于家宁

（华东师范大学 课程与教学研究所，上海 200062）

一、问题提出

关于学校氛围的研究最早出现于20世纪30年代，60、70年代达到高潮，后趋于平稳[1]47-50。几十年来，国内外学者从不同角度对学校氛围和学校文化等领域展开了丰富的研究，但由于学校氛围的复杂性，尚未形成统一的界定。James认为，学校氛围是个体对学校环境的总体感知，通过个人和环境之间的相互作用，个人形成对校园气氛的印象[2]1096-1112。Hoy认为，学校氛围是学校中的个体体验并对其行为产生重要影响的、相对持久而稳定的学校环境特征[3]290-311。程正方认为，学校氛围是其内部成员共同感受并影响其组织行为的一系列内部心理特征[4]32-36。从已有研究来看，学者们基本上能在“学校氛围是学校个体感知的、对个体具有稳定而独特影响的学校环境”上达成一致。关于学校氛围的测量主要分为客观和主观两类，客观测量是收集学校环境的具体情况，如学校藏书量等来客观分析学校氛围；主观测量是通过调查学校成员对学校各方面的感知来反映学校氛围情况。由于主观测量不仅能考察学校氛围的具体情况，还可以反映氛围感知对成员行为的影响，近些年逐渐成为测量学校氛围的主要方式。PISA数据考虑学生、校长等多个信息来源，为测量学校氛围提供了很好的主客观数据。

关于学校氛围的研究多集中于对学生行为影响上，主要包括对学生学业表现的影响和对学生学习行为、学习情感等的影响。大量研究证明学校氛围能影响学生的学业表现和学习动机与情感[5]42-44，Griffith研究发现，良好的班级秩序、学生的成就动机、对学校的积极态度都能显著预测学生的学业成绩[6]35-61。在基于PISA数据的学校氛围研究中，张平平发现，学生知觉的师生关系、数学课堂秩序，校长知觉的学生士气、学校消极行为对数学成绩的显著预测作用具有较高的跨文化一致性[7]625-632。赵春花对PISA2012参评国的学校氛围进行研究发现，学校氛围对学生逃学现象、学习效率等方面有很大影响[8]11-20。尽管学者们从不同角度对学校氛围进行了丰富的研究，但对学校氛围与学生阅读素养的关系上关注较少。阅读是学生获取知识，了解和参与社会的重要方式，阅读素养是21世纪学生必备的核心素养之一，也是其他核心素养形成的基础。针对“阅读素养”这一概念，PISA做了如下界定：“阅读素养是为了实现个人发展目标，增长知识，发挥潜能并参与社会活动而理解、运用、反思书面文本并参与阅读活动的能力。”[9]23PISA认为随着社会发展，尤其是终身学习观的提出，阅读素养不再仅仅检测学生在校期间的阅读能力，更是人在一生中接触的各种阅读材料及其在同伴的相互作用下建构起来的一种可增长的知识、技能和策略。因此，关注学校氛围对学生阅读素养的影响，促进学生的阅读素养发展具有重要的现实意义。

二、研究方法

（一）数据来源及变量选择

PISA关于学校氛围的测量包含了学生感知与校长感知两部分，其工具和题目依据有效学校和学校效能领域的研究结果，最终合成了反映学校氛围的典型变量，具有良好的信度与效度。继PISA2000、PISA2009之后，PISA2018再次将阅读素养作为主要评估领域，关于阅读素养的丰富而有针对性的题目为本研究选取变量提供了便利。本研究选择PISA2018中国参评四省市的学生问卷与校长问卷数据进行分析，处理后的数据共包括12017个学生和360所学校。以学生层面和校长层面感知的学校氛围为自变量，探究不同层面的学校氛围变量对因变量阅读素养的影响。学生层面的学校氛围变量包括学校归属感、学校幸福感、对学校的积极态度、成就动机、阅读课堂秩序和阅读课上的教师指导；学校层面的学校氛围变量包括学校课外活动资源、学校社经地位（以学生的平均社会经济地位计算获得，通过学校ID进行匹配）、学生消极行为、师资状况等。

