董文雷 楊明

一、引言

應(yīng)用型本科工程教育試點(diǎn)班是河北省2011年以探索培養(yǎng)高素質(zhì)應(yīng)用型、復(fù)合型專門(mén)人才為主要任務(wù)的改革項(xiàng)目，人才培養(yǎng)將注重應(yīng)用能力和創(chuàng)新能力的提高，增強(qiáng)學(xué)生對(duì)職業(yè)崗位及社會(huì)的適應(yīng)能力，滿足社會(huì)之需求。2011年我院共招收了交通、測(cè)繪兩專業(yè)學(xué)生83名。

高等數(shù)學(xué)、線性代數(shù)、英語(yǔ)和計(jì)算機(jī)基礎(chǔ)四門(mén)課是工程本科各專業(yè)必修的重要課程，是后續(xù)課程及相關(guān)專業(yè)課程學(xué)習(xí)的理論基礎(chǔ)，其學(xué)習(xí)效果的好壞直接關(guān)聯(lián)到后續(xù)課程的學(xué)習(xí)，關(guān)聯(lián)著繼續(xù)學(xué)習(xí)能力、語(yǔ)言能力、解決問(wèn)題的能力的提高，基礎(chǔ)課程是考察一個(gè)學(xué)校教學(xué)質(zhì)量?jī)?yōu)劣的一個(gè)重要因素。因此，分析研究大學(xué)生基礎(chǔ)課程考試成績(jī)的影響因素及影響程度，對(duì)提高大學(xué)生的學(xué)習(xí)成績(jī)及科學(xué)文化素質(zhì)，增強(qiáng)學(xué)校的教學(xué)和管理能力，促進(jìn)高等職業(yè)教育改革都有著積極重要的意義。

二、模型的建立、分析及檢驗(yàn)

為全面客觀的分析影響試點(diǎn)班基礎(chǔ)課成績(jī)情況，在相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，經(jīng)過(guò)反復(fù)篩選問(wèn)卷題項(xiàng)，調(diào)整問(wèn)卷結(jié)構(gòu)，設(shè)計(jì)出較客觀全面的問(wèn)卷調(diào)查表，研究學(xué)生的智力因素和非智力因素以及周?chē)h(huán)境對(duì)考試成績(jī)的影響。[1]調(diào)查內(nèi)容包括四門(mén)基礎(chǔ)課（高等數(shù)學(xué)、線性代數(shù)、英語(yǔ)、計(jì)算機(jī)基礎(chǔ)）成績(jī)，高考成績(jī)，任課教師及輔導(dǎo)員對(duì)學(xué)生的效應(yīng)，班級(jí)和系部對(duì)學(xué)生的效應(yīng)，學(xué)校對(duì)學(xué)生的效應(yīng)，學(xué)生的家庭背景，情感因素，學(xué)習(xí)態(tài)度及興趣，學(xué)生性別9個(gè)因素。目的在于研究這些因素彼此之間是否存在聯(lián)系，其余8個(gè)因素是否會(huì)影響基礎(chǔ)課成績(jī)以及影響程度的大小，旨在為今后我校的教學(xué)和管理工作提供相關(guān)的參考。調(diào)查對(duì)象為我院工程教育試點(diǎn)班83名學(xué)生，共收回有效問(wèn)卷79份。經(jīng)過(guò)對(duì)資料進(jìn)行整理和分析得到描述統(tǒng)計(jì)量表：[2]

從表1描述統(tǒng)計(jì)量表來(lái)看，在初始的8個(gè)影響因素里，取值單位相差的數(shù)量級(jí)很大，有必要對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理；從峰度、偏度的取值來(lái)看，都接近于0，各變量都沒(méi)有很過(guò)分地偏離正態(tài)分布。

由于本文影響因素較多，數(shù)據(jù)量較大，經(jīng)SPSS軟件檢驗(yàn)，影響因素之間還存在著多重共線性，因此，采用向后逐步回歸分析法進(jìn)行研究，[3]得到下表:

表2是模型匯總表。在表2中可以看出，模型匯總給出了向后逐步回歸的各模型的擬合情況，共經(jīng)歷了5個(gè)過(guò)程，最終模型（模型5）的R=0.591，R2=0.349，依據(jù)經(jīng)濟(jì)學(xué)家科恩[4]定義回歸的R2的值0.02、0.13、0.26分別表示為小、中、大的效應(yīng)量，該模型表明:四門(mén)基礎(chǔ)課成績(jī)變異性的34.9%能被預(yù)測(cè)變量解釋，效應(yīng)量較高，模型的整體擬合程度較為理想。

