學(xué)生評教的影響因素研究-基于排序Logit／Probit回歸的實(shí)證分析

1、    學(xué)生評教的影響因素研究基于排序logitprobit回歸的實(shí)證分析    表3給出了各指標(biāo)的相關(guān)性分析結(jié)果，選取5%的顯著性水平，從pearson相關(guān)系數(shù)可以得出初步的研究結(jié)論。(1)各影響因素與評教總分的相關(guān)性。及格率、平均分、教齡以及是否為副教授和評教分顯著正相關(guān)，而任課教師是否獲得博士學(xué)位則與評教分顯著負(fù)相關(guān)。從相關(guān)系數(shù)絕對值來看，教師是否為博士與評教分的負(fù)相關(guān)度最高，而教齡與評教分的正相關(guān)度次之。(2)從課程類型來看，必修課與班級規(guī)模顯著正相關(guān)，必修課與優(yōu)秀率、及格率和平均分顯著負(fù)相關(guān)。這說明，必修課多為大班上課，且分?jǐn)?shù)控制相對嚴(yán)格。(3

2、)優(yōu)秀率和及格率、平均分三者之間顯著正相關(guān)。這三個(gè)成績指標(biāo)還表現(xiàn)為和教師年齡顯著負(fù)相關(guān)，側(cè)面反映了老教師給分更為嚴(yán)格。(4)男教師多在主體專業(yè)且博士學(xué)位比例更高。主體專業(yè)任課教師的教齡更短、教授比例更低、博士比例更高、工作量更重。教師年齡和教齡、教授比例顯著正相關(guān)，和博士學(xué)位顯著負(fù)相關(guān)。與教師年齡類似，教齡和高職稱比例顯著正相關(guān)，和博士比例顯著負(fù)相關(guān)。教授比例和副教授比例、博士學(xué)位、工作量顯著負(fù)相關(guān)，副教授比例和工作量顯著正相關(guān)。運(yùn)用逐步線性回歸法(向后剔除法，顯著性水平為5%)剔除不顯著影響評教分的自變量，鑒于既有文獻(xiàn)認(rèn)為教齡對學(xué)生評教影響具有非線性，增設(shè)age_school的平方項(xiàng)為自變量

3、(教師年齡age也類似處理)，表4為數(shù)據(jù)處理結(jié)果。表4 學(xué)生評教影響因素的向后剔除法多元回歸分析結(jié)果a欄：不考慮任課教師年齡/教齡的非線性特征變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差t值p值95%的置信區(qū)間常數(shù)項(xiàng)87.0254.30620.2100.00078.50995.542age-0.4190.093-4.5000.000-0.604-0.235age_school0.3970.0904.4200.0000.2190.574degree-3.5661.109-3.2100.002-5.760-1.371rate_qualified0.0900.0273.3700.0010.0370.143major5.2661.

4、1454.6000.0003.0037.530模型估計(jì)效果：f(5，134)=14.24，對應(yīng)p值=0.0000;r2=0.3470，調(diào)整r2=0.3226b欄：考慮任課教師年齡/教齡的非線性特征(自變量中增加age和age_school的2次項(xiàng))變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差t值p值95%的置信區(qū)間常數(shù)項(xiàng)89.9784.57619.6600.00080.92799.029age-0.4440.097-4.5700.000-0.636-0.252age_schoo120.0120.0034.1400.0000.0060.018degree-4.3351.051-4.1300.000-6.413-2.257ra

5、te_qualified0.0860.0263.2600.0010.0340.139major4.9961.1274.4300.0002.7687.225rank_prof22.4790.7813.1800.0020.9354.022模型估計(jì)效果：f(6，133)=12.87，對應(yīng)p值=0.0000; r2=0.3673，調(diào)整r2=0.3387由表4的數(shù)據(jù)可知，一方面，與相關(guān)性分析結(jié)論一致，卷面成績的及格率、教齡(或其平方項(xiàng))、任課教師的副教授職稱對評教分有顯著正向影響，任課教師博士學(xué)位則對評教分有顯著負(fù)向影響；另一方面，卷面平均分的影響不再顯著，而主體專業(yè)的教師對評教分有顯著正向影響，教師年