（二）数据处理与分析

本研究使用的PISA2018中国四省市数据来源于OECD PISA官网，由于PISA数据存在嵌套结构，因此本研究在使用SPSS 25.0进行缺失值处理，并进行描述性统计分析和相关分析的基础上，借助MPLUS 7.4进行多水平分析，探究学生个体层面和学校层面对阅读素养的影响。由于PISA2018并不是以单一数据反映学生的阅读素养成绩，而是依据项目反应理论（IRT）将学生的分数以“估计似真值分数”（PV）方式呈现，因此，本研究将学生阅读素养的10个PV值进行平均数处理获得阅读素养成绩。

（三）研究假设

已有研究证明了学校氛围能影响学生的学业表现[5]42-44，而阅读素养是中学生学业表现的重要方面之一。基于已有研究对学校氛围的测量指标的分类，本研究从客观的学校层面因素和主观个体层面因素两方面进行分析。由于学校氛围变量具有嵌套性，因此尝试通过构建多层线性模型，探究氛围因素对学生阅读素养的影响。

在个体层面上，无论是日本的班风量表、美国的学校氛围感知量表，还是国内学者基于相关理论制定的学校气氛问卷，都涉及了教师支持、同学支持和课堂组织等维度，而特拉华校园氛围量表更是进一步将维度进行细分，包含活动参与度、期望水平等方面[10]22-30。结合PISA2018学生问卷中的相关指标，本研究将个体感知的氛围因素进行细分，提出研究假设1：个体层面的变量显著影响学生的阅读素养。具体可分解为假设1-1至假设1-6，即学校归属感、学校幸福感、对校态度、成就动机、阅读课堂秩序和阅读课上的教师指导正向显著影响学生的阅读素养。

在学校层面上，学校的软硬件条件构成了学校氛围的客观测量指标，结合PISA2018校长、学生问卷中的相关指标，提出研究假设2：学校层面的变量显著影响学生的阅读素养。具体可分解为假设2-1至假设2-4，即学校课外活动资源、学校社经地位、学生消极行为、师资状况等显著影响学生的阅读素养。考虑到PISA数据与学校因素的相关性，在使用多层线性模型基础上，本研究试图验证不同学校间的学校氛围因素对学生阅读影响的差异性，并提出研究假设3：个体层面变量对学生阅读素养的影响存在校间差异。

已有文献不同程度验证了学校的课外活动资源、社经地位、学生消极行为、师资等变量对课堂秩序的影响[11]180-213，同时也有研究证明课堂秩序会影响学生的学业成绩。因此本研究试图建立模型分析学校层面的变量对阅读课堂秩序影响阅读素养的调节作用，提出假设4：学校层面变量对阅读课堂秩序影响阅读素养具有调节作用。

三、研究过程与结果

借助MPLUS 7.4分析两层次变量对学生阅读素养的影响，首先，运行零模型，检验使用多层线性模型进行分析的必要性；其次，在学生层面加入变量，检验其对阅读素养的影响，验证假设1-1至1-6；其三，以截距为结果变量的回归模型检验学校层面变量对阅读素养的影响，验证假设2-1至2-4；其四，在斜率水平加入随机变量，检验个体层面对学生阅读素养的影响是否存在校间差异，验证假设3；最后，在斜率水平加入学校层面变量，检验学校层面变量是否会影响“阅读课堂秩序对阅读素养的影响”，验证假设4。

（一）用零模型检验使用HLM的适切性

组内相关系数ICC是检验是否需要进行多水平分析的关键条件，因此，本研究首先运行了零模型M0，ICC=0.507（大于0.059），说明学生阅读素养的成绩有50.7%来自组间变异，即校际差异，因此有必要并且适合进行多水平分析。

（二）学生层面变量对阅读素养的影响

零模型检测了进行多水平分析的必要性，接着验证假设1。在学生层面分别加入学校归属感、学校幸福感、对校态度、成就动机、阅读课堂秩序和阅读课上的教师指导等六个变量，学校层面不含解释变量，验证假设1。学生层面模型及学生层面变量结果如下：