表3是多元線性回歸分析的方差分析表。從表中可以看到，5個(gè)模型回歸的均方差分別是4998.005，5634.082，

6422.683，7616.055，9234.684，剩余的均方差分別為

938.717，933.178，932.752，926.219，929.128；F檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量的觀察值分別是5.324，6.038，6.886，8.223，9.939；

相應(yīng)的概率Sig.均為0.000<0.05。因此，因變量（四門(mén)基礎(chǔ)課的成績(jī)）與自變量：智力因素，任課教師及輔導(dǎo)員效應(yīng)、班級(jí)效應(yīng)、學(xué)校效應(yīng)存在線性關(guān)系。

表4是模型的參數(shù)估計(jì)，表中包含了5個(gè)模型以及最終進(jìn)入模型的4個(gè)自變量，最終模型（模型5）中的所有自變量系數(shù)的 t檢驗(yàn)Sig值都小于0.05并且接近0.01，說(shuō)明這些自變量是因變量的顯著預(yù)測(cè)變量，對(duì)最終模型的貢獻(xiàn)都是顯著的，最后一列的共線性統(tǒng)計(jì)量VIF的值相仿，都在1.007-1.206之間，與1非常接近，遠(yuǎn)小于10，故可認(rèn)為4個(gè)自變量之間不存在共線性問(wèn)題。[5]

因此，影響基礎(chǔ)課程成績(jī)的多元線性方程為：

基礎(chǔ)課程成績(jī)=1.388*（智力因素）+8.708*（任課教師及輔導(dǎo)員效應(yīng)）-8.691*（班級(jí)效應(yīng)）+5.975*（學(xué)校效應(yīng)）-553.351

圖1是回歸標(biāo)準(zhǔn)化殘差的標(biāo)準(zhǔn)P-P圖。該圖給出了觀察值的殘差分布與假設(shè)的正態(tài)分布比較，因?yàn)樗袣埐铧c(diǎn)都分布在對(duì)角線附近，這說(shuō)明殘差的正態(tài)性假設(shè)基本成立。

圖2顯示了因變量與回歸標(biāo)準(zhǔn)化預(yù)測(cè)值的散點(diǎn)圖，所有散點(diǎn)都分布在對(duì)角線附近，說(shuō)明預(yù)測(cè)值和觀測(cè)值非常接近，預(yù)測(cè)效果較為理想。

三、小結(jié)

模型是以我校教育工程試點(diǎn)班83名學(xué)生構(gòu)成樣本空間，利用SPSS軟件，對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析和研究，得到回歸方程。該方程較好地解釋了4門(mén)基礎(chǔ)課程的影響因素及影響程度，擬合程度較好。得出了影響4門(mén)基礎(chǔ)課程成績(jī)的主要因素是智力因素、任課教師及輔導(dǎo)員效應(yīng)、班級(jí)及系部效應(yīng)、學(xué)校效應(yīng)。其中，任課教師及輔導(dǎo)員效應(yīng)的系數(shù)非常大，因此，提高授課教師及輔導(dǎo)員的教學(xué)素質(zhì)、人文素質(zhì)以及責(zé)任心是提高學(xué)生成績(jī)的關(guān)鍵因素；班級(jí)及系部效應(yīng)的系數(shù)出現(xiàn)了負(fù)數(shù)，經(jīng)過(guò)實(shí)際分析和比對(duì)發(fā)現(xiàn)：學(xué)生如果過(guò)度熱衷于班級(jí)及系部的其他形式的各種活動(dòng)，那么投入到基礎(chǔ)課程上的學(xué)習(xí)時(shí)間就相對(duì)較少，就會(huì)在一定程度上影響基礎(chǔ)課程的學(xué)習(xí)效果。

模型是從這次問(wèn)卷結(jié)果中分析得出，所得結(jié)論不可能與實(shí)際情況完全一致，但其科學(xué)性是客觀的，謹(jǐn)供借鑒和參考。

［參考文獻(xiàn)］

［1］學(xué)生心理健康教育指導(dǎo)叢書(shū)：影響學(xué)習(xí)成績(jī)的因素分析 ［M］.電子叢書(shū).

［2］陳忠璉.探索性數(shù)據(jù)分析［M］. 北京:中國(guó)統(tǒng)計(jì)出版社，1998.

［3］賴國(guó)毅，陳超.SPSS17.0常用功能與應(yīng)用實(shí)例講解［M］.北京：電子工業(yè)出版社，2011.

［4］羅納德·D.約克奇著，劉超，吳錚譯. SPSS其實(shí)很簡(jiǎn)單［M］.北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2011.

［5］趙衛(wèi)亞.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教程［M］.上海:上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2010.

［責(zé)任編輯：羅國(guó)干］