工程認(rèn)證背景下實(shí)踐課程成績(jī)?cè)u(píng)定方法與應(yīng)用

高 偉，蔡宴朋，譚 倩

（廣東工業(yè)大學(xué) 生態(tài)環(huán)境與資源學(xué)院，廣東 廣州 510006）

一、實(shí)踐類(lèi)課程成績(jī)?cè)u(píng)定改革的必要性

課程成績(jī)是學(xué)生專(zhuān)業(yè)素質(zhì)的重要組成，是國(guó)家工程教育專(zhuān)業(yè)認(rèn)證和高等教育質(zhì)量評(píng)估的主要依據(jù)之一，同時(shí)也是評(píng)價(jià)和改進(jìn)學(xué)校教學(xué)過(guò)程的重要依據(jù)與抓手［1-2］。在我國(guó)工程教育專(zhuān)業(yè)認(rèn)證中，實(shí)踐教學(xué)常見(jiàn)的問(wèn)題之一是課程成績(jī)?cè)u(píng)定存在較大的隨意性，影響了評(píng)價(jià)結(jié)果的合理性，不利于形成客觀(guān)公正的學(xué)生評(píng)價(jià)體系。如何科學(xué)合理地核算課程成績(jī)對(duì)于評(píng)價(jià)學(xué)生綜合能力具有十分重要的意義，也成為支撐工程教育認(rèn)證的關(guān)鍵依據(jù)。相對(duì)于理論類(lèi)課程，實(shí)踐類(lèi)課程以培養(yǎng)學(xué)生應(yīng)用能力、理論聯(lián)系實(shí)際能力和動(dòng)手操作能力為主。根據(jù)實(shí)踐主題和內(nèi)容的不同，目前實(shí)踐類(lèi)課程的考核一般采用閉卷考試、開(kāi)卷考試、小組匯報(bào)等形式，具有靈活性、多樣性和主觀(guān)性特點(diǎn)［3］。隨著高等教育課程改革的不斷深入，課程成績(jī)的考查方式日益多樣，對(duì)科學(xué)合理的確定考試分?jǐn)?shù)提出了諸多挑戰(zhàn)。小組匯報(bào)是實(shí)踐類(lèi)課程的重要考核方式［4-5］，具有形式多樣、可培養(yǎng)綜合能力等優(yōu)點(diǎn)［6］，成為大學(xué)實(shí)踐類(lèi)課程考核的重要方式之一。然而，相對(duì)于傳統(tǒng)的試卷測(cè)試，小組匯報(bào)的評(píng)價(jià)體系尚不健全，表現(xiàn)出評(píng)價(jià)體系不完整、主觀(guān)性強(qiáng)、個(gè)體成績(jī)受制于小組整體表現(xiàn)等問(wèn)題［7］，導(dǎo)致評(píng)價(jià)結(jié)果難以真實(shí)反映學(xué)生的綜合能力。針對(duì)當(dāng)前實(shí)踐課程成績(jī)?cè)u(píng)價(jià)中存在的成績(jī)難以客觀(guān)量化的問(wèn)題，本研究融合教師評(píng)價(jià)和學(xué)生評(píng)價(jià)兩種分?jǐn)?shù)評(píng)定方式，提出一種降低主觀(guān)評(píng)判隨意性的成績(jī)核定方法，為科學(xué)量化實(shí)踐課程成績(jī)、推動(dòng)高等教育質(zhì)量評(píng)估規(guī)范化和工程教育專(zhuān)業(yè)認(rèn)證的標(biāo)準(zhǔn)化提供重要技術(shù)支撐。

二、課程成績(jī)研究樣本與方法

（一）樣本概況

本研究選擇的樣本是環(huán)境科學(xué)專(zhuān)業(yè)某年級(jí)“環(huán)境規(guī)劃與管理”課程的期末成績(jī)。該班級(jí)總?cè)藬?shù)為29人，其中男生9人，女生20人，樣本量為29。29名學(xué)生按自愿組合分為16組，每組不超過(guò)2人，組員在匯報(bào)內(nèi)容上進(jìn)行分工，各組采用口頭闡述結(jié)合PPT展示的形式進(jìn)行匯報(bào)，由教師及其他組學(xué)生對(duì)匯報(bào)組進(jìn)行考核。共獲得對(duì)29名學(xué)生的319個(gè)打分?jǐn)?shù)據(jù)，其中教師組有29個(gè)打分?jǐn)?shù)據(jù)，學(xué)生組有290個(gè)打分?jǐn)?shù)據(jù)。

