نقش فعالیت‌های حمایتی والدین بر عملکرد سواد خواندن دانش‌آموزان: آزمون برابری مدل‌ها بر حسب جنسیت

نقش فعالیت­های حمایتی والدین بر عملکرد سواد خواندن دانش­آموزان: آزمون برابری مدل­ها بر حسب جنسیت

سودابه حسن زاده بارانی کرد^[1]

تاریخ دریافت: 12/02/1396

تاریخ پذیرش: 20/08/1396

چکیده

در دهه گذشته اهمیت حمایت والدین از فرزندان در فرایند یاددهی-یادگیری، توجه بسیاری از سیاست­گذاران، مربیان، والدین و رسانه­ها را در برنامه های آموزشی به خود جلب کرده است. پژوهش حاضر با هدف بررسی نقش فعالیت­های خانوادگی و فردی بر عملکرد سواد خواندن دانش‏آموزان پایه چهارم ابتدایی بر اساس مطالعات پرلز 2011 انجام پذیرفت. روش مورد استفاده همبستگی بود. با روش نمونه‏گیری سه مرحله­ای (پایه چهارم، مدارس، دانش­آموزان) خوشه­ای طبقه­ای و تصادفی، تعداد 5318 دانش‏آموز (2473 دختر و 2845 پسر) در پایه چهارم ابتدایی و والدین آن‏ها انتخاب شدند. مقیاس­های مورد استفاده شامل وضعیت اقتصادی-اجتماعی (78/0=α)، نگرش دانش­آموز به خواندن (71/0=α)، نگرش والدین به خواندن (85/0=α)، توانایی­های اولیه خواندن (93/0=α)، فعالیت­های اولیه سوادآموزی (83/0=α)، فعالیت­های خواندن در منزل (74/0=α)، تعامل سواد والدین-فرزندان (78/0=α) بود. پس از تأیید مدل‏های اندازه­گیری، نتایج نشان داد در آزمون تغییرناپذیری مدل در برابر جنسیت، تفاوت معناداری در ضرایب مسیر وضعیت اجتماعی-اقتصادی به نگرش والدین به خواندن، نگرش والدین به خواندن به فعالیت­های خواندن در منزل و توانایی­های اولیه خواندن به عملکرد سواد خواندن و تأثیر نگرش والدین به خواندن بر فعالیت­های خواندن در منزل و تعامل سواد والدین-فرزندان وجود داشت. بر این اساس می­توان گفت نقش حمایتی والدین در عملکرد سواد خواندن فرزندانشان به طور مستقیم و غیر مستقیم از طریق نگرش­ها و منابع آموزشی  اثرگذار است.

کلیدواژگان: ،  برنامه آموزش، سواد خواندن، فعالیت­های حمایتی والدین، جنسیت

مقدمه

در دهه گذشته اهمیت مشارکت والدین در آموزش فرزندان خود، توجه زیادی را از جانب سیاست‏گذاران، مربیان، والدین و رسانه­ها را در برنامه های آموزشی به خود جلب کرده است (پتال، کوپر و سیوی^[2]، 2009). بیشتر کارهایی که درباره رابطه بین والدین و فرزندان صورت گرفته ریشه در جهت‏گیری­های نظری دارد. اهمیت این روابط هم به عنوان پایه­ای برای رشد شخصیت و هم به عنوان عاملی برای اجتماعی­شدن فرزندان است. یافته‏های اخیر نشان می­دهد حمایت‏های والدین با رشد هیجانی، رفتاری و عاطفی کودکان رابطه دارد (مورای^[3]، 2009). درگیری والدین در آموزش فرزندان به معنای مشارکت معنادار والدین در حمایت از یادگیری آموزشگاهی و دیگر فعالیت‏های مدرسه می­باشد (مدیر اجرایی^[4]، 2007). مشارکت در آموزش می‏تواند شکل­های مختلفی مانند برقراری ارتباط با مدرسه، شرکت در تصمیم­گیری مدرسه و حمایت از یادگیری در خانه داشته باشد. مشارکت والدین در تکالیف دانش­آموزان نیز راهبردی است که با هدف تسهیل پیشرفت تحصیلی به کار گرفته می‏شود (پتال و همکاران، 2009).

یکی از مهم­ترین حوزه­های پژوهش در زمینه پیشرفت تحصیلی، سواد خواندن می­باشد. یونسکو، سواد خواندن را معیاری مناسب برای سنجش پیشرفت آموزشی و تخمین بهبود آن می­داند (UNDP، 2002). این سازمان اشاره می­کند که رابطه­ای قوی بین سطح سواد خواندن و پیشرفت در جوامع وجود دارد. خواندن، پیش‏نیازی برای موفقیت عملکرد در زمینه­های مدرسه­ای به شمار می­رود. تحقیقات درباره خواندن روی عوامل شناختی و اجتماعی مرتبط با خواندن مانند آگاهی واج­شناختی و زمینه اقتصادی-اجتماعی کودک تمرکز کرده‏اند. هم­چنین به عوامل عاطفی سهیم در پیشرفت خواندن هم‏چون نگرش به خواندن نیز تأکید شده است (چیا و کو^[5]، 2005).

از زمان مطالعه کولمن در سال 1966 درباره برابری فرصت­های آموزشی، وضعیت اقتصادی-اجتماعی به عنوان متغیری مهم در پیش­بینی پیشرفت تحصیلی دانش­آموزان به شمار می­رود. وضعیت اقتصادی-اجتماعی عبارت است از پیشینه­ آموزشی و سرمایه اجتماعی، تحصیلات و امکانات خانوادگی (کیامنش و مهدوی هزاوه^[6]،2008). اکانر-پترسو و میرندا^[7] (2003)، پهلوان صادق (1384)، کیامنش و مهدوی هزاوه (2008) و مایربرگ و راسن^[8] (2006) تأثیر متغیر وضعیت اقتصادی- اجتماعی بر پیشرفت تحصیلی را مثبت و معنادار به دست آوردند. نتایج هم­چنین نشان داده­اند اثر اصلی تعداد کتاب­های کودکان در خانه روی تعامل خواندن کودکان، خودکارآمدی منفی، نگرش مثبت خواندن معنادار است. هم­چنین بر پایه پژوهش اکانر-پترسو و میرندا (2003) کودکانی که کتاب‏های بیشتری دارند، رفتارها و نگرش­های خواندن مثبت­تری دارند.

از عوامل اثرگذار دیگر بر پیشرفت خواندن، محیط سواد خانه^[9] است که مؤلفه­های اصلی آن ابزارها (مثل کتاب، روزنامه، مداد، کاغذ، نامه­ها) و وقایع (مثل خواندن برای کودکان) می‏باشد. کانینگهام^[10] (2008) بیان می­کند محیط­های غنی، تحریک­کننده فعالیت­های چالشی با خزانه بزرگ­تری از رفتارها مانند سئوال‏کردن، پاسخ‏دادن و پیچیدگی تعاملات زبانی می­باشد. نیکولی^[11] و همکاران (2004) بیان می‏کنند که محیط سواد خانه به طور معناداری بر توسعه نگرش مثبت خواندن در کودکان تأثیر دارد و عواملی که به ایجاد نگرش مثبت به خواندن کمک می­کنند شامل باور به مهم بودن خواندن، لذت بردن از خواندن، داشتن خودپنداره بالا به عنوان خواننده و وجود محیطی که محرک تعامل کلامی بین افراد خانواده به طور منظم است. وجود مجموعه کتاب‏های شخصی برای خود و نیز مجلات بیشتر، فراوانی خواندن با و برای کودکان، فضا و فرصت­های خاص برای خواندن، نگرش­ها و الگوهای مثبت خواندن والدین، فراوانی رفتن به کتابخانه و میزان مباحثات والدین- فرزندان می‏باشند. بُعد وقایع بیشتر شامل درگیری والدین است. درگیری والدین در فرایند یاددهی-یادگیری، به درگیری والدین در فعالیت‏های مدرسه، فعالیت­های مبتنی بر خانه و فعالیت­های یادگیری خارج از مدرسه و خانه تقسیم­بندی می‏شوند (زیا^[12]، 2009). فعالیتهای یادگیری        کودک-والدین مبتنی بر خانه، به فعالیت­هایی اطلاق می­شود که والدین را برمی­انگیزد تا در فعالیت­های سواد برای رشد فرزندانشان در خانه مشارکت داشته باشند. این درگیری در فعالیت­های خانه در زمینه خواندن می‏تواند شامل فراوانی کمک اعضای خانوده در تکالیف خواندن، تشویق بچه­ها به خواندن، افزایش توجه به مدرسه، رمزگشایی، خواندن کتاب­ها، دیدار از کتابخانه با بچه­ها، فراهم کردن کتاب در خانه، آگاهی از پیشرفت خواندن بچه­ها، فراهم کردن یک محیط برای مطالعه بچه­ها، تعیین زمان خاص برای مطالعه بچه­ها باشد (زیا، 2009).

