理工類大學(xué)生小組活動(dòng)參與度預(yù)測(cè)分析

梅婷婷，鐘樹達(dá)，鄧勇飛

(1.武漢工程大學(xué) 土木工程與建筑學(xué)院，湖北 武漢 430074；2.武漢工程大學(xué) 資源與安全工程學(xué)院，湖北 武漢 430074)

2020年10月頒布的《深化新時(shí)代教育評(píng)價(jià)改革總體方案》關(guān)于高等學(xué)校評(píng)價(jià)的改進(jìn)應(yīng)當(dāng)包括“改進(jìn)本科教育教學(xué)評(píng)估”、“改進(jìn)學(xué)科評(píng)估”和“探索建立應(yīng)用型本科評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)，突出培養(yǎng)相應(yīng)專業(yè)能力和實(shí)踐應(yīng)用能力”[1]，這一政策表明國(guó)內(nèi)傳統(tǒng)教學(xué)考核已難以滿足時(shí)代要求，需要進(jìn)行相應(yīng)的教學(xué)改革[2]。

小組活動(dòng)是一種老師引導(dǎo)、學(xué)生合作完成共同任務(wù)的團(tuán)體活動(dòng)，自上世紀(jì)70年代已開始作為一項(xiàng)教學(xué)考核標(biāo)準(zhǔn)廣泛應(yīng)用在西方國(guó)家[3]，90年代初期引入國(guó)內(nèi)課堂教學(xué)[4]。在小組活動(dòng)開展過程中，一方面學(xué)生的團(tuán)隊(duì)合作能力、集體榮譽(yù)感得到提升[5]，實(shí)現(xiàn)自我表現(xiàn)需求[6-7]進(jìn)而促進(jìn)反思性成長(zhǎng)[8]；另一方面教學(xué)目標(biāo)在小組成員的互教互學(xué)中得以實(shí)現(xiàn)[9]。加上國(guó)內(nèi)傳統(tǒng)的教學(xué)考核方式難以滿足國(guó)家政策及時(shí)代發(fā)展要求，因此小組活動(dòng)往往被高校教師廣泛應(yīng)用于當(dāng)代教學(xué)活動(dòng)中[10]以培養(yǎng)21世紀(jì)社會(huì)所需要的高綜合素質(zhì)的新型創(chuàng)新人才。

目前，國(guó)內(nèi)大學(xué)中小組活動(dòng)主要應(yīng)用于英語、語文等語言類課程教學(xué)活動(dòng)之中，在理工類課程教學(xué)之中應(yīng)用較少，理工類大學(xué)生對(duì)于小組活動(dòng)缺乏足夠的接觸。2016年的一項(xiàng)研究表明，國(guó)內(nèi)理工類大學(xué)生在總體大學(xué)生中占比接近1/3[11]，然而中國(guó)知網(wǎng)(CNKI)上“理工類小組活動(dòng)”相關(guān)研究較少。理工類學(xué)生作為小組活動(dòng)的主體，學(xué)生是否積極參與小組活動(dòng)往往會(huì)對(duì)小組活動(dòng)的最終教學(xué)效果產(chǎn)生決定性影響。近年來，學(xué)界一般采用參與度作為衡量學(xué)生參與小組活動(dòng)積極性的尺度[12]。理工類大學(xué)生小組活動(dòng)參與度的提高對(duì)于小組活動(dòng)成為理工類課堂考核標(biāo)準(zhǔn)至關(guān)重要[13]。

本文基于多元線性回歸分析的理論，以問卷形式調(diào)查理工類學(xué)生的觀點(diǎn)和看法，以SPSS為工具構(gòu)建學(xué)生參與度與影響因素之間的多元回歸模型，旨在研究各類影響因素對(duì)理工類大學(xué)生參與度的影響方式及影響大小，為提高理工類大學(xué)生小組活動(dòng)參與度提供一定實(shí)際意見和依據(jù)，進(jìn)而使得能夠通過小組活動(dòng)效果合理評(píng)價(jià)理工類大學(xué)課堂教學(xué)效果以及學(xué)生學(xué)習(xí)效果[14]，以期改進(jìn)大學(xué)理工類課程教學(xué)評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)并推動(dòng)小組活動(dòng)在理工類課堂中的廣泛應(yīng)用。

