩子布置写作任务(日记等) | 结合《义务教育语文课程标准(2022年版)》创编 | |
| 教育外出活动 | E1参观科学馆/太空馆及讨论读写话题 | 根据研究(Coley et al., 2020; Su et al., 2022)修订 |
| E2参观美术馆/美术展及讨论读写话题 | 根据研究(Coley et al., 2020; Su et al., 2022)修订 | |
| E3去海洋公园/游乐场及讨论读写话题 | 根据研究(Coley et al., 2020; Su et al., 2022)修订 | |
| E4参观博物馆及讨论读写话题 | 根据研究(Coley et al., 2020; Su et al., 2022)修订 | |
| E5到外地探亲旅游及讨论读写话题 | 根据研究(Coley et al., 2020; Su et al., 2022)修订 | |
| 读写资源 | F1成人书籍数量(纸质与电子总和) | 根据家庭读写环境量表(Griffin & Morrison, 1997)修订 |
| F2儿童书籍数量(纸质与电子总和) | 根据家庭读写环境量表(Griffin & Morrison, 1997)修订 | |
| 读写兴趣 | G1孩子在家里将阅读当作娱乐 | 根据研究(Georgiou et al., 2021)修订 |
| G2孩子享受空闲时光用来阅读 | 根据研究(Georgiou et al., 2021)修订 | |
| G3孩子在整个周末都进行阅读 | 根据研究(Georgiou et al., 2021)修订 | |
| G4孩子喜欢用阅读代替玩耍 | 根据研究(Georgiou et al., 2021)修订 | |
| G5孩子喜欢阅读不同类型的书籍 | 根据研究(Georgiou et al., 2021)修订 |
2.2 问卷施测
2.2.1 被试
采用整群抽样方法，对北京、山东、陕西的三所学校的学生家长发放问卷，共回收有效问卷1654份，本研究的样本均匀覆盖了1～6年级的小学生(一年级311人，二年级218人，三年级273人，四年级253人，五年级391人，六年级208人)，具体年龄范围为6～12岁。第一阶段回收602份问卷(样本1)，其中男生302人，女生300人。第二阶段回收1052份(样本2)，其中男生528人，女生524人。两个阶段的样本相互独立，分别作为后续探索性因素分析和验证性因素分析的样本。
2.2.2 研究工具
除了上述自编初测量表，还选取3个西方经典的家庭读写环境量表作为效标，分别是：Stipek等人(1992)编制的斯帝佩克家庭学习活动调查表(Stipek Home Learning Activities, SHLA)，此量表共27个项目，问卷各维度Cronbach’s α系数为0.74～0.84；Taylor(1996)编制的家庭读写实践清单(Familia Inventory, FI)，此量表共15个项目，问卷的Cronbach’s α系数为0.89；Sénéchal等人(1998)编制的家庭读写模型量表(Home Literacy Model, HLM)，此量表共8个项目，问卷的Cronbach’s α系数为0.86。
为了进一步考察本量表与儿童阅读行为的相互关联，本研究还对来自样本2的526名儿童进行了阅读行为测验，测验采用阅读流畅性任务，该任务包含100个按长度递增的句子。要求儿童在3分钟内默读并快速判断句子意义，例如“太阳从西边升起”。每分钟正确判断的句子所包含的总字数被计为阅读流畅性得分。该任务在之前的一系列汉语研究中被证实是衡量小学儿童阅读能力的良好指标(Song et al., 2015; Su et al., 2017)。
2.2.3 施测程序
施测以学校为单位进行。由主试通过线上问卷星向家长发放问卷，注明问卷作答的自愿性和问卷作答内容的保密性，并介绍问卷作答的注意事项。家长作答完毕通过线上提交。同时，采用方便取样的方法，对样本2的526名儿童进行了阅读行为测验，测验为线下进行，由主试带领儿童一对一完成。
2.3 数据分析
采用SPSS22.0进行数据录入、项目分析和探索性因素分析；采用R4.1.2进行验证性因素分析、信度分析和效标关联度效度分析。为确保各维度分数的等值性，教育外出维度采用“(外出频率×讨论频率)/5”进行转换，读写资源维度采用“(5×书籍等级)/7”的方式进行转换。