گالپر، ویگ­فیلد و سیفلت^[13] (1997) پی بردند که رابطه مشارکت والدین در مدرسه و فعالیت­های یادگیری مبتنی بر خانه به طور مثبتی وابسته به رفتار کلاس درس، سازگاری با مدرسه، خودکارآمدی کودک و سطح کلی پیروی کودک از بزرگسالان در محیط خانه و محیط­های مجاور آن است. سراج بلتفورد و سراج بلتفورد^[14] (2009) با فرا­تحلیل 144 مطالعه پی بردند فعالیت­های مبتنی بر خانه با انگیزش برای یادگیری، پایداری در تکلیف و پذیرابودنِ واژگان رابطه مثبت دارد. مک­وین^[15] و همکاران (2006) نیز پی بردند که سطح بالای مشارکت پدر در فعالیت­های سواد در منزل کاهش رفتار پرخاشگرانه کودک را در پی دارد. در کل مطالعات نشان داده­اند دانش­آموزانی که در فعالیت­های زبان و خواندن در خانه درگیر می‏شوند آمادگی بهتری برای فرایند یادگیری برای خواندن دارند. پژوهش‏های هانسن، روسن و گوستافسون^[16] (2004) و لوکاننوک و تامما^[17] (2005) به تأثیر محیط خانوادگی پرداخته و آن را عاملی مهم در پیشرفت سواد خواندن یافتند.

در مطالعات پرلز، فعالیت­های اولیه سواد، فعالیت­هایی است که دانش­آموز قبل از ورود به مدرسه یاد گرفته و آن‏ها را انجام می­دهد. این فعالیت­ها هم به صورت رسمی و هم غیر رسمی به وی آموزش داده می­شود (مولیس و همکاران^[18]، 2006). فعالیت­های اولیه سواد شامل کتاب خواندن، قصه گفتن، آواز خواندن بچه­ها، بازی با اسباب‏بازی‏های الفبایی، صحبت­کردن دربارۀ کارهای انجام شده، صحبت­کردن درباره آن­چه خوانده است، بازی با کلمات، نوشتن حروف یا کلمات، خواندن تابلوها و برچسب­ها با صدای بلند، رفتن به کتابخانه و خواندن تابلوهای خیابان است (ایچیلف^[19]، 2004). در یادگیری این فعالیت­ها کمک والدین نقش به­سزایی دارد. دنا^[20] (2004)، ساموئلسون^[21] و همکاران (2008) و کانلن و همکاران^[22] (2006) به تأثیر فعالیت­های اولیه سواد بر پیشرفت سواد خواندن پرداخته و آن را عاملی مهم در پیشرفت سواد خواندن می­دانند.

نگرش دانش­آموزان نسبت به موضوعات تحصیلی نیز عاملی مهم در یادگیری و پیشرفت تحصیلی است. نگرش به خواندن به عنوان پیوستاری از نگرش مثبت تا منفی در نظر گرفته می­شود. نگرش به خواندن مهم‏ترین مؤلفه در برنامه درسی خواندن است و توسعه نگرش مثبت به خواندن در کودکان به درگیری مستمر خواندن در سراسر زندگی وابسته است (چیاچوی^[23]، 2005). تسه و همکاران^[24] (2005)، ماتانگوین و آروا^[25] (2006) در پژوهش­های خود به بررسی رابطه نگرش­های دانش‏آموزان و والدین با عملکرد سواد خواندن پرداخته­اند. مرکز مطالعات پرلز (2002) گزارش داده است در بین کشورهای شرکت­کننده در مطالعات پرلز 2001، دانش­آموزانی که نمرات بالایی در پیشرفت خواندن به دست آورده بودند، کسانی هستند که والدینشان وقت بیشتری صرف خواندن می‏کردند.

بر این اساس، پژوهش حاضر با بهره­گیری از مطالعات انجام­شده در صدد است با رویکردی علّی عوامل اثرگذار فردی و خانوادگی بر سواد خواندن را مورد بررسی قرار دهد. برای این منظور مدل زیر تدوین شد:

شکل1- مدل کلی پژوهش

بر اساس مدل فوق، فرضیه­های زیر تدوین گردید:

فرضیه 1: داده­های موجود با مدل ارائه شده برازش دارد.

فرضیه 2: معناداری اثر مستقیم وضعیت اقتصادی-اجتماعی خانواده بر نگرش والدین به خواندن، تعامل سواد والدین-فرزندان، فعالیت­های اولیه سواد، فعالیت‏های خواندن در منزل و نگرش     دانش­آموز به خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

فرضیه 3: معناداری اثر مستقیم نگرش والدین به خواندن بر تعامل سواد والدین- فرزندان، توانایی‏های اولیه خواندن، فعالیت­های اولیه سواد، فعالیت­های خواندن در منزل و نگرش دانش‏آموز به خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

فرضیه 4: معناداری اثر مستقیم تعامل سواد والدین-فرزندان بر فعالیت­های اولیه سواد، نگرش دانش‏آموز به خواندن، فعالیت­های خواندن در منزل و عملکرد سواد خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

فرضیه 5: معناداری اثر مستقیم توانایی­های اولیه خواندن بر نگرش دانش­آموز به خواندن، فعالیت‏های خواندن در منزل، فعالیت­های اولیه سوادآموزی و عملکرد سواد خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

فرضیه 6: معناداری اثر مستقیم فعالیت­های اولیه سواد بر نگرش دانش­آموز به خواندن و عملکرد سواد خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

فرضیه 7: معناداری اثر مستقیم فعالیت­های خواندن در منزل بر نگرش دانش­آموز به خواندن و عملکرد سواد خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

فرضیه 8: معناداری اثر مستقیم نگرش دانش­آموز به خواندن بر عملکرد سواد خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

روش­شناسی پژوهش

جامعه آماری این پژوهش، کلیه دانش آموزان چهارم ابتدایی ایران در سال تحصیلی 90-1389 بود. حجم نمونه در پژوهش حاضر، کلیه دانش­آموزان ایرانی شرکت کننده در مطالعه پرلز 2011 بود. پرلز از یک طرح سه مرحله‏ای خوشه­ای طبقه­ای برای نمونه­گیری استفاده کرده است. در ایران با این روش 250 مدرسه انتخاب گردید. انتخاب این تعداد مدرسه بر اساس خصوصیات جغرافیایی (ایالتی یا استانی)، نوع مدرسه (دولتی یا غیردولتی) و محل آن (شهری یا روستایی) بود. در مرحله سوم، در هر مدرسه یک کلاس به طور تصادفی انتخاب گردید. در بررسی اولیه­ی داده­ها، مشخص شد که بعضی دانش­آموزان به طور کامل به سئوالات پرسشنامه پاسخ نداده­اند و از آنجا که اطلاعات حتی‏الامکان باید بدون مقادیر از دست رفته باشد، تصمیم به حذف اطلاعاتِ دانش­آموزانی که به بیش از 5 درصد از سؤالات پژوهش پاسخ نداده بودند، گرفته شد. بر این اساس تعداد کل افراد نمونه 5318 نفر به دست آمد که از این تعداد، 2473 نفر دختر و 2845 نفر پسر بودند.

در پژوهش حاضر از دو پرسشنامه استفاده شده است: پرسشنامه زمینه­یابی یادگیری خواندن برای سنجش وضعیت اقتصادی- اجتماعی، نگرش والدین به خواندن، فعالیت­های اولیه سوادآموزی، فعالیت­های خواندن در منزل و تعامل سواد والد-فرزند و پرسشنامه دانش­آموز برای سنجش پرسشنامه­های نگرش دانش­آموز، توانایی­های اولیه خواندن و سواد خواندن. برای برآورد پایایی مقیاس­ها از روش آلفای کرونباخ و در تعیین روایی، تحلیل عامل اکتشافی و تأییدی استفاده شد که اطلاعات آن­ها در جدول 1 آمده است.