1 基本原理

回歸方程作為一種應(yīng)用廣泛的數(shù)據(jù)分析模型，能描述和反映事物之間的統(tǒng)計(jì)關(guān)系[15]。多元回歸分析是以變量相關(guān)關(guān)系分析為基礎(chǔ)進(jìn)行的變量間數(shù)量變化規(guī)律考察，并以回歸方程形式描述多個(gè)自變量和因變量之間的關(guān)系。涉及n個(gè)自變量的多元線性回歸模型可表示為：

Y=a0+a1X1+a2X2+……+anXn+ε

(1)

式中，ε代表隨機(jī)誤差，ε取值范圍為N(0，σ2)；a0，a1，a2，…，an是待定參數(shù)，a0為回歸常數(shù)，a1，a2，…，an是偏回歸系數(shù)，待定參數(shù)的值利用最小二乘法估計(jì)。

此模型可用于解決以下問題：1)通過樣本估計(jì)待定參數(shù)的近似值，構(gòu)建因變量和自變量之間的線性關(guān)系表達(dá)式；2)通過統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)準(zhǔn)則判斷自因素對(duì)于因變量的影響是否顯著，酌情剔除不顯著的影響因素；3)將自變量數(shù)值帶入數(shù)學(xué)模型預(yù)測(cè)因變量取值并對(duì)比因變量實(shí)際值判斷模型預(yù)測(cè)精度。

2 模型構(gòu)建

2.1 影響因素識(shí)別

理工類大學(xué)生小組活動(dòng)參與度影響因素的識(shí)別是分析學(xué)生小組活動(dòng)參與度的前提，對(duì)構(gòu)建合理回歸模型意義重大。通過查閱相關(guān)文獻(xiàn)、參考師生意見、結(jié)合實(shí)際教學(xué)經(jīng)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，小組活動(dòng)開展過程中學(xué)生參與度會(huì)受到學(xué)生對(duì)小組活動(dòng)的了解程度、教師開展小組活動(dòng)頻次、小組活動(dòng)開展形式以及參加小組活動(dòng)目的等諸多因素的影響[16-18]，因此最終將理工類大學(xué)生小組活動(dòng)參與度的影響因素指標(biāo)總結(jié)為表1。

表1 小組活動(dòng)參與度影響因素

2.2 問卷調(diào)查

本調(diào)查以“問卷星”為問卷設(shè)計(jì)、下發(fā)和回收工具，以本科院校在讀理工類本科生以及研究生為調(diào)查對(duì)象，問卷鏈接為https://www.wjx.cn/jq/98110463.aspx。本次調(diào)查共回收問卷632份，剔除65份無效問卷，有效問卷一共567份，問卷有效率為89.72%，較高樣本量的代表性使其達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)要求。

2.3 描述性統(tǒng)計(jì)

回收有效問卷選擇500份問卷用于回歸構(gòu)建，剩余67份問卷分為兩組進(jìn)行模型檢驗(yàn)。選擇“性別”及“年齡”作為分析問卷樣本數(shù)據(jù)真實(shí)性的指標(biāo)。兩項(xiàng)指標(biāo)值樣本分布情況如表2所示。參與本次問卷調(diào)查的學(xué)生男女比例約為2:1,較之郭叢斌等[19]的調(diào)查結(jié)果有明顯上升，調(diào)查發(fā)現(xiàn)近十余年性別平等意識(shí)的普及有效提高了理工類學(xué)生中女性比例[19-20]，因此本次問卷數(shù)據(jù)男女性別比符合實(shí)際情況；受訪者的年齡分布主要集中于20歲以下以及20～24歲之間，與實(shí)際大學(xué)生年齡分布狀況大體一致。由此可見，問卷數(shù)據(jù)具有實(shí)際參考價(jià)值。