阅读素养ij=β0j+β1j归属感ij+β2j学校幸福感ij+β3j对校态度ij+β4j成就动机ij+β5j班级秩序ij+β6j教师指导ij+eij

β0j=γ00+μ0j

β1j=γ10

β2j=γ20

β3j=γ30

β4j=γ40

β5j=γ50

β6j=γ60

合并：阅读素养ij=γ00+γ10归属感ij+γ20学校幸福感ij+γ30对校态度ij+γ40成就动机ij+γ50班级秩序ij+γ60教师指导ij+eij+μ0j

表1 个体层面模型结果汇总表

上述模型中，γ10表示学校归属感对阅读素养影响的斜率（即β1），若参数估计值达到显著水平，表示学校归属感对学生的阅读素养有显著影响。由统计结果可知，将学生层面的六个变量全部放入后，除了学校幸福感对学生阅读素养没有显著影响外，其余五个变量均能显著预测学生的阅读素养。假设1学生层面变量对学生阅读素养有显著影响除学校幸福感外，都被验证。具体而言，在控制了学校幸福感、对校态度、成就动机、阅读课堂秩序和阅读课上的教师指导之后，学校归属感每增加一个单位，阅读素养提高1.845分，学生感知的学校归属感对阅读素养存在显著正向影响（β1=1.845，p＜0.05），假设1-1被验证。在控制了学校归属感、学校幸福感、成就动机、阅读课堂秩序和阅读课上的教师指导之后，对校态度每增加一个单位，阅读素养提高3.378分，学生对学校的态度对阅读素养有显著的正向影响（β3=3.378，p＜0.001），假设1-3被验证。在控制了学校归属感、学校幸福感、对校态度、阅读课堂秩序和阅读课上的教师指导之后，成就动机每增加一个单位，阅读素养提高0.529分，存在显著正向影响（β4=0.529，p＜0.001），假设1-4被验证。在控制了学校归属感、学校幸福感、对校态度、成就动机、和阅读课上的教师指导之后，阅读课堂秩序每增加一个单位，阅读素养提高5.974分，存在显著正向影响（β5=5.974，p＜0.001），假设1-5被验证。在控制了学校归属感、学校幸福感、对校态度、成就动机、阅读课堂秩序之后，教师指导每增加一个单位，阅读素养降低4.007分，存在显著负向影响（β6=-4.007，p＜0.001），假设1-6被验证。在控制了学校归属感、对校态度、成就动机、阅读课堂秩序和阅读课上的教师指导之后，学校幸福感对阅读素养的影响不显著（β2=-1.104，p＞0.05），假设1-2未被验证。

本研究逐步放入变量，可由方差消减比例公式计算各变量对阅读素养的解释率。在M1-3基础上放入成就动机后，由方差消减比例计算可知，成就动机解释了阅读素养变化的12.35%，在M1-4基础上放入阅读课堂秩序后，由方差消减比例计算可知课堂秩序解释了阅读素养变化的2.59%。

此外，在随机效果的判断方面，截距项的变异数τ00=3082.390，p＜0.001，达到显著水平。说明还可以找到其他变量来解释阅读素养的差异。

（三）学校层面变量对阅读素养的影响

在M1-6基础上删除影响不显著的学校幸福感变量，在截距上添加学校层面的变量，以验证学校课外活动资源、学校社经地位、学生消极行为和师资状况等对阅读素养的影响。模型如下，统计结果见表2。

阅读素养ij=β0j+β1j归属感ij+β2j对校态度ij+β3j成就动机ij+β4j课堂秩序ij+β5j教师指导i+eij

β0j=γ00+γ01课外活动资源j+γ02学习社经地位j+γ03学生消极行为j+γ04师资状况j+μ0j

β1j=γ10

β2j=γ20

β3j=γ30

β4j=γ40

β5j=γ50

合并：阅读素养ij=γ00+γ01课外活动资源j+γ02学习社经地位j+γ03学生消极行为j+γ04师资状况j+γ10归属感ij+γ20对校态度ij+γ30成就动机ij+γ40课堂秩序ij+γ50教师指导i+eij+μ0j。