جدول 1- پایایی ابزارهای مورد استفاده

از آن­جا که این پژوهش، مطالعه میزان تغییرات در یک عامل (عملکرد سواد خواندن) بر اثر تغییرات در چند عامل دیگر است، روش تحقیق از نوع همبستگی بود که شناخت این رابطه با         به­کارگیری مدل معادلات ساختاری و تجزیه و تحلیل ماتریس کوواریانس صورت گرفت.

یافته­ها

معادلات ساختاری، مبنای تحلیل خود را ماتریس کواریانس و همبستگی بین متغیرهای نهفته قرار می­دهد. جدول 2 ماتریس همبستگی بین متغیرهای نهفته را نشان می­دهد.

جدول 2: ماتریس همبستگی متغیرهای نهفته پژوهش

                05/0> p^*               01/0> p^**

داده­های زیر قطر ماتریس، همبستگی بین متغیرهای برونزا و درونزای پژوهش را نشان می­دهد. مقادیر پراکندگی مشترک بین متغیرها همگی معنادارند. رابطه خطی بین متغیرها در همه موارد معنادار به دست آمد و از این رو فرض رابطه خطی بین متغیرها تأیید می­شود.

بررسی الگوی پیشنهادی تحقیق

فرضیه 1 پژوهش: داده­های موجود با مدل ارائه شده برازش دارد.

قبل از تحلیل فرضیه­های تحقیق و به منظور اطلاع از چگونگی حضور هر یک از متغیرهای معرفی شده در الگوی کلی، به عنوان نخستین گام، برازش الگوی پیشنهادی ارائه می­گردد. نتایج حاصل از تحلیل مدل نشان داد که مدل، همگرا است. با بررسی­های انجام شده، نتیجه گرفته شد که متغیر منابع آموزشی در منزل که دارای 4 گویه است پس از جمع گویه­ها به عنوان یکی از     مؤلفه­های وضعیت اقتصادی-اجتماعی در نظر گرفته شود. از این رو فرضیه­های مربوط به این مقیاس به تبع این تصمیم حذف شد. پس مدل حاصل با 8 متغیر تدوین شد. نتایج حاصل از اجرای برنامه لیزرل در نمودار 2 نشان داده شده است.

نمودار 1: الگوی پیشنهادی متغیرهای پژوهش با ضرایب مسیر و متغیرهای مشاهده

جدول 3، اثرات مستقیم، غیر مستقیم و کل متغیرهای مورد پژوهش را نشان می­دهد.

بر اساس داده­های جدول 3، اثرات مستقیم وضعیت اقتصادی- اجتماعی (γ) بر نگرش والدین به خواندن (34/0=β؛ 01/0>p)، تعامل سواد والد-فرزند (21/0=β؛ 01/0>p)، فعالیت­های اولیه سواد (28/0=β؛ 01/0>p)، فعالیت­های خواندن در منزل (16/0=β؛ 01/0>p) و نگرش دانش­آموز به خواندن (12/0=β؛ 05/0>p) معنادار بود.اثر مستقیم نگرش والدین به خواندن(β) بر تعامل سواد والد-فرزند (52/0=β؛ 01/0>p)، توانایی­های اولیه خواندن (38/0=β؛ 01/0>p)، فعالیت­های اولیه سواد (07/0=β؛ 05/0>p) و نگرش دانش­آموز به خواندن (06/0=β؛ 05/0>p) معنادار بود اما بر متغیرهای فعالیت­های خواندن در منزل (01/0=β) معنادار نشد. اثر مستقیم تعامل سواد والد- فرزند بر فعالیت­های اولیه سواد (43/0=β؛ 01/0>p)، فعالیت­های خواندن در منزل (20/0=β؛ 05/0>p) و نگرش دانش­آموز به خواندن (13/0-=β؛ 05/0>p) معنادار اما بر نگرش دانش­آموز به خواندن معنادار به دست نیامد (00/0=β). اثر مستقیم توانایی‏های اولیه خواندن بر فعالیت­های اولیه سواد (32/0=β؛ 01/0>p)، فعالیت­های خواندن در منزل (08/0=β؛ 05/0>p)، نگرش دانش­آموز به خواندن (1/0=β؛ 05/0>p) و عملکرد سواد خواندن (09/0-=β؛ 05/0>p) معنادار شد. اثر مستقیم فعالیت­های اولیه سواد بر نگرش دانش­آموز به خواندن (04/0=β) غیر معنادار و بر عملکرد سواد خواندن دانش­آموزان (40/0=β؛ 01/0>p) معنادار بود. اثر مستقیم فعالیت­های اولیه خواندن بر نگرش دانش­آموز به خواندن (29/0=β؛ 01/0>p) و عملکرد سواد خواندن (12/0=β؛ 05/0>p) معنادار بود. هم چنین اثر مستقیم نگرش دانش­آموز به خواندن بر عملکرد سواد خواندن (24/0=β؛ 01/0>p) معنادار بود.

اثر غیر مستقیم وضعیت اقتصادی- اجتماعی (ξ) بر تعامل سواد والد- فرزند (17/0=β؛ 05/0>p)، توانایی­های اولیه خواندن (13/0=β؛ 05/0>p)، فعالیت­های اولیه سواد (23/0=β؛ 01/0>p)، فعالیت‏های خواندن در منزل (09/0=β؛ 05/0>p)، نگرش دانش­آموز به خواندن (07/0=β؛ 05/0>p) و عملکرد سواد خواندن (27/0=β؛ 01/0>p) مثبت و معنادار شد. اثر غیر مستقیم نگرش والدین به خواندن (η) بر    فعالیت­های خواندن در منزل (13/0=β؛ 05/0>p) مثبت و معنادار و بر نگرش دانش‏آموز به خواندن (03/0=β) غیر معنادار به دست آمد. اثر غیر مستقیم تعامل والد-فرزند بر نگرش دانش­آموز به خواندن (07/0=β؛ 05/0>p) و عملکرد سواد خواندن (18/0=β؛ 01/0>p) معنادار به دست آمد. اثر غیر مستقیم توانایی­های اولیه خواندن بر نگرش دانش­آموز (04/0=β؛ 05/0>p) و عملکرد سواد خواندن (17/0=β؛ 01/0>p) مثبت و معنادار شد. اثر غیر مستقیم فعالیت­های اولیه سواد بر عملکرد سواد (01/0=β) غیر معنادار شد اما اثر غیر مستقیم متغیرهای فعالیت­های خواندن در منزل (07/0=β؛ 05/0>p) و نگرش والدین به خواندن (17/0=β؛ 01/0>p) بر عملکرد سواد خواندن مثبت و معنادار به دست آمد.

اثر کل وضعیت اقتصادی-اجتماعی (γ)بر نگرش والدین به خواندن (34/0=β؛ 01/0>p)، تعامل سواد    والد-فرزند (38/0=β؛ 01/0>p)، توانایی­های اولیه خواندن (13/0=β؛ 05/0>p)، فعالیت­های اولیه سواد (51/0=β؛ 01/0>p)، فعالیت‏های خواندن در منزل (25/0=β؛ 01/0>p)، نگرش دانش‏آموز به خواندن (20/0=β؛ 05/0>p) و عملکرد سواد خواندن (27/0=β؛ 01/0>p)مثبت و معنادار بود. اثر کل نگرش والدین به خواندن (β) بر تعامل سواد والد-فرزند (52/0=β؛ 01/0>p)، توانایی­های اولیه خواندن (38/0=β؛ 01/0>p)، فعالیت­های اولیه سواد (41/0=β؛ 05/0>p)، فعالیت­های خواندن در منزل (14/0=β؛ 05/0>p)، نگرش    دانش­آموز به خواندن (09/0=β؛ 05/0>p) و عملکرد سواد خواندن (17/0=β؛ 01/0>p) مثبت و معنادار بود. اثر کل تعامل سواد والد-فرزند بر فعالیت­های اولیه سواد (43/0=β؛ 01/0>p)، فعالیت­های خواندن در منزل (20/0=β؛ 05/0>p)، نگرش دانش­آموز به خواندن (06/0-=β؛ 05/0>p) و عملکرد سواد خواندن (18/0=β؛ 01/0>p) معنادار بود. اثر کل توانایی­های اولیه خواندن بر فعالیت­های اولیه سواد (32/0=β؛ 01/0>p)،   فعالیت­های خواندن در منزل (08/0=β؛ 05/0>p)، نگرش دانش‏آموز به خواندن (14/0=β؛ 05/0>p) و عملکرد سواد خواندن (08/0=β؛ 05/0>p) معنادار شد. اثر کل فعالیت­های اولیه سواد بر نگرش دانش­آموز به خواندن (04/0=β؛ 05/0>p) و بر عملکرد سواد خواندن دانش­آموزان (41/0=β؛ 01/0>p) معنادار بود. اثر کل متغیر فعالیت­های اولیه خواندن بر نگرش دانش­آموز به خواندن (29/0=β؛ 01/0>p) و عملکرد سواد خواندن (19/0=β؛ 05/0>p) معنادار بود. هم چنین اثر کل نگرش دانش­آموز به خواندن بر عملکرد سواد خواندن (24/0=β؛ 01/0>p) معنادار بود.