表2 樣本分布情況

統(tǒng)計(jì)因變量各值的頻數(shù)，“1，2，3”三值的頻數(shù)分別為78，271，151，數(shù)據(jù)大體符合正態(tài)分布。學(xué)生參與度與各影響因素之間的關(guān)系大多表現(xiàn)為線性，在涉及樣本數(shù)量較多的情況下，選取多元一次函數(shù)作為回歸模型可達(dá)到較高的回歸精度。

2.4 信度分析

利用SPSS檢驗(yàn)回收問卷信度。α值(Cronbach’s alpha)的大小與量表的信度成正比，當(dāng)α>0.9時(shí)，數(shù)據(jù)信度檢驗(yàn)的效果非常好[21]；若α>0.7，數(shù)據(jù)信度檢驗(yàn)的效果相當(dāng)好[22-23]；若0.5<α<0.7，數(shù)據(jù)信度檢驗(yàn)在可接受范圍[22]。用于分析的500問卷總體信度檢驗(yàn)α值大于0.7，小組活動(dòng)學(xué)生參與度相關(guān)題項(xiàng)最終信度檢驗(yàn)α值為0.574，數(shù)據(jù)信度檢驗(yàn)合格。

2.5 回歸模型檢驗(yàn)

1)相關(guān)性分析。相關(guān)性分析主要分析變量之間相關(guān)性。皮爾遜系數(shù)(Pearson)作為評(píng)價(jià)因素相關(guān)性的指標(biāo)，其值越接近1，因素之間相關(guān)程度越高、聯(lián)系越緊密。對(duì)小組活動(dòng)參與度和影響因素進(jìn)行相關(guān)分析，發(fā)現(xiàn)小組活動(dòng)了解程度、小組活動(dòng)開展頻次、感興趣以及強(qiáng)制性要求與學(xué)生參與度之間的皮爾遜系數(shù)分別為0.43，0.39，0.31和-0.22，絕對(duì)值均大于0.2，它們之間存在較強(qiáng)的相關(guān)性[24]。

2)擬合優(yōu)度檢驗(yàn)和殘差自相關(guān)檢驗(yàn)。利用SPSS分析構(gòu)建線性回歸模型整體擬合效果。模型的擬合優(yōu)度系數(shù)R值為0.574，判定系數(shù)R2為0.330調(diào)整后的判定系數(shù)R2為0.309。本研究樣本數(shù)量與指標(biāo)數(shù)的比值為500：15，嘗試下調(diào)兩者比值后發(fā)現(xiàn)R2值有明顯提升。查詢文獻(xiàn)對(duì)比其他學(xué)者研究中兩者比值以及R2值，發(fā)現(xiàn)本研究構(gòu)建模型R2值為0.330檢驗(yàn)合格[25-26]，小組活動(dòng)學(xué)生參與度與所選影響因素之間線性關(guān)系較為顯著，模型擬合效果好。R2值意味著自變量Xi(i=1，2，……15)可以聯(lián)合解釋小組活動(dòng)學(xué)生參與度30%的變化原因。

3)顯著性F檢驗(yàn)。所有自變量與因變量之間的線性關(guān)系是否顯著可以通過F檢驗(yàn)結(jié)果反映出來。本研究樣本數(shù)據(jù)F值為15.886，顯著性水平P值為零，說明所有自變量共同以較為顯著的線性關(guān)系影響因變量。

4)回歸系數(shù)的顯著性t檢驗(yàn)。t檢驗(yàn)是檢驗(yàn)每個(gè)自變量對(duì)因變量的影響，不顯著的自變量常采取剔除的處理方式。如表3所示。

表3 影響因素顯著性檢驗(yàn)及回歸分析(系數(shù)a)