3 结果
3.1 项目分析
选取样本1进行题总相关分析，以相关系数不显著或相关性低(相关系数小于0.3)为删除标准。结果表明32个题目与总分的相关系数在0.38和0.77之间，均符合标准。然后，对所有项目进行临界比检验，发现临界比值(CR)均达到0.001的显著水平。
3.2 因素分析
3.2.1 探索性因素分析
在样本1中进行探索性因素分析，取样适当性KMO值为0.94，Bartlett球形检验卡方值为13037.07(p<0.001)，表明该数据集适合进行探索性因素分析。采用主成分分析法抽取因子、最大方差法旋转因子进行探索性因素分析，因子载荷低于0.5的条目被删除。由于A5题和A6题的因子载荷分别为0.46和0.44，因此将这两道题进行删除。对剩余30题再次进行探索性因素分析。经计算后发现，所有项目在因子上的载荷在0.59～0.84之间，特征值大于1的因子共6个，旋转后方差贡献率分别是38.94%、9.21%、7.77%、4.12%、3.86%、3.61%，累积贡献率达到67.51%。其中，因子1包含阅读理解活动以及自发性阅读活动两个方面，考虑到与理论构想不同，对于这两类活动是否应汇总到一个维度，根据后续的验证性因子分析进行进一步确定。因子2为教育外出活动。因子3为读写兴趣。因子4为非正式读写活动。因子5为正式读写活动。因子6为读写资源。
3.2.2 验证性因素分析
选取样本2进行六因子验证性因素分析，结果显示RMSEA大于0.08，CFI与TLI都小于0.90，初始六因子模型拟合数据并非理想，此时有必要对模型进行修正。按照理想模型设计，将第一个因子分为两个因子：C1～C4为自发性阅读活动因子；D1～D5为阅读理解活动因子。再一次进行七因子验证性因素分析，结果表明，七因子模型不仅在统计上表现更优(CFI提升0.04，RMSEA降低0.02)(见表2 )，且更符合理论预期，即将六因子模型中的因子1分别划为“自发性阅读活动”和“阅读理解活动”两个独立因子。综合看来，七因子模型的维度设置能够更全面、更精确地捕捉家庭读写环境的多维构成，尤其是反映了中国家庭教育中自主性与指导性并重的特点(标准化路径系数为0.62～0.94)(见图1 )。
3.3 信度分析
总量表的Cronbach’s α系数为0.93。其中，正式读写活动的Cronbach’s α系数为0.87；非正式读写活动的Cronbach’s α系数为0.94；自发性阅读活动的Cronbach’s α系数为0.86；阅读理解活动的Cronbach’s α系数为0.95；教育外出活动的Cronbach’s α系数为0.94；读写资源的Cronbach’s α系数为0.80；读写兴趣的Cronbach’s α系数为0.91。
3.4 效度分析
3.4.1 结构效度
首先，验证性因素分析结果表明小学生家庭读写环境量表的七因子结构设置合理。其次，各维度之间均呈现显著正相关，相关系数在0.15～0.70之间，各维度与总量表的相关系数在0.52～0.87之间(表3 )。整体来看，各维度之间的相关低于它们与总量表的相关。说明本研究所编量表七因子之间既相对独立，又表现出很高的一致性。
表3 各维度之间的相关矩阵 |
| 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | |
| 1.正式读写活动 | |||||||
| 2.非正式读写活动 | 0.62*** | ||||||
| 3.自发性阅读活动 | 0.57*** | 0.62*** | |||||
| 4.阅读理解活动 | 0.68*** | 0.70*** | 0.66*** | ||||
| 5.教育外出活动 | 0.30*** | 0.45*** | 0.35*** | 0.43*** | |||
| 6.读写资源 | 0.15*** | 0.32*** | 0.26*** | 0.26*** | 0.40*** | ||
| 7.读写兴趣 | 0.35*** | 0.45*** | 0.56*** | 0.43*** | 0.32*** | 0.26*** | |
| 8.总量表 | 0.60*** | 0.74*** | 0.66*** | 0.73*** | 0.87*** | 0.52*** | 0.56*** |