جدول 4 آماره­های مربوط به نیکویی برازش مدل را نشان می­دهد.

جدول 4: آماره­های مربوط به نیکویی برازش مدل

با توجه به داده­های جدول 4 شاخص ریشه خطای میانگین مجذورات تقریب 047/0، و ریشه استاندارد میانگین مجذورات باقی­مانده­ها با مقدار 067/0، شاخص نیکویی برازش با مقدار بالا و نزدیک به یک و شاخص تعدیل شده نیکویی برازش با مقدار متوسط انطباق خوب مدل با داده­های مشاهده شده را نشان داد. می­توان در پاسخ به فرضیه یک گفت داده­ها با مدل ارائه‏شده برازش دارد.

تحلیل مدل بر حسب جنسیت

فرضیه 2: معناداری اثر مستقیم وضعیت اقتصادی- اجتماعی خانواده بر نگرش والدین به خواندن، تعامل سواد والدین-فرزندان، فعالیت­های اولیه سواد، فعالیت‏های خواندن در منزل و نگرش دانش­آموز به خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

فرضیه 3: معناداری اثر مستقیم نگرش والدین به خواندن بر تعامل سواد والدین-فرزندان، توانایی‏های اولیه خواندن، فعالیت­های اولیه سواد، فعالیت­های خواندن در منزل و نگرش دانش‏آموز به خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

فرضیه 4: معناداری اثر مستقیم تعامل سواد والدین-فرزندان بر فعالیت­های اولیه سواد، نگرش دانش­آموز به خواندن، فعالیت­های خواندن در منزل و عملکرد سواد خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

فرضیه 5: معناداری اثر مستقیم توانایی­های اولیه خواندن بر نگرش دانش­آموز به خواندن، فعالیت‏های خواندن در منزل، فعالیت­های اولیه سوادآموزی و عملکرد سواد خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

فرضیه 6: معناداری اثر مستقیم فعالیت­های اولیه سواد بر نگرش دانش­آموز به خواندن و عملکرد سواد خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

فرضیه 7: معناداری اثر مستقیم فعالیت­های خواندن در منزل بر نگرش دانش­آموز به خواندن و عملکرد سواد خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

فرضیه 8: معناداری اثر مستقیم نگرش دانش­آموز به خواندن بر عملکرد سواد خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

تحلیل مدل به تفکیک جنسیت

تأثیر مستقیم، غیرمستقیم و کل متغیرهای نهفته پژوهش در هر دو جنس در جدول 5 آمده است.

جدول 5: اثرات مستقیم، غیر مستقیم و کل متغیرهای نهفته پژوهش بر هم در مدل کلی و هر دو جنس

ادامه جدول 5: اثرات مستقیم، غیر مستقیم و کل متغیرهای نهفته پژوهش بر هم در مدل کلی و هر دو جنس

05/0> p^*                            01/0> p^**

اطلاعات موجود در جدول 5 کل اثرات متغیرهای نهفته پژوهش آمده به صورت کل و به تفکیک جنسیت را نشان می­دهد. در بین اثرات مستقیم، اثر فعالیت­های خواندن در منزل بر نگرش دانش­آموز به خواندن با 09/0، فعالیت­های خواندن در منزل و توانایی­های اولیه خواندن بر عملکرد خواندن با 08/0، تعامل سواد والد-فرزند بر فعالیت­های خواندن در منزل با 08/0، وضعیت اقتصادی-اجتماعی بر فعالیت‏های خواندن در منزل و نگرش والدین به خواندن با 07/0 اختلاف بین پسران و دختران، بیشترین تفاوت­ها را داشتند.

در بین اثرات غیر مستقیم، بیشترین تفاوت­های دو مدل دختران و پسران در مسیرها، به ترتیب عبارتند از: وضعیت اقتصادی-اجتماعی بر فعالیت­های خواندن در منزل با 09/0 اختلاف، نگرش والدین به خواندن بر عملکرد سواد خواندن با 08/0 اختلاف، وضعیت اقتصادی-اجتماعی بر عملکرد سواد خواندن با 06/0 اختلاف و نگرش والدین به خواندن بر نگرش دانش­آموز به خواندن با 06/0. در بین اثرات کل، بیشترین اختلاف اثرات بر حسب جنسیت مربوط به اثر نگرش والدین به خواندن بر فعالیت­های خواندن در منزل با 19/0، وضعیت اقتصادی-اجتماعی بر فعالیت­های خواندن در منزل با 16/0، توانایی­های اولیه خواندن بر عملکرد سواد خواندن با 10/0، نگرش والدین به خواندن بر نگرش دانش­آموز با 09/0، فعالیت­های خواندن در منزل بر نگرش دانش­آموز به خواندن با 09/0، تعامل سواد والد-فرزند بر فعالیت­های خواندن در منزل با 08/0، نگرش والدین به خواندن بر عملکرد سواد خواندن با 08/0، وضعیت اقتصادی-اجتماعی بر نگرش والدین به خواندن با 07/0، وضعیت اقتصادی-اجتماعی بر تعامل سواد والد-فرزند با 07/0، وضعیت اقتصادی-اجتماعی بر فعالیت­های اولیه سواد با 06/0 و تعامل سواد والد-فرزند بر فعالیت­های اولیه سواد با 06/0 اختلاف بود.

جدول 6 آماره­های برازش را در مدل کلی و هر دو جنس به تفکیک نشان می­دهد.

جدول 6: آماره­های برازش در مدل کلی و هر دو جنس

داده­های جدول فوق نشان می­دهد هر دو مدل با مقدار خطاهای تقریباً معقول (046/0 برای پسران و 048/0 برای پسران) و نیز شاخص­هی برازندگی نزدیک به یک برازش مناسبی دارند.

آزمون برابری مدل­ها برحسب جنسیت

برای آزمون معناداری مسیرهای دو یا چند مدل از آزمون این­واریانس^[26] استفاده شد که به معنای تغییرناپذیری است. لذا در این پژوهش برابری مسیرهای ساختاری بین مدل­های پسران و دختران با استفاده از آزمون این‏واریانس مورد تحلیل قرار گرفت.

بررسی نتایج ارائه شده در جدول 12 در خصوص آزمون تغییر ناپذیری مدل در برابر جنسیت در شرایط هم­ارزی بارهای عاملی مربوط به تمامی متغیرهای موجود در مدل بیانگر آن است که مقدار تفاوت مجذور کای در حالت مقایسه مدل 1 (41/6493=²χ، 1467=df) با مدل پایه (93/6377=²χ، 1434=df) برابر با 48/115=²Δχ بوده که این مقدار با درجه آزادی 33 و در سطح معناداری 01/0≥p معنادار است (0001/0=²pΔχ). نتایج حاکی از احتمال وجود عدم هم­ارزی در بعضی از بارهای عاملی مربوط به متغیرهای مورد بررسی در میان دو گروه دانش‌آموزان دختر و پسر بوده و بیانگر آن است که اثر بارهای عاملی مربوط به متغیرهای مورد بررسی در میان دو گروه دانش‌آموزان دختر و پسر متفاوت می‌باشد. در همین رابطه بررسی نتایج مربوط به آزمون تغییر ناپذیری مدل در برابر جنسیت در شرایط هم ارزی بارهای عاملی به تفکیک متغیرها، حاکی از عدم وجود هم ارزی بارهای عاملی مربوط به متغیرهای وضعیت اجتماعی- اقتصادی (78/34=²Δχ، 0001/0=²pΔχ)، فعالیت‌های خواندن در منزل (00/27=²Δχ، 0001/0=²pΔχ) و نگرش دانش‌آموزان به خواندن (81/18=²Δχ، 0009/0=²pΔχ) در میان دو گروه دانش‌آموزان دختر و پسر بوده و در سایر متغیرها تفاوت معناداری در اثرات بارهای عاملی در میان دو گروه دانش‌آموزان دختر و پسر مشاهده نگردید.