（二）考核方式與規(guī)則

“環(huán)境規(guī)劃與管理”課程的期末考核方式為小組匯報(bào)，屬于典型的實(shí)踐類(lèi)課程測(cè)試方法。學(xué)生根據(jù)課程講授的內(nèi)容和方法，自行選題，完成一項(xiàng)環(huán)境規(guī)劃?？己藘?nèi)容的具體要求是選擇某一個(gè)區(qū)域的單一污染源制定控制規(guī)劃，要求污染物類(lèi)型不少于兩個(gè)，需要涵蓋污染源核算、預(yù)測(cè)與優(yōu)化等基本內(nèi)容。評(píng)分組根據(jù)匯報(bào)內(nèi)容的完整度、PPT制作、講解流暢程度和問(wèn)題回答情況等四項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行分項(xiàng)打分，單項(xiàng)總分100分，綜合分為四項(xiàng)得分的算術(shù)平均值。要求90分以上的不超過(guò)20%，80～90分的不超過(guò)40%，否則打分無(wú)效。匯報(bào)分?jǐn)?shù)為師生協(xié)作打分，分為教師組打分和學(xué)生組打分，共兩組分?jǐn)?shù)。任課教師打分單獨(dú)成為一組，除匯報(bào)組以外10名學(xué)生構(gòu)成學(xué)生組，這10名學(xué)生采用隨機(jī)抽樣的方式選定。任課教師打分不進(jìn)行處理，對(duì)學(xué)生組打分的10個(gè)分?jǐn)?shù)去除最高值和最低值后，進(jìn)行平均值處理。

（三）期末考試成績(jī)核定

研究提出基于師生協(xié)作的新型成績(jī)?cè)u(píng)定方法，每個(gè)小組的期末考核成績(jī)將由教師打分和學(xué)生打分共同決定?？紤]學(xué)生打分可能存在極端值影響，將最高值和最低值予以剔除后再求解平均值，剩下8份學(xué)生打分的平均值作為學(xué)生打分的最終結(jié)果?？紤]教師評(píng)分與學(xué)生評(píng)分的相對(duì)重要性差異，將學(xué)生打分與教師打分通過(guò)權(quán)重加和，得到最終綜合得分。學(xué)生打分的初始權(quán)重為0.5，與教師打分相同。在學(xué)生打分差異較大的情況下，數(shù)據(jù)離散程度越高，學(xué)生分歧越大，其打分的可靠性越低，此時(shí)需要適當(dāng)提高教師的打分權(quán)重，從專(zhuān)業(yè)性角度保證結(jié)果的相對(duì)可靠。在打分權(quán)重上，本研究使用變差系數(shù)來(lái)衡量學(xué)生打分?jǐn)?shù)據(jù)的離散程度，采用學(xué)生打分的變差系數(shù)對(duì)打分權(quán)重進(jìn)行修正，變差系數(shù)越高，數(shù)據(jù)越分散，學(xué)生的打分權(quán)重越小。以上的成績(jī)核定方法可用如下數(shù)學(xué)公式表達(dá)：

其中，Ws=（1-CVS）·0.5

式中，ESS為期末綜合成績(jī)；RES為學(xué)生小組打分值；i為參與打分的學(xué)生編號(hào)；RESmax和RESmin為學(xué)生打分的最高值和最低值；RESt為教師打分值；Ws為學(xué)生打分權(quán)重，取值范圍0～1；Wt為教師打分權(quán)重，取值范圍0～1；CVS為學(xué)生打分?jǐn)?shù)據(jù)系列的變差系數(shù)，為大于0的實(shí)數(shù)，CVS越高，學(xué)生打分權(quán)重越低；0.5為學(xué)生打分的初始權(quán)重，即在初始情況下，假定學(xué)生打分與教師打分同等重要。值得注意的是，為了防止學(xué)生打分權(quán)重值出現(xiàn)小于0的不合理情況，在此將CVS取值限定為0～1，即如果CVS大于1，則取最高限值1。

學(xué)生成績(jī)的統(tǒng)計(jì)計(jì)算在Excel軟件上完成，成績(jī)數(shù)據(jù)分布的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)采用單樣本Kolmogorov-Smirnov（K-S）檢驗(yàn)，具體操作在SPSS 18.0軟件平臺(tái)上完成。