注：***p<0.001，以下同。 |
3.4.2 效标效度
进行效标效度分析显示，自编量表与斯帝佩克家庭学习活动调查表(SHLA)、家庭读写实践清单(FI)、家庭读写模型量表(HLM)均呈现显著正相关(相关系数范围0.62～0.89)。各维度也与三个量表呈现显著正相关，具体见表4 。
表4 效标关联效度 |
| 效标工具 | 正式读写活动 | 非正式读写活动 | 自发性阅读活动 | 阅读理解活动 | 教育外出活动 | 读写资源 | 读写兴趣 | 总量表 |
| SHLA | 0.83*** | 0.75*** | 0.78*** | 0.80*** | 0.43*** | 0.25*** | 0.48*** | 0.73*** |
| FI | 0.66*** | 0.83*** | 0.73*** | 0.78*** | 0.68*** | 0.38*** | 0.54*** | 0.89*** |
| HLM | 0.91*** | 0.75*** | 0.60*** | 0.67*** | 0.32*** | 0.18*** | 0.40*** | 0.62*** |
注：SHLA为斯帝佩克家庭学习活动调查表，FI为家庭读写实践清单，HLM为家庭读写模型量表。 |
3.4.3 跨性别与跨年级等值性检验
为进一步分析量表是否同样适用于男孩和女孩，本研究通过多组验证性因子分析进行跨性别等值性检验。结果如表5 所示，男孩样本和女孩样本具有形态等值(各条目属于相同因子，即结构一致)、弱等值(各条目在对应因子的载荷一致)、强等值(各条目截距一致)。这表明家庭读写环境量表在不同的性别群体中具有相同的潜在结构。
表5 跨性别等值性检验结果 |
| WLSMV χ² | df | χ²/df | CFI | TLI | RMSEA | SRMR | |
| 全部样本 | 2556.78 | 384.00 | 6.66 | 0.92 | 0.90 | 0.07 | 0.05 |
| 男孩样本 | 1438.47 | 384.00 | 3.74 | 0.92 | 0.91 | 0.07 | 0.06 |
| 女孩样本 | 1576.56 | 384.00 | 4.11 | 0.90 | 0.89 | 0.08 | 0.06 |
| 形态等值(结构一致) | 3015.02 | 768.00 | 3.93 | 0.91 | 0.90 | 0.08 | 0.05 |
| 弱等值(载荷一致) | 3029.12 | 791.00 | 3.93 | 0.91 | 0.90 | 0.07 | 0.05 |
| 强等值(截距一致) | 3062.41 | 814.00 | 3.93 | 0.91 | 0.91 | 0.07 | 0.05 |
为确保量表在高低年级间的适用性，进行了跨年级等值性检验，结果显示低年级和高年级具有形态等值(各条目属于相同因子，即结构一致)、弱等值(各条目在对应因子的载荷一致)、强等值(各条目截距一致)。因此，认为家庭读写环境量表在不同的年级中具有相同的潜在结构。
3.5 与儿童阅读行为的关联分析
本研究还测试了526名儿童的阅读行为表现，来考察本量表与儿童阅读能力的相互关联。结果表明，在控制了年级、性别和父母教育背景后，非正式读写活动(r=0.10, p<0.05)、自发性阅读活动(r=0.20, p<0.01)、阅读理解活动(r=0.10, p<0.05)、教育外出活动(r=0.11, p<0.05)、读写资源(r=0.11, p<0.01)、读写兴趣(r=0.18, p<0.01)均与儿童的阅读流畅性呈显著正相关。
4 讨论
本研究结合汉语儿童的学习特点，并依据《义务教育语文课程标准(2022年版)》，最终编制了一份包含30个项目的小学生家庭读写环境量表。研究结果表明，该量表的七因子结构具有良好的模型拟合度，且信效度指标均达到较高水平。目前已有的家庭读写环境量表主要由西方国家研究者编制，且多聚焦于学前阶段。本研究针对汉语阅读发展的关键期—小学阶段，开发了一套适用于该年龄段儿童的家庭读写环境测评工具，为临床诊断与教育实践的应用与推广提供了重要支持。