نگاهی به نتایج ارائه شده در جدول 7 در خصوص آزمون تغییرناپذیری مدل در برابر جنسیت در شرایط هم­ارزی بارهای عاملی و خطاهای اندازه گیری مربوط به تمامی متغیرهای موجود در مدل بیانگر آن است که مقدار تفاوت مجذور کای در حالت مقایسه مدل 2 (71/6660=²χ، 1507=df) با مدل 1 (41/6493=²χ، 1467=df) برابر با (30/167=²Δχ) بوده که این مقدار با درجه آزادی 40 و در سطح معناداری 01/0≥p معنادار است (0001/0=²pΔχ). نتایج حاکی از احتمال وجود عدم هم­ارزی در بعضی از خطاهای اندازه گیری مربوط به متغیرهای مورد بررسی در میان دو گروه دانش‌آموزان دختر و پسر بوده و بیانگر آن است که اثر خطاهای اندازه­گیری مربوط به متغیرهای مورد بررسی در میان دو گروه دانش‌آموزان دختر و پسر متفاوتند. بررسی نتایج مربوط به آزمون تغییرناپذیری مدل در برابر جنسیت در شرایط هم ارزی بارهای عاملی و خطاهای اندازه­گیری به تفکیک متغیرها، حاکی از عدم وجود هم­ارزی خطاهای اندازه‏گیری مربوط به متغیرهای وضعیت اجتماعی- اقتصادی (28/11=²Δχ، 0236/0=²pΔχ)، تعامل سواد والد-فرزند (99/24=²Δχ، 0003/0=²pΔχ)، توانایی‌های اولیه خواندن (24/21=²Δχ، 0007/0=²pΔχ)، فعالیت‌های خواندن در منزل (89/20=²Δχ، 0009/0=²pΔχ) و نگرش دانش­آموز (81/75=²Δχ، 0001/0=²pΔχ) در میان دو گروه دانش‌آموزان دختر و پسر بوده و در سایر متغیرها تفاوت معناداری در اثرات خطاهای اندازه گیری در میان دو گروه دانش‌آموزان دختر و پسر مشاهده نگردید.

بررسی نتایج ارائه شده در جدول 7 در خصوص آزمون تغییرناپذیری مدل در برابر جنسیت در شرایط هم ارزی بارهای عاملی، خطاهای اندازه گیری و ضرایب مسیر مربوط به تمامی متغیرهای موجود در مدل بیانگر آن است که مقدار تفاوت مجذور کای در حالت مقایسه مدل 3 (41/6712=²χ، 1530=df) با مدل 2 (71/6660=²χ، 1507=df) برابر با (70/51=²Δχ) بوده که این مقدار با درجه آزادی 23 و در سطح معناداری 01/0≥p معنادار است (0001/0=²pΔχ). نتایج حاکی از احتمال وجود عدم هم­ارزی در بعضی از ضرایب مسیر مربوط به متغیرهای مورد بررسی در میان دو گروه دانش‌آموزان دختر و پسر بوده و بیانگر آن است که اثر ضرایب مسیر مربوط به متغیرهای مورد بررسی در میان دو گروه دانش‌آموزان دختر و پسر متفاوت است. نتایج مربوط به آزمون تغییرناپذیری مدل در برابر جنسیت در شرایط هم­ارزی بارهای عاملی، خطاهای اندازه­گیری و ضرایب مسیر به تفکیک رابطه زوجی بین متغیرها، حاکی از عدم وجود هم‏ارزی ضرایب مسیر: وضعیت اجتماعی-اقتصادی به نگرش والدین به خواندن (33/7=²Δχ، 0068/0=²pΔχ)، نگرش والدین به خواندن به فعالیت‌های خواندن در منزل (64/4=²Δχ، 0312/0=²pΔχ) و توانایی‌های اولیه خواندن به عملکرد سواد خواندن (98/3=²Δχ، 0460/0=²pΔχ) در میان دانش‌آموزان دختر و پسر بوده و در سایر ضرایب مسیر تفاوت معناداری بین دو گروه دانش‌آموزان مشاهده نگردید.

جدول 7: نتایج آزمون تغییر ناپذیری مربوط به مدل بر حسب جنسیت

ادامه جدول 7: نتایج آزمون تغییر ناپذیری مربوط به مدل بر حسب جنسیت

ادامه جدول 7: نتایج آزمون تغییر ناپذیری مربوط به مدل بر حسب جنسیت

ادامه جدول 7: نتایج آزمون تغییر ناپذیری مربوط به مدل بر حسب جنسیت

ادامه جدول 7: نتایج آزمون تغییر ناپذیری مربوط به مدل بر حسب جنسیت

ادامه جدول 7: نتایج آزمون تغییر ناپذیری مربوط به مدل بر حسب جنسیت

            05/0> p^*                  01/0> p^**

بحث و نتیجه­گیری

بر اساس رویه معمول در مطالعات تحلیل ساختار کوواریانس، در این پژوهش نیز پس از بررسی روان‏سنجی هریک از گویه­های مقیاس­های مورد استفاده (تحلیل عاملی اکتشافی و تأییدی)، الگوی مورد نظر از حیث روابط بین متغیرها آزمون شد. بر اساس مدل طراحی­شده و بر پایه متغیرهای بین گروهی جنسیت، 8 فرضیه در پژوهش وجود داشت که به ترتیب یافته­های مرتبط با آن­ها به ترتیب مورد بررسی قرار گرفته است.

فرضیه 1: داده­های موجود با مدل ارائه شده برازش دارد.

بر اساس یافته­ها، شاخص­های برازش با مقادیر بالا و شاخص­های مربوط به خطا با مقادیر کم حاکی از برازش مدل با داده­های موجود بود. از این رو می­توان مدل پیشنهادشده را به عنوان مدلی منطقی که پشتوانه آماری و ریاضی دارد، پذیرفت. هدف از ارزیابی برازش کل مدل این است که مشخص شود تا چه حد کل مدل با داده­های تجربی مورد استفاده سازگاری و توافق دارد. در این پژوهش مدل موجود (ارائه­شده) با داده­ها برازش مناسبی داشت و می­توان یافته­ها را بر اساس این مدل تبیین کرد.

فرضیه 2: معناداری اثر مستقیم وضعیت اقتصادی-اجتماعی خانواده بر نگرش والدین به خواندن، تعامل سواد والدین-فرزندان، فعالیت­های اولیه سواد، فعالیت‏های خواندن در منزل و نگرش دانش­آموز به خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