6、齡對評教分有顯著負(fù)向影響(這一點(diǎn)和直觀不一樣)。按照樣本高校規(guī)定的評教5等級分類，“優(yōu)、良、中、合格、差”分別對應(yīng)的評教分為：88分以上、7887.9分、6877.9分、6067.9分、60分以下。從樣本數(shù)據(jù)來看，除了1個(gè)觀測的評教分為65.8外，其余均在68分以上，為簡化計(jì)算，將這個(gè)最小值觀測也納入“中”的等級，由此樣本觀測的評教分包括“優(yōu)、良、中”三個(gè)等級，命名為level_est，并分別賦值為“3、2、1”，作為排序logit/probit的因變量，采用逐步回歸法中顯著影響評教分的指標(biāo)作為自變量，運(yùn)用排序logit/probit回歸方法，檢驗(yàn)影響評教等級的因素，所得結(jié)果如表5、6所示。表

7、5 用排序logit模型分析學(xué)生評教影響因素a欄：考慮任課教師年齡/教齡的非線性特征(自變量中增加age和age_school的2次項(xiàng))變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差z值p值95%的置信區(qū)間rate_qualified0.0370.0123.1000.0020.0140.060major2.1480.5473.9300.0001.0763.219age-0.1810.045-3.9800.000-0.270-0.092age_school20.0050.0013.4400.0010.0020.007rank_prof20.8440.3682.2900.0220.1221.566degree-1.9440.48

8、9-3.9800.000-2.903-0.986斷點(diǎn)1-4.9171.957-8.753-1.082斷點(diǎn)2-1.1061.895-4.8212.609似然函數(shù)值(ll)=-113.924；似然比(lr)=56.01，對應(yīng)p值=0.000；偽r2=0.197b欄：不考慮任課教師年齡/教齡的非線性特征變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差z值p值95%的置信區(qū)間rate_qualified0.0380.0123.1700.0020.0150.061major2.2600.5454.1500.0001.1923.329age-0.1810.043-4.1900.000-0.266-0.096age_school0.1660

9、.0423.9700.0000.0840.248degree-1.5870.512-3.1000.002-2.591-0.583斷點(diǎn)1-3.9451.799-7.470-0.420斷點(diǎn)2-0.1731.763-3.6283.282似然函數(shù)值(ll)=-113.565；似然比(lr)=56.73，對應(yīng)p值=0.000；偽r2=0.2000表6 用排序probit模型分析學(xué)生評教影響因素a欄：考慮任課教師年齡/教齡的非線性特征(自變量中增加age和age_school的2次項(xiàng))變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差z值p值95%的置信區(qū)間rate_qualified0.0210.0073.0000.0030.0070.0

10、35major1.2250.3073.9800.0000.6221.827age-0.1000.026-3.9000.000-0.151-0.050age_school20.0030.0013.4300.0010.0010.004rank_prof20.4720.2082.2700.0230.0640.881degree-1.1500.283-4.0700.000-1.704-0.596斷點(diǎn)1-2.6871.143-4.927-0.447斷點(diǎn)2-0.5041.124-2.7071.699似然函數(shù)值(ll)=-113.931；似然比(lr)=56.00，對應(yīng)p值=0.000；偽r2=0.197b

11、欄：不考慮任課教師年齡/教齡的非線性特征變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差z值p值95%的置信區(qū)間rate_qualified0.0220.0073.1300.0020.0080.036major1.3050.3104.2100.0000.6981.912age-0.1010.025-4.1000.000-0.150-0.053age_school0.0950.0243.9300.0000.0480.142degree-0.9500.296-3.2100.001-1.530-0.370斷點(diǎn)1-2.1161.056-4.185-0.047斷點(diǎn)20.0491.048-2.0052.102似然函數(shù)值(ll)=-113.

