董文雷 楊明

一、引言

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

高等數(shù)學(xué)、線性代數(shù)、英語和計算機基礎(chǔ)四門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、語言能力、解決問題的能力的提高，基礎(chǔ)課程是考察一個學(xué)校教學(xué)質(zhì)量優(yōu)劣的一個重要因素。因此，分析研究大學(xué)生基礎(chǔ)課程考試成績的影響因素及影響程度，對提高大學(xué)生的學(xué)習(xí)成績及科學(xué)文化素質(zhì)，增強學(xué)校的教學(xué)和管理能力，促進高等職業(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

為全面客觀的分析影響試點班基礎(chǔ)課成績情況，在相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，經(jīng)過反復(fù)篩選問卷題項，調(diào)整問卷結(jié)構(gòu)，設(shè)計出較客觀全面的問卷調(diào)查表，研究學(xué)生的智力因素和非智力因素以及周圍環(huán)境對考試成績的影響。[1]調(diào)查內(nèi)容包括四門基礎(chǔ)課（高等數(shù)學(xué)、線性代數(shù)、英語、計算機基礎(chǔ)）成績，高考成績，任課教師及輔導(dǎo)員對學(xué)生的效應(yīng)，班級和系部對學(xué)生的效應(yīng)，學(xué)校對學(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個因素是否會影響基礎(chǔ)課成績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)查對象為我院工程教育試點班83名學(xué)生，共收回有效問卷79份。經(jīng)過對資料進行整理和分析得到描述統(tǒng)計量表：[2]

從表1描述統(tǒng)計量表來看，在初始的8個影響因素里，取值單位相差的數(shù)量級很大，有必要對數(shù)據(jù)進行標(biāo)準(zhǔn)化處理；從峰度、偏度的取值來看，都接近于0，各變量都沒有很過分地偏離正態(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，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個過程，最終模型（模型5）的R=0.591，R2=0.349，依據(jù)經(jīng)濟學(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:四門基礎(chǔ)課成績變異性的34.9%能被預(yù)測變量解釋，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檢驗統(tǒng)計量的觀察值分別是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（四門基礎(chǔ)課的成績）與自變量：智力因素，任課教師及輔導(dǎo)員效應(yīng)、班級效應(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，表中包含了5個模型以及最終進入模型的4個自變量，最終模型（模型5）中的所有自變量系數(shù)的 t檢驗Sig值都小于0.05并且接近0.01，說明這些自變量是因變量的顯著預(yù)測變量，對最終模型的貢獻都是顯著的，最后一列的共線性統(tǒng)計量VIF的值相仿，都在1.007-1.206之間，與1非常接近，遠小于10，故可認為4個自變量之間不存在共線性問題。[5]

因此，影響基礎(chǔ)課程成績的多元線性方程為：

基礎(chǔ)課程成績=1.388*（智力因素）+8.708*（任課教師及輔導(dǎo)員效應(yīng)）-8.691*（班級效應(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，因為所有殘差點都分布在對角線附近，這說明殘差的正態(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)測值的散點圖，所有散點都分布在對角線附近，說明預(yù)測值和觀測值非常接近，預(yù)測效果較為理想。

三、小結(jié)

模型是以我校教育工程試點班83名學(xué)生構(gòu)成樣本空間，利用SPSS軟件，對數(shù)據(jù)進行分析和研究，得到回歸方程。該方程較好地解釋了4門基礎(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門基礎(chǔ)課程成績的主要因素是智力因素、任課教師及輔導(dǎo)員效應(yīng)、班級及系部效應(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)生成績的關(guān)鍵因素；班級及系部效應(yīng)的系數(shù)出現(xiàn)了負數(shù)，經(jīng)過實際分析和比對發(fā)現(xiàn)：學(xué)生如果過度熱衷于班級及系部的其他形式的各種活動，那么投入到基礎(chǔ)課程上的學(xué)習(xí)時間就相對較少，就會在一定程度上影響基礎(chǔ)課程的學(xué)習(xí)效果。

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

［參考文獻］

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

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

［3］賴國毅，陳超.SPSS17.0常用功能與應(yīng)用實例講解［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其實很簡單［M］.北京：中國人民大學(xué)出版社，2011.

［5］趙衛(wèi)亞.計量經(jīng)濟學(xué)教程［M］.上海:上海財經(jīng)大學(xué)出版社，2010.

［責(zé)任編輯：羅國干］