در بررسی اولیه در بین اثرات مستقیم در مدل پسران و دختران، اثر وضعیت اقتصادی- اجتماعی بر نگرش والدین به خواندن و فعالیت­های خواندن در منزل تفاوت داشتند. نتایج مربوط به آزمون تغییرناپذیری مدل در برابر جنسیت در شرایط هم ارزی بارهای عاملی، خطاهای اندازه­گیری و ضرایب مسیر به تفکیک رابطه زوجی بین متغیرها، حاکی از تفاوت ضرایب مسیر وضعیت اجتماعی-اقتصادی به نگرش والدین به خواندن، نگرش والدین به خواندن به فعالیت­های خواندن در منزل و توانایی­های اولیه خواندن به عملکرد سواد خواندن بود. در سایر ضرایب مسیر تفاوت معناداری بین دو گروه دانش‌آموزان مشاهده نگردید. در ضرایب فوق، تفاوت به نفع دختران بود. با توجه به ضرایب بدست آمده، می­توان گفت وضعیت اقتصادی- اجتماعی بر نگرش والدین به خواندن در دختران بیش از پسران است. این یافته با نتایج پژوهش‏های انجام­گرفته در زمینه تأثیر نگرش والدین بر فعالیت­های خواندن در منزل (مانند مرکز مطالعات بین­المللی پرلز، 2002)، نگرش والدین بر فعالیت­های خواندن در منزل (ماتانگوین و آروا، 2006)، وضعیت اقتصادی-اجتماعی بر نگرش والدین به خواندن (چیاچوی، 2005)، توانایی­های اولیه بر عملکرد سواد خواندن (چیو و چانگ^[27]، 2006)، و نگرش والدین بر نگرش دانش­آموز (چیا و کو، 2005) همسو است. از سویی دیگر مغایر با نتایج پژوهش­های دنا (2004) و اسوالاندار و تاب^[28] (2006)، کندی، ترانگ و هیل^[29] (2006) در ضریب فعالیت­های اولیه سوادآموزی بر عملکرد سواد، سالکانن^[30] (2007) در مسیر نگرش والدین به خواندن بر عملکرد سواد خواندن بود. در پژوهش نامداری پژمان (1387) نیز ارتباط نگرش والدین به خواندن با فعالیت­های اولیه سوادآموزی در دو گروه پسران و دختران معنادار نبود. وضعیت اقتصادی-اجتماعی عبارت است از پیشینه­ آموزشی و سرمایه اجتماعی، تحصیلات و امکانات خانوادگی. به نظر می­رسد هر چه امکانات آموزشی (مانند تعداد کتاب­های موجود در محیط خانوادگی دانش­آموز)، تحصیلات والدین (به لحاظ آینده­نگری و اثرپذیری از شغل و تحصیلات والدین) و امکانات خانوادگی (به لحاظ فراهم آوردن تجربیات بیشتر) بیشتر و بالاتر باشد، بر عملکرد تحصیلی به طور کلی و قدرت درک مطلب و تفسیر به عنوان دو جزء اصلی سواد خواندن، تأثیر بیشتری داشته باشد.

فرضیه 3: معناداری اثر مستقیم نگرش والدین به خواندن بر تعامل سواد والدین-فرزندان، توانایی‏های اولیه خواندن، فعالیت­های اولیه سواد، فعالیت­های خواندن در منزل و نگرش دانش‏آموز به خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

نتایج اولیه حاکی از آن بود در بین اثرات مستقیم در مدل پسران و دختران، اثر نگرش والدین به خواندن بر فعالیت­های خواندن در منزل و تعامل والدین-فرزندان تفاوت داشتند. نتایج مربوط به آزمون تغییرناپذیری مدل حاکی از تفاوت در مسیر نگرش والدین به خواندن بر فعالیت­های خواندن در منزل بود. در سایر ضرایب مسیر، تفاوت معناداری بین دو گروه دانش‌آموزان مشاهده نشد. در مسیر یادشده تأثیر نگرش والدین به خواندن بر فعالیت­های خواندن در منزل در پسران منفی و در دختران مثبت بود. این یافته با نتایج پژوهش‏های رشید، موریس و سوسیک^[31] (2005)، ریچی^[32] (2004) همسو بود. از طرفی با نتایج بدست آمده از پژوهش­های مرکز مطالعات بین­المللی پرلز (2002) و ریچی (2004)، در زمینه اثرگذاری بر نگرش دانش­آموز مغایر و در همین مسیر با نتایج تحقیق نامداری پژمان (1387) همسو است. در مسیر توانایی­های اولیه با نتیجه پژوهش اسولاندار و تاب (2006) همسو و با نتایج هانی و هیل^[33] (2004) مغایر است. همچنین در مسیر فعالیت­های اولیه سوادآموزی با نتایج نامداری پژمان (1387) همسو و با نتیجه هانی و هیل (2006) مغایر است. نگرش­ها جنبه­­ای مهم از زندگی عاطفی و احساسی هستند که غالباً تعیین­کننده­ شیوه برخورد ما با اشیا، افراد یا اندیشه­ها می­باشند. این عنصر مهم انسانی، سه بعد شناختی، عاطفی و رفتاری را در بر دارد. تعامل بین این سه باعث بروز رفتار می­شود و       حالتی پیوسته بین این سه برقرار است. بر اساس نظریه ویگوتسکی (فرهنگی-اجتماعی) و بندورا (شناختی- اجتماعی) نگرش­ها قابل انتقال و یادگیری هستند.

فرضیه 4: معناداری اثر مستقیم تعامل سواد والدین-فرزندان بر فعالیت­های اولیه سواد، نگرش دانش‏آموز به خواندن، فعالیت­های خواندن در منزل و عملکرد سواد خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

نتایج به دست آمده حاکی از آن بود که هیچ یک از ضرایب تفاوت معناداری در بین مدل­های مربوط به جنسیت ندارند. پژوهش­های انجام­گرفته به ندرت تفاوت­های جنسیتی را در با این شیوه مورد بررسی قرار داده­اند. در کلیت این فرضیه، این نتیجه با نتایج پژوهش­های ماتوسزنی، باندا و کولمن^[34] (2007) و یی‏لینگ، هواوی و کام^[35] (2008) همسو است. در بخش ضرایب، یافته­های به دست آمده با نتایج پژوهش‏های سالکانن (2007) و ساموئلسون و همکاران (2008) [در مسیر تعامل سواد به سواد خواندن]، چیو و چانگ (2006) و اسوالاندار و تاب (2006) [در مسیر تعامل سواد به فعالیت­های خواندن در منزل]، کندی و همکاران (2006) [در مسیر تعامل سواد به فعالیت­های اولیه خواندن] مغایر است. ویگوتسکی می­گوید کودکانی که به تنهایی از عهده انجام پاره­ای تکالیف یادگیری بر    نمی­آیند به کمک بزرگسالان یا دوستان بالغ­تر و آگاه­تر از خود انجام آن کارها را یاد می­گیرند. رشد شناختی زمانی به حداکثر می­رسد که در منطقه تقریبی رشد، تعامل اجتماعی صورت پذیرد. والدین اولین معلمان فرزندان هستند. حمایت والدین در کمک به یادگیری و خواندن متون می­تواند در   دانش­آموز آمادگی بیشتری ایجاد کند. تعامل والدین و فرزندان در زمینه خواندن می­تواند شامل فراوانی کمک اعضای خانوده در تکالیف خواندن، تشویق بچه‏ها به خواندن، افزایش توجه به مدرسه، رمزگشایی، خواندن کتاب­ها، دیدار از کتابخانه با بچه­ها، فراهم کردن کتاب در خانه، آگاهی از پیشرفت خواندن بچه­ها، فراهم کردن محیطی برای مطالعه کودکان و تعیین زمان خاص برای مطالعه آن­ها باشد. در بیان علت مغایرت می­توان به عواملی همچون بالابودن توانایی کلامی دختران، توجه به ظرافت­ها و جزئیات محیط در دختران اشاره داشت.

فرضیه 5: معناداری اثر مستقیم توانایی­های اولیه خواندن بر نگرش دانش­آموز به خواندن، فعالیت‏های خواندن در منزل، فعالیت­های اولیه سوادآموزی و عملکرد سواد خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

در بررسی نتایج حاصل مربوط به دو مدل پسران و دختران، ابتدائاً ضرایب مسیر توانایی­‏های اولیه خواندن بر سایر متغیرها معنادار بود. نتایج حاصل از اجرای آزمون تغییرناپذیری دو مدل نشان داد تنها در مسیر توانایی­های اولیه خواندن به عملکرد سواد خواندن بین پسران و دختران تفاوت وجود دارد. در سایر ضرایب تفاوت معناداری بدست نیامد. با توجه به ضرایب به دست آمده در مدل پسران توانایی­های اولیه خواندن بر عملکرد سواد خواندن تأثیر مثبت‏تری دارد. در مسیر توانایی­های اولیه به نگرش دانش­آموز به خواندن نتایج به دست آمده با نتایج پژوهش کانلن و همکاران (2006) همسو و با نتایج پژوهش مایربرگ و راسن (2006) و چیا و کو (2005) مغایر است. مسیر تواناییهای اولیه به عملکرد سواد خواندن با نتایج پژوهش مایربرگ و راسن (2006) و کانلن و همکاران (2006) همسو بود. همچنین نتایج مسیر توانایی‏های اولیه به فعالیت­های سوادآموزی با نتایج مایربرگ و راسن (2006) همسو است. اساس یادگیری کودکان مدت­ها پیش از رشد مهارت­های زبانی و شناختی لازم برای خواندن، با استفاده از تجربیات آن­ها، در زمینه زبان گفتاری و نوشتاری بنا نهاده می‏شود (مولیس و همکاران، 2006). ویژگی‏های خاص خانوادگی می تواند جوی را به وجود آورد که کودکان را به کاوش و به دست آوردن تجربه در زمینه زبان و اشکال مختلف متن تشویق کند. توانایی­های اولیه منطبق بر نظریه ویگوتسکی [منطقه تقریبی رشد] است که در آن کودکان از طریق کمک­های بزرگسالان و نیز همسالان،    توانمندی­های لازم را برای یادگیری و برخورد با متون کسب می­کنند.