12、606；似然比(lr)=56.65，對應(yīng)p值=0.000；偽r2=0.2000由表5、6數(shù)據(jù)可見，無論是采用排序logit還是排序probit進(jìn)行回歸，所得結(jié)果非常相似，而且排序logit/probit回歸所得結(jié)果和采用逐步回歸法也完全一致。六、研究結(jié)論與政策建議基于上海某高校下屬二級學(xué)院專業(yè)課堂的評教數(shù)據(jù)，在總結(jié)既有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，重點(diǎn)考察了任課教師和課程/課堂兩方面因素對學(xué)生評教的影響，得出了本文的實(shí)證研究結(jié)論。一方面，描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析表明，及格率、卷面平均分、任課教師教齡以及是否為副教授4個(gè)因素和評教分顯著正相關(guān)，任課教師是否獲得博士學(xué)位與評教分顯著負(fù)相關(guān)。另一方面，逐步回歸和排序l

13、ogit/probit回歸均發(fā)現(xiàn)，及格率、教齡、任課教師的副教授職稱對評教分的正向影響，博士學(xué)位對評教分的負(fù)向影響再次得到印證。卷面平均分的影響不再顯著，主體專業(yè)教師及其年齡分別對評教分有顯著的正向和負(fù)向影響。對研究結(jié)論的解讀。(1)及格率、卷面平均分等成績因素和評教分正相關(guān)，這一結(jié)論和既有文獻(xiàn)一致。本文認(rèn)為，這一結(jié)果既有可能來自師生相互“包容”導(dǎo)致的敗德行為，也有可能源于“教學(xué)相長”帶來的相互認(rèn)可，需要后續(xù)研究的進(jìn)一步探討。(2)任課教師的教齡與評教分正相關(guān)，說明了學(xué)生對教學(xué)經(jīng)驗(yàn)的認(rèn)可。副教授能得到學(xué)生的認(rèn)可，一方面是因?yàn)樗麄兊慕虒W(xué)經(jīng)驗(yàn)和學(xué)術(shù)水平已積累到一定程度，另一方面可能因?yàn)樗麄兒蛯W(xué)生年

14、齡差距相對較小而容易溝通。(3)學(xué)生評教與教師博士學(xué)位的負(fù)相關(guān)，可能與多數(shù)博士的教齡不長和經(jīng)驗(yàn)不足有關(guān)。政策建議。學(xué)生評教在我國高校普遍實(shí)施且取得了一定成效，但評價(jià)方法不甚科學(xué)、評教結(jié)果淪為管理層獎懲教師的“利器”、師生普遍不認(rèn)同等原因交織造成了高校評教的困局，也是完善學(xué)生評教制度需要進(jìn)一步努力的方向。在學(xué)生評教制度的實(shí)施過程中需要注意兩個(gè)方面的問題：一方面，評教不能用同一把尺子去衡量所有的人，對年輕博士教師而言，由于經(jīng)驗(yàn)不足所導(dǎo)致的教學(xué)評價(jià)和學(xué)生認(rèn)同度低，在一定程度上和一定時(shí)間內(nèi)是可以寬容和諒解的；另一方面，我們需要時(shí)刻銘記，評教僅僅是發(fā)現(xiàn)問題的手段，加強(qiáng)師資培養(yǎng)和提升教學(xué)能力才是根本所在，

15、否則，對評教結(jié)果的濫用極有可能導(dǎo)致師生的“共謀”與敷衍，由此可能帶來敗德行為和教風(fēng)/學(xué)風(fēng)的下降，提升人才培養(yǎng)質(zhì)量也會因此而成為一句空話。參考文獻(xiàn)：1吳艷茹，閆廣芬.大學(xué)教師有效教學(xué)的特征分析與校際比較j.教育研究與實(shí)驗(yàn)，2009 (3)：56-60.2李瑞芳，王瑞芝.教師和學(xué)生對“學(xué)生評教”的看法調(diào)查j.清華大學(xué)教育研究，2006 (s1)：190-195.3劉潔，段遠(yuǎn)源.學(xué)生評教工作的人文化管理探索與實(shí)踐j.清華大學(xué)教育研究，2005(6)：54-59.4李蔚，周杰，段遠(yuǎn)源.研究型大學(xué)多模式、個(gè)性化教學(xué)評價(jià)體系的建立和發(fā)展j.清華大學(xué)教育研究，2009(8)：108-111.5潘藝林.教育怎

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