表2 学校层面模型结果汇总表

由统计结果可知，在M2-4中，在控制了个体层面的影响后，学校层面的变量对阅读素养均有显著影响，假设2被验证。具体而言，在控制了学校社经地位、学生消极行为和师资状况等因素影响后，课外活动资源能正向显著影响学生的阅读素养（γ01=14.027，p＜0.001），课外活动资源每增加一个单位，学生阅读素养提高14.027分，假设2-1被验证。在控制了学校课外资源、学生消极行为和师资状况等因素影响后，课外社经地位能正向显著影响学生的阅读素养（γ02=6.597，p＜0.001），学校社经地位每增加一个单位，学生阅读素养提高6.597分，假设2-2被验证。在控制了学校课外资源、学校社经地位和师资状况等因素影响后，学生消极行为对学生的阅读素养有显著消极影响（γ03=-4.701，p＜0.001），学生消极行为每增加一个单位，学生阅读素养降低4.701分，假设2-3被验证。在控制了学校课外资源、学校社经地位、学生消极行为等因素影响后，师资状况能正向影响学生的阅读素养（γ04=70.545，p＜0.01），课外活动资源每增加一个单位，学生阅读素养提高70.545分，假设2-4被验证。

由方差消减比例公式计算可知，学校课外活动资源解释了学校层面阅读素养比差异的23.08%，在M2-1基础上放入学校社会经济地位后，由方差消减比例计算可知，学校社会经济地位解释了阅读素养变化的5.18%，在M2-2基础上放入学生消极行为后，由方差消减比例计算可知，学生消极行为解释了阅读素养变化的2.57%，同样，师资状态解释了阅读素养变化的1.77%。

（四）个体层面变量对阅读素养影响的校间差异

由M2-4结果可知，学校层面变量对学生阅读素养均有显著影响，因此保留这些变量，并在学校层面（斜率）加入随机效应，探究个体层面的学校归属感、对校态度、成就动机、课堂秩序和教师指导对学生阅读素养的影响是否存在校间差异，验证假设3。模型如下，统计结果见表3。

阅读素养ij=β0j+β1j归属感ij+β2j课堂秩序ij+β3j教师指导ij+β4j对校态度ij+β5j成就动机i+eij

β0j=γ00+γ01课外资源j+γ02学校社经地位j+γ03学生消极行为j+γ04师资状况j+μ0j

β1j=γ10+μ1j

β2j=γ20+μ2j

β3j=γ30+μ3j

β4j=γ40+μ4j

β5j=γ50+μ5j

统计结果显示，τ11为学生层面学校归属感残差的方差，τ11= 0.797，p＞0.05，说明学校归属感对阅读素养的影响的校间差异不显著。τ22为学生层面课堂秩序残差的方差，τ22=27.866，p＜0.05，说明课堂秩序对学生阅读素养的影响存在显著的校间差异。τ33为学生层面教师指导残差的方差，τ33=0.927，p＞0.05，说明教师指导对学生阅读素养的影响不存在显著的校间差异。τ44为学生层面对校态度残差的方差，τ44=18.454，p＞0.05，说明学生对学校的态度对阅读素养的影响不存在显著的校间差异。τ55为学生层面成就动机残差的方差，τ55=0.002，p＞0.05，说明成就动机对学生阅读素养的影响不存在显著的校间差异。假设3被部分验证。

表3 模型3、4结果汇总表

（五）学校层面变量对课堂秩序影响阅读素养的调节作用

在模型3的基础上，模型4在删除了学生层面对阅读素养影响没有显著校间差异的变量，保留了课堂秩序，并在学校层面（斜率）上加入学校归属感、对校态度、成就动机、课堂秩序和教师指导五个变量，以了解学校层面的这些变量对“课堂秩序影响学生阅读素养”的影响，以验证假设4。统计结果见表3，模型如下：