فرضیه 6: معناداری اثر مستقیم فعالیت­های اولیه سواد بر نگرش دانش­آموز به خواندن و عملکرد سواد خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

تفاوت ضریب مسیر فعالیت­های اولیه سوادآموزی بر عملکرد سواد خواندن در بررسی اولیه تشخیص داده شد. پس از آزمون تغییرناپذیری این تفاوت معنادار نشد. در باره تفاوت فعالیت­های اولیه سواد و عملکرد سواد خواندن نیز تفاوت معناداری بین دو مدل مشاهده نشد. به عبارتی فرضیه مطرح شده تأیید نشد. در مسیر فعالیت­های اولیه سوادآموزی بر نگرش، نتایج به دست آمده با نتایج  پژوهش­های اسوالاندار و تاب (2006)، سالکانن (2007) مغایر و از طرفی با نتایج چیا و کو (2005) و نامداری پژمان (1387) همسو است. در مسیر فعالیت­های اولیه سواد بر عملکرد سواد خواندن، نتایج به دست آمده با نتایج کندی و همکاران (2006) و نیتن، ورهافن و دروپ^[36] (2008) مغایر و با نتایج نامداری پژمان (1387) همسو است. علت مغایرت در مسیرهای مذکور را باید در عواملی همچون توجه ناکافی خانواده­ها به فعالیت­های سوادآموزی دانش­آموزان، تفاوت­های فرهنگی و نیز تفاوت در نوع و تعداد متغیرهای مدل­ها جستجو کرد. فعالیت­های اولیه­ی سواد فعالیت­هایی هستند که دانش­آموز قبل از ورود به مدرسه یاد می­گیرد و آن را انجام می­دهد. این فعالیت­ها هم به صورت رسمی و هم غیر رسمی به وی آموزش داده می­شود. نتایج پژوهش­های مختلف (نقل از مولیس و همکاران، 2006) نشان می­دهد پایه و اساس یادگیری کودکان مدت­ها پیش از رشد مهارت­های زبانی و شناختی لازم برای خواندن، با استفاده از تجربیات آن­ها، در زمینه­ی زبان گفتاری و نوشتاری بنا نهاده می­شود. ویژگی­های خاص خانه می­تواند جوی به وجود آورد که کودکان را به کاوش و به دست آوردن تجربه در زمینه زبان و اشکال مختلف متن تشویق کند. از این رو فعالیتهای اولیه سوادآموزی نقش غیر قابل انکاری در نگرش و عملکرد در زمینه سواد خواندن دارند.

فرضیه 7: معناداری اثر مستقیم فعالیت­های خواندن در منزل بر نگرش دانش­آموز به خواندن و عملکرد سواد خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

نتایج اولیه حاکی از آن بود در بین اثرات مستقیم در مدل پسران و دختران، اثر فعالیت­های خواندن در منزل بر نگرش دانش­آموز به خواندن و عملکرد سواد خواندن مشخص گردید. این نتیجه با نتایج پژوهش­های بلوا و همکاران^[37] (2005) و پتر و بادورینا^[38] (2005) همسو است. نتایج مربوط به تغییر ناپذیری مدل در برابر جنسیت، تفاوت معناداری را نشان نداد. به همین دلیل روابط موجود در فرضیه فوق رد می­شود. نتایج مایربرگ و راسن (2006) در خصوص تأثیر فعالیت‏های خواندن در منزل بر عملکرد سواد خواندن در کشورهای اروپایی با توجه به متغیر جنسیت معنادار اما در کشورهای آسیایی غیر معنادار به دست آمد. نتایج پژوهش حاضر با بخش آسیایی نتایج مایربرگ و راسن (2006) و مک وین و همکاران (2006) همسو است.

فرضیه 8: معناداری اثر مستقیم نگرش دانش­آموز به خواندن بر عملکرد سواد خواندن در دختران و پسران متفاوت است.

تفاوت بین مدل پسران و دختران در رابطه فوق، پس از اجرای آزمون تغییرناپذیری معنادار نشد، لذا فرضیه فوق رد می­شود. در زمینه تأثیر نگرش بر عملکرد که در اینجا معنادار بود،  پژوهش­های دیگر نیز به این نتیجه دست یافته­اند (چیاچوی، 2005؛ تسه و همکاران، 2005؛ ماتانگوین و آروا، 2006). در زمینه تغییرناپذیری مدل، نتیجه به دست آمده با یافته­های      پژوهش­های نامداری پژمان (1387)، مرکز ملی مطالعات پرلز (2002)، چیو و چانگ (2006)، سالکانن (2007) و پسچر^[39] (2010) مغایر است. نگرش دانش­آموزان نسبت به موضوعات تحصیلی نیز عاملی مهم در یادگیری و پیشرفت تحصیلی است. نگرش به خواندن به عنوان پیوستاری از نگرش مثبت تا منفی در نظر گرفته می­شود. نگرش به خواندن مهم­ترین مؤلفه در برنامه درسی خواندن است و توسعه نگرش مثبت به خواندن در کودکان به درگیری مستمر خواندن در سراسر زندگی وابسته است. پژوهشگران مختلفی (مانند تسه و همکاران، 2005، ماتانگوین و آروا، 2006) به این نتیجه رسیده­اند والدینی که اوقات فراغت خود را صرف خواندن می­کنند و معتقدند که خواندن جایگاه مهمی در زندگی آنان دارد، فرزندانی به مراتب موفق­تر دارند.

پیشنهادها

به پژوهشگران توصیه می­گردد در این زمینه ها به پژوهش بپردازند:

1- با توجه به این که در پژوهش حاضر، مدل از منظر سه متغیر وضعیت اقتصادی- اجتماعی، جنسیت و نوع مدرسه آزمون شد، پیشنهاد می­شود پژوهشگران آتی متغیرهای دیگری مانند دوزبانه یا چندزبانه بودن، شهری و روستایی، زندگی با پدر و مادر و سرپرست، شاغل بودن و یا نبودن پدر و مادر و ... مورد بررسی و آزمون قرار دهند.

2- پژوهش حاضر بر روی دانش­آموزان ایرانی شرکت­کننده در مطالعه­ی پرلز 2006 در پایه چهارم ابتدایی انجام گرفت. مناسب است تا پژوهش­های دیگری روی داده­های 2011 انجام شود تا بتوان به صورت روندی تغییرات ایجادشده را مشاهده و برای آینده برنامه­ریزی کرد.

3- با توجه به این که دانش­آموزان مورد مطالعه از مدارس دولتی و غیر دولتی هستند، تحلیلی بر اساس سطوح متغیر مدرسه صورت گیرد تا نقش عوامل درون مدرسه­ای بر پیشرفت سواد خواندن دانش­آموزان مشخص­تر شود.