本研究以家庭读写活动、读写资源和读写动机三大方面作为家庭读写环境量表编制的核心理论框架，并在量表结构构建过程中充分体现了这一框架的指导作用。从本质上看，该量表是在经典家庭读写模型理论基础上的进一步丰富与发展。经典家庭读写模型将家庭读写环境划分为正式读写活动和非正式读写活动两个维度(Sénéchal & LeFevre, 2002)，而本量表对这两个维度的内容进行了扩展。在正式读写活动维度中，基于《义务教育语文课程标准(2022年版)》，在“教授孩子书写拼音或汉字”的基础上，新增了“教授以及听写孩子新词语或成语”这一题目；在非正式读写活动维度中，结合《义务教育语文课程标准(2022年版)》，在“共同阅读绘本”的基础上，新增了“共同玩成语或者词语接龙”等题目。这些新增题目更符合中国学龄期儿童的实际需求，使家庭读写模型的改编更加贴合中国小学生的学习特点与语言环境。
相比以往的家庭读写环境量表，本研究更聚焦小学阶段儿童的特点。在进入正式教育后，儿童逐渐从“学会阅读”过渡到“运用阅读进行学习”，发展为独立的阅读学习者(Mol & Bus, 2011)。这一阶段，阅读不仅是一项技能，更是一种习惯和学习方法，强调自主性与独立性。本量表新增的自发性阅读活动维度充分反映了这一特点。此外，阅读理解活动作为小学儿童阅读发展的重要任务(Georgiou et al., 2021; Silinskas et al., 2020)，在以往量表中鲜有涉及。本研究将其纳入，全面体现了小学阶段家庭读写环境的特征。最后，本量表不仅关注阅读能力，还进一步关注写作能力的发展。根据《义务教育语文课程标准(2022年版)》，新增“给孩子布置写作任务(日记等)”等题目，体现家庭对写作能力培养的支持。
本研究发现，非正式读写活动、自发性阅读活动、阅读理解活动、教育外出活动、读写资源和读写兴趣均显著正向预测儿童阅读行为的发展，表明多维度量表能够有效捕捉影响阅读行为的关键因素，为阅读障碍的早期筛查和干预提供科学依据。尽管家庭环境的影响效应较低，但通过累积效应或间接路径仍能显著作用于阅读能力发展(Gignac & Szodorai, 2016; Sénéchal & LeFevre, 2002)。值得注意的是，尽管本研究聚焦家庭维度，但实践中应综合考虑个体、学校及社会文化等因素，通过全面评估家庭读写环境，精准识别阅读障碍风险并实施有效干预。
为确保量表在高低年级间的适用性，进行了跨年级等值性检验。结果表明，尽管不同年级学生的家庭读写环境在具体内容上可能有所侧重，但其基本结构与测量属性保持稳定。这一发现具有重要意义：首先，它证实了本量表能够稳定地测量不同年级儿童的家庭读写环境；其次，它反映了在中国文化背景下，家庭读写环境的核心维度在小学六年的时间跨度内具有相对稳定的结构。从教育实践角度看，这一结果提示，虽然随着年级提高，家庭读写环境的具体活动形式需要相应调整(如从简单的亲子共读转向更复杂的阅读讨论)，但基础的支持架构应保持一致。对学校与家庭合作而言，可据此设计跨年级连贯的家庭读写支持方案，既尊重不同年级段的特点，又保持核心支持结构的稳定性。
本研究对家庭读写环境的评估指标进行了精简，以读写资源维度为例，仅聚焦儿童与成人图书数量两个核心指标。不同文化背景下的研究(程亚华 等, 2024; Sénéchal & LeFevre, 2014)均验证了这种简化测量的有效性，表明该结构具有稳定性和普适性。这不仅提高了问卷的实用性和完成率，还便于在大规模调查中推广使用。该量表可广泛应用于教育实践的多种场景，例如，在家校合作中可评估家庭教育支持水平，为教师和家长提供针对性指导；在政策制定中可为家庭教育资源分配提供依据；在阅读干预中可用于筛查家庭读写环境中的薄弱环节，为儿童阅读发展提供有针对性的支持。
本研究仍存在一些局限性：第一，横断面数据的设计限制了因果关系的推断，研究结果仅能反映变量之间的相关性。未来可通过纵向追踪研究，利用多个时间点的数据收集，探索家庭读写环境与儿童发展的因果关系。第二，研究数据主要依赖家长自陈报告，可能存在社会期望偏差，影响数据的客观性，未来可采用多源数据收集方法，结合家长报告、教师评价和实地观察，以提高研究的全面性和结论的可靠性。
5 结论
本研究编制的小学生家庭读写环境量表充分结合了小学生的身心发展特点及汉语学习的独特性，具有良好的测量学指标。该量表为精准评估我国小学生的家庭读写环境提供了一种科学、可靠的测评工具。