三、不同師生權(quán)重模式下的課程評(píng)分對(duì)比

（一）師生評(píng)定分?jǐn)?shù)的分布特征

根據(jù)學(xué)生小組打分的數(shù)據(jù)分布，10名學(xué)生考官的打分存在差異，29名考生的成績(jī)標(biāo)準(zhǔn)差平均達(dá)到4.1，變化范圍為1.8～6.2，表明學(xué)生小組內(nèi)各成員對(duì)同一考生的測(cè)評(píng)結(jié)果存在差異，不同考生的這種差異表現(xiàn)也不同。從考生的平均成績(jī)與標(biāo)準(zhǔn)差的相關(guān)系數(shù)看，兩者的線(xiàn)性相關(guān)系數(shù)極低（P＜0.01），表明學(xué)生小組對(duì)不同考生測(cè)評(píng)的誤差分布具有隨機(jī)性。進(jìn)一步分析學(xué)生小組打分的組內(nèi)極值比（最大值比最小值），發(fā)現(xiàn)29個(gè)考生的極值比平均為1.2，變化范圍為1.1～1.3，說(shuō)明最高打分平均高于最低打分的20%，最高可達(dá)到30%，為了消除極值的隨機(jī)影響，對(duì)學(xué)生小組打分進(jìn)行去極值處理，具體處理方法見(jiàn)公式（1）。去除極值后，對(duì)學(xué)生小組打分的成績(jī)分布進(jìn)行了正態(tài)分布檢驗(yàn)，結(jié)果表明，學(xué)生小組打分的成績(jī)分布K-S統(tǒng)計(jì)值為0.795（P=0.552），符合正態(tài)分布。與學(xué)生小組打分相比，教師的打分為單一值，教師打分的正態(tài)分布檢驗(yàn)結(jié)果表明K-S統(tǒng)計(jì)值為1.220（P=0.102），在0.05的統(tǒng)計(jì)水平上，也符合正態(tài)分布；但教師打分的顯著性水平小于學(xué)生小組打分，表明教師打分的不確定性更強(qiáng)。因此，學(xué)生小組或教師單獨(dú)打分存在較大的不確定性，有必要綜合不同的打分維度，從而降低單一決策來(lái)源導(dǎo)致的主觀(guān)隨意風(fēng)險(xiǎn)，建立更為客觀(guān)的課程成績(jī)?cè)u(píng)價(jià)方法體系。

（二）基于動(dòng)態(tài)權(quán)重法的師生打分權(quán)重計(jì)算

目前多指標(biāo)綜合評(píng)價(jià)的權(quán)重算法多是采用固定值，在本研究中提出一種基于數(shù)據(jù)波動(dòng)的動(dòng)態(tài)權(quán)重。動(dòng)態(tài)權(quán)重是以均權(quán)為計(jì)算初值，根據(jù)學(xué)生組打分的組內(nèi)變動(dòng)情況確定權(quán)重，假設(shè)變動(dòng)越大，成績(jī)?cè)讲豢煽?，相?yīng)的權(quán)重越低。采用動(dòng)態(tài)權(quán)重法，得到學(xué)生小組打分的權(quán)重平均值為0.48，變化范圍為0.46～0.49；由于學(xué)生小組與教師權(quán)重為互補(bǔ)關(guān)系，教師打分的權(quán)重平均為0.52，變化范圍為0.51～0.54。學(xué)生組權(quán)重總體略低于教師組權(quán)重，主要原因是學(xué)生之間打分存在離散效應(yīng)，也說(shuō)明了降低其在決策中作用的必要性。由于采用了動(dòng)態(tài)權(quán)重計(jì)算法，對(duì)于每個(gè)學(xué)生的成績(jī)?cè)u(píng)定是相對(duì)獨(dú)立的。在每一個(gè)學(xué)生成績(jī)計(jì)算中，由于學(xué)生小組打分的變異性存在差異，所以學(xué)生小組與教師的打分權(quán)重因?qū)W生而異，并不是采用統(tǒng)一權(quán)重處理，從而能夠解決學(xué)生小組打分對(duì)不同考生的差異問(wèn)題。此外，修正后的小組權(quán)重與教師權(quán)重均值較為接近，教師權(quán)重較學(xué)生小組權(quán)重平均高10%，變化范圍為5%～17%，不會(huì)出現(xiàn)單方占絕對(duì)主導(dǎo)的問(wèn)題，能夠很好地體現(xiàn)學(xué)生小組與教師打分的綜合結(jié)果，因此權(quán)重計(jì)算結(jié)果在相對(duì)合理的范圍內(nèi)。