منابع

1. 1.           پهلوان صادق، اعظم (1384). بررسی رابطه بین متغیرهای وضعیت اقتصادی-اجتماعی خانواده، متغیرهای فردی با پیشرفت ریاضی براساس داده های تیمز 2003. پایان نامه کارشناسی ارشد تحقیقات آموزشی دانشگاه تربیت معلم تهران، دانشکده روانشناسی و علوم تربیتی.
2. 2.           نامداری پژمان، مهدی (1387). رابطه خودپنداره خواندن، فعـالیت­های پیش دبستانی، نگـرش دانش آموزان و والدین به خواندن با عملکرد سواد خواندن دانش آموزان پایه چهارم ابتدایی (براساس مطالعات پرلز 2006). پایان نامه کارشناسی ارشد تحقیقات آموزشی دانشگاه تربیت معلم تهران، دانشکده روانشناسی و علوم تربیتی.
3. 3.            Administrative Directive (2007). Parental and family involvement in support of academic achievement, retrieved from www.pps.k12.or.us/files/board/7_10_041_AD.pdf
4. 4.            Belova, S., Kulderknup, E., Pandis, M., Vahar, O (2005). Application of the early total immersion program in Estonian kindergartens: Project 2002-2004. 14th European Conference on Reading, Literacy without Boundaries. Zagreb, Croatia. PP. 83-88.
5. 5.            Chia-Chui, C (2005). Relations between parental factors and children’s reading behaviors and attitudes: Results from PIRLS 2006 field test in Taiwan. The Second IEA International Research Conference: Washington University, PP. 249-259.
6. 6.             Chiu, C. H. and Ko, H. W (2005). Relations between parental factors and children’s reading behaviors and attitudes: Results from PIRLS 2005 Field Test in Taiwan, retrieved from www.iea.nl/fileadmin/user_upload/IRC2006/IEA.../Chiu-Ko.pdf
7. 7.            Chiu, M. M. and Chang, C. M (2006). Gender, Context and Reading: A Comparison of Students in 43 Countries. Chinese university of Hong Kong.
8. 8.            Conlon, E. G., Zimmer-Gembeck, M. J., Creed, P. A. & Tucker, M (2006). Family History, Self-Perception, Attitudes and Cognitive Abilities are Associated with Early Adolescent Reading Skills. Australia: School of psychology, Griffith University, Gold Coast.
9. 9.            Cunningham, D. D (2008). Literacy environment quality in preschool and children’s attitudes toward reading and writing. Literacy Teaching and Learning, 12(2), 19-36.
10. 10.         Dana, D (2004). The effects of early literacy activities upon reading achievement in grade four in eastern European countries. Paper Presented at the 1st IEA International Research Conference Nicosia, Cyprus.
11. 11.         Galper, A., Wigfield, A., Seefeldt, C (1997). Head start parents' beliefs about their children's abilities, task values, and performances on different activities. Child Development; No 68. PP. 897–907.
12. 12.         Haney, M., & Hill, J (2004). Relationships between Parent-Teaching Activities and Emergent Literacy in Preschool Children. Early Child Development and Care, 174(3), 215.
13. 13.         Hansen, K. Y., Rosen, M., Gustafsson, J. E (2004). Effects of socio-economic status on reading achievement at collective and individual levels in Sweden in 1991 and 2001. Paper Presented at the 1st IEA International Research Conference Nicosia, Cyprus.
14. 14.         Ichilov, O (2004). Political learning and citizenship education under conflict. New York and London: Routledge.
15. 15.         Kennedy, A., Trong, K. and Hill, C (2006). Examining literacy, gender, and the home environment in PIRLS 2001 countries. The Second IEA International Research Conference: Washington University, PP. 39-48.
16. 16.          Kiamanesh, A. R. and Mahdavi-Hezaveh, M (2008).Influential factors causing the gender differences in mathematics’ achievement scores among Iranian eight graders based on TIMSS 2003 data.Proceedings of the IRC-2008 TIMSS, Taiwan.
17. 17.         Lukanenok, K., Tammemae, T (2005). Beginning reading and writing through phonetic and phonological exercises: New training materials for children of preschool age. 14th European conference on reading, Literacy without Boundaries. Zagreb, Croatia, PP.73-76.
18. 18.         Mathangwane, J. T. and Arua, A. E (2006). Family literacy: attitudes of parents towards reading in rural communities in Botswana. The Reading Matrix, Vol 6. N2, PP. 46-59
19. 19.         Matuszny, R. M., Banda, D. R., & Coleman, T. J (2007). A Progressive Plan for Building Collaborative Relationships with Parents from Diverse Backgrounds. Teaching Exceptional Children, 39(4), 24-31.
20. 20.         McWayne, C., Owsianik, M., Neale, R., Burger, E., Baluyot, R., Cleary, B (2006). Mother and father involvement and children’s emotional and behavioral adjustment in a culturally diverse head start center, retrieved from http://www.acf.hhs.gov /programs/opre/hsrc/ proceedings/posters/parent_involvement.pdf
21. 21.         Mullis, I., Kennedy, A., Martin, M. and Sainsbury, M (2006). Assessment Framework and Specifications (2nd Ed).Boston College: International association for the evaluation achievement.
22. 22.         Murray, C (2009). Parent and teacher relationships as predictors of school engagement and functioning among low-income urban youth, Journal of Early Adolescence, 29 (3).376-404
23. 23.         Myrberg.E., & Rosén, M (2006). A cross-country comparison of direct and indirect effects of parents’ education on students’ reading achievement, Paper Presented at the Second IEA International Research Conference: Washington University, PP. 307-318.
24. 24.         Netten, A., Verhoeven, L., & Droop, . (2008). Predictors of reading literacy in the Netherlands. Paper Presented at the Third IEA International Research Conference: Chinese Taipe.
25. 25.         Nickoli, A., Hendricks, C., Hendricks, J., and Smith, A (2004). Understanding the relationship between attitudes toward reading and home literary environment, retrieved from www.americanreadingforum.org/.../04.../Nickoli_Hendricks_ARF_04.pdf
26. 26.          26.O’connor-petruso, S.H., and Miranda, K (2003).Gender inequities among the top scoring nations, Singapore, republic of Korea, and chinest Taipei, in mathematics achievement from the TIMSS-R study.Proceedings of the IRC-2004 TIMSS.
27. 27.         Patall, E.A., Cooper, H., and Civey, Robinson, J (2009).Parent involvement in home work: a research synthesis, Review of Educational Research, 78(4), 1039–1101
28. 28.         Petr, K., Badurina, B (2005). Family literacy and poverty: related or not? 14th European Conference on Reading, Literacy without Boundaries Zagreb, Croatia, PP. 89-100
29. 29.         Petscher, Y (2010). A meta-analysis of the relationship between student attitudes towards reading and achievement in reading, Journal of Research in Reading, 33 (4), pp 335–355.
30. 30.         PIRLS (2002). Executive Summary (PIRLS 2001). Boston College: International association for the evaluation achievement.
31. 31.         Rashid, F. L., Morris, R. D., & Sevcik, R. A (2005). Relationship between Home Literacy Environment and Reading Achievement in Children with Reading Disabilities. Journal of Learning Disabilities, 38(1), 2.
32. 32.         Ricci, L. A (2004). Home Literacy environment, parental beliefs about reading, and the emergent literacy skills of children with Down syndrome. Unpublished Dissertation, University of California Los Angeles.
33. 33.         Samuelsson, S., Byrne, B., Olson, R. K., Hulslander, J., Wadsworth, S., Corley, R., Willcutt, E. G. & DeFries, J. C (2008). Response to early literacy instruction in the United States, Australia and Scandinavia: a behavioral-genetic analysis. Available on site: www.elsevier.com/locate/indif.
34. 34.         Siraj-Blatchford, I. and Siraj-Blatchford, J (2009). Improving children’s attainment through a better quality of family-based support for early learning, retrieved from http://www.c4eo.org.uk/themes/earlyyears/familybasedsupport/files/c4eo_family_based_support_kr_1.pdf
35. 35.         Sulkunen, S (2007). Text Authenticity in International Reading Literacy Assessment. Finland: University of Jyvaskyla.
36. 36.          Swalander, L. & Taube, K (2006). Influences of Family based Prerequisites, Reading Attitude and Self-regulation on Reading Ability. Available on Site: www.sciencedirect.com.
37. 37.         Tse, K. S., Raymond Y. J. L., Joseph W. I. L., Yiu, M. c. and Elizabeth K. Y. L (2005). Attitudes and attainment: a comparison of Hong Kong, Singaporean and English students’ reading. University of Hong Kong, Research in Education. No 76, PP. 74-88.
38. 38.         UNDP (2002). Human Development Report 2002: Deepening Democracy in a Fragmented World. New York, Oxford: Oxford University Press.
39. 39.         Xia, N (2009). Family factors and student outcomes, retrieved from http://www.rand .org/pubs/rgs_dissertations/2010/RAND_RGSD256.pdf.
40. 40.         Yi-Ling, C., Hwawei, K. & Kam, T (2008). Family factors and reading achievement: Chinese community perspective. Paper Presented at the Third IEA International Research Conference: Chinese Taipei.