阅读素养ij=β0j+β1j归属感ij+β2j课堂秩序ij+β3j教师指导ij+β4j对校态度ij+β5j成就动机i+eij

β0j=γ00+γ01课外资源j+γ02学校社经地位j+γ03学生消极行为j+γ04师资状况j+μ0j

β1j=γ10

β2j=γ20+γ21课外资源j+γ22学校社经地位j+γ23学生消极行为j+γ24师资状况j+μ2j

β3j=γ30

β4j=γ40

β5j=γ50

由统计结果可知（表3），在课堂秩序β2的斜率水平放入学校层面的变量后，课外资源（γ21=-0.974，p＞0.05）、学校社会经济地位（γ22=0.399，p＞0.05）、学生消极行为（γ=-0.131，p＞0.05）和师资状况（γ=0.329，p＞0.05）四个变量的斜率均不显著，说明学校课外资源、学校社会经济地位、学生消极行为和师资状况对“课堂秩序对学生阅读素养的影响”的调节作用不显著。同时，残差的方差τ22=26.197，p＜0.05，具有显著性，表明变异未被完全解释，后续还可以在此方程中加入其他解释变量。

四、讨论

学校氛围是学校的性格环境，一定程度上体现了学校整体的风气和水平，同时也塑造着处于学校氛围之中的学生们。本研究对学校氛围对学生阅读素养影响的相关发现，一定程度上对我们优化学校氛围促进学生发展具有启示和借鉴意义。

（一）学生感知的学校氛围对阅读素养的影响

研究发现学生感知的学校归属感、班级秩序、教师指导、对校态度、成就动机对学生阅读素养具有显著影响，学校幸福感对阅读素养的影响不显著。一定程度上验证了Cohen、赵春花、王晶莹等人的部分发现。学校归属感能让学生形成一种强烈的身份认同，它会一定程度上改变学生对待学校的态度。正如Cohen的研究发现，如果学生在学校中充满归属感和安全感，能获得师生的支持，学业成绩就会提高。而归属感和对校态度同样受师生关系影响，教师的指导行为，情感投入等都会直接和间接地影响学生的学业成就[11]180-213。如果学生感受到教师的期望和支持，获得积极的指导与帮助，就会产生积极的学业影响，反之，未感受到教师的支持，获得不当的指导会对学业成绩产生消极影响。而本研究中教师的指导对学生阅读素养存在显著的消极影响，可能与教师指导和干预过多，指导方式不当有关。学生层面对阅读素养影响最大的是阅读课堂秩序，这与日常教学现象一致，课堂秩序良好与高阅读素养有着很强的一致性。因此，在教育实践中要注重建立融洽的师生关系，营造愉悦而秩序井然的学校氛围，使学生产生强烈的学校归属感和热爱学校的积极情感与态度。通过改善学校中师生关系（如提高教师的教学和指导能力，提高教师对学生的关注度和支持水平），改善课堂秩序等来达到提高学生阅读素养的目的讲师直接、有效的途径。

（二）学校层面的变量对阅读素养的影响

本研究学校层面的变量主要分为校长感知的学校氛围与学校客观条件。研究发现，学校课外活动资源、社会经济地位、师资情况和学生的消极行为能显著预测学生的阅读素养。教师为学校教育最核心的部分，能直接影响学生的学习效果。本研究中的师资情况极大程度的影响着学生的阅读素养，这就要求政府和学校要重视教师的选拔和培养，把提高师资水平和教学质量作为首要任务。学生的消极行为（如逃学、学习动机低等）对阅读素养有着显著的消极影响，这要求学校和教师在日常教学中应积极引导学生改变消极行为，在学生需要时提供帮助，疏导其消极情绪等。学校课外活动资源与社会经济地位密切相关，两者都对学生阅读素养有着积极的影响。国内外研究已经证明，学校的文化资本和社经地位能有效弥补学生自身家庭社经地位和文化资本的不足。这就启示学校，要重视学校资源建设，为学生阅读素养的发展提供丰富的资源。

此外，通过随机回归系数模型的随机效应结果判断，还存在其他变量能解释学校之间学生阅读素养的差异，因此，其他学生层面和学校层面的因素有待进一步研究。

五、结论

个体层面的学校归属感、对校态度、成就动机、阅读课堂秩序和阅读课上的教师指导能显著影响学生的阅读素养。

学校层面学校课外活动资源、学校社经地位、学生消极行为、师资状况等能显著影响学生的阅读素养。

阅读班级秩序对学生阅读素养的影响存在显著的校间差异。

学校层面的课外活动资源、学校社经地位、学生消极行为和师资状况变量对阅读课堂秩序影响阅读素养的调节作用不显著。