（三）基于師生協(xié)作的綜合成績(jī)得分

教師打分與學(xué)生小組打分存在一定差異，教師打分均值為83.5分，方差為100分2，學(xué)生打分均值為84.2分，方差為26分2。教師打分總體偏低，且針對(duì)不同學(xué)生的評(píng)分存在較大差異。教師打分高于學(xué)生打分的有17人，占總?cè)藬?shù)的59%，學(xué)生打分高于教師的僅占41%，但兩組均值差異僅為0.7分。因此，教師打分高于學(xué)生打分的幅度較小，而教師打分低于學(xué)生打分的幅度較高。在85分以上的高分段，教師打分普遍高于學(xué)生組，而在85分以下，教師打分普遍低于學(xué)生組。該現(xiàn)象表明教師對(duì)高分學(xué)生的認(rèn)可度高于學(xué)生組，對(duì)低分學(xué)生的認(rèn)可度低于學(xué)生組。但組間差異的方差分析結(jié)果顯示顯著性水平P達(dá)到0.74，表明教師組對(duì)不同學(xué)生的打分差異和學(xué)生組對(duì)不同學(xué)生的打分差異并沒(méi)有顯著差別。因此，總體上教師打分和學(xué)生打分具有較強(qiáng)的一致性，這點(diǎn)從兩者顯著的相關(guān)性可以得到進(jìn)一步驗(yàn)證，這為兩組成績(jī)的協(xié)同綜合提供了良好的基礎(chǔ)。學(xué)生綜合成績(jī)的K-S統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)值為1.087，顯著性水平P達(dá)到0.188，表明綜合成績(jī)的分布仍然能夠滿(mǎn)足正態(tài)分布，且顯著性?xún)?yōu)于獨(dú)立的教師打分。由此說(shuō)明，基于師生協(xié)作的打分方式更易形成合理的成績(jī)分布。

（四）基于動(dòng)態(tài)權(quán)重的綜合成績(jī)?cè)u(píng)分的意義

為了進(jìn)一步明確基于動(dòng)態(tài)權(quán)重獲得的綜合成績(jī)的意義，本研究對(duì)比了其與等權(quán)重成績(jī)計(jì)算結(jié)果的差異。等權(quán)重計(jì)算即求解教師打分與學(xué)生組打分的算術(shù)平均值，認(rèn)為教師與學(xué)生組評(píng)定的權(quán)重相等。從兩組數(shù)據(jù)的分布看，綜合成績(jī)的數(shù)據(jù)較基于等權(quán)算法的成績(jī)更為集中。進(jìn)一步的統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)表明，基于等權(quán)重的綜合成績(jī)K-S統(tǒng)計(jì)值為1.339，P=0.055，P值低于基于動(dòng)態(tài)權(quán)重的綜合成績(jī)結(jié)果（0.188）。因此，使用本研究的動(dòng)態(tài)權(quán)重能夠有效改善綜合成績(jī)集中分布特征，使其更具有正態(tài)分布規(guī)律。

結(jié)語(yǔ)

實(shí)踐類(lèi)課程是大學(xué)教育培養(yǎng)方案的重要組成部分，如何有效規(guī)避課程成績(jī)?cè)u(píng)定的主觀(guān)性，從而客觀(guān)體現(xiàn)學(xué)生的綜合素質(zhì)是實(shí)踐類(lèi)課程研究需要解決的關(guān)鍵問(wèn)題。師生協(xié)作機(jī)制在實(shí)踐類(lèi)課程評(píng)價(jià)中已經(jīng)被廣泛應(yīng)用，但對(duì)這一機(jī)制的實(shí)施效果進(jìn)行定量評(píng)價(jià)的研究卻鮮有報(bào)道，導(dǎo)致無(wú)法客觀(guān)準(zhǔn)確地掌握該機(jī)制的優(yōu)缺點(diǎn)。本研究以“環(huán)境規(guī)劃與管理”課程的實(shí)際案例為研究素材，構(gòu)建了一種基于師生協(xié)作的動(dòng)態(tài)權(quán)重綜合成績(jī)?cè)u(píng)估方法，評(píng)估了該方法在實(shí)訓(xùn)課程成績(jī)打分中的應(yīng)用效果。