此回歸模型學(xué)生對(duì)小組活動(dòng)了解程度、活動(dòng)開展頻次、小組模擬招投標(biāo)、感興趣、強(qiáng)制性要求的t值較大，檢驗(yàn)的顯著性水平值小于0.05，故這幾個(gè)變量對(duì)小組活動(dòng)學(xué)生參與度的影響比較顯著，按照常規(guī)的做法應(yīng)當(dāng)只保留這幾個(gè)自變量。

剔除不顯著變量后再次利用SPSS對(duì)五百份問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行分析檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)此時(shí)模型的擬合優(yōu)度判定值R2值發(fā)生小幅下降，擬合效果不佳;方差的F檢驗(yàn)與原模型結(jié)論相同，自變量與因變量之間線性關(guān)系顯著;與原模型相比，仍有變量X5未通過顯著性t檢驗(yàn)，若要繼續(xù)剔除，則小組活動(dòng)開展形式對(duì)于學(xué)生參與度的影響便無法分析。為保證小組活動(dòng)學(xué)生參與度影響因素分析的全面性，不剔除t檢驗(yàn)不顯著變量的線性回歸模型更為合理。

3 模型預(yù)測(cè)和檢驗(yàn)

由上述分析結(jié)果可得自變量Y和因變量Xi(i=1，2，……，15)之間的多元線性回歸模型，Xi與Y之間的多元線性回歸方程式為：

(2)

Xi含義：X1——對(duì)小組活動(dòng)了解程度；X2——教師開展小組活動(dòng)頻次；X3——小組討論；X4——小組辯論；X5——情景再現(xiàn)；X6——小組作業(yè)；X7——小組調(diào)查；X8——小組游戲；X9——小組同伴互評(píng)；X10——感興趣；X11——獲取較高平時(shí)成績(jī)；X12——強(qiáng)制性要求；X13——課堂表現(xiàn)欲望；X14——從眾心理；X15——同伴邀請(qǐng)。

由相關(guān)性分析可知小組活動(dòng)學(xué)生參與度影響因素之間存在一定內(nèi)在相關(guān)性，參與度與各影響因素之間并非完全呈現(xiàn)線性關(guān)系，而在自變量較多的情況下選用二次回歸模型可達(dá)到較高回歸精度[27]。因此同時(shí)建立多元二次非線性回歸模型以檢驗(yàn)多元一次線性回歸模型。

構(gòu)建多元二次非線性回歸模型，Xi與Y之間的多元線性回歸方程式為：

(3)

式(3)中變量Xi含義同式(2)。

將剩余67份問卷自變量Xi的實(shí)際值分別帶入線性回歸模型和非線性回歸模型中得到各自因變量預(yù)測(cè)值，對(duì)比實(shí)際值進(jìn)而得到預(yù)測(cè)值和實(shí)際值的對(duì)比曲線圖，如圖1和圖2所示。

圖1 第一組數(shù)據(jù)預(yù)測(cè)值與實(shí)際值對(duì)比圖

圖2 第二組數(shù)據(jù)預(yù)測(cè)值與實(shí)際值對(duì)比圖

對(duì)比圖1和圖2兩組數(shù)據(jù)的三條擬合曲線，發(fā)現(xiàn)線性回歸方程預(yù)測(cè)值的擬合效果更貼近實(shí)際值，且擬合曲線的波動(dòng)范圍要小于非線性回歸方程的擬合曲線。由此可見，構(gòu)建的多元線性回歸方程擬合度更好，能更好地反映各個(gè)影響因素和小組活動(dòng)學(xué)生參與度之間的影響關(guān)系。

根據(jù)上述t檢驗(yàn)結(jié)果以及各變量相應(yīng)的回歸方程系數(shù)值，可以看出，學(xué)生對(duì)小組活動(dòng)了解程度、教師開展小組活動(dòng)頻次、感興趣和課堂表現(xiàn)欲望等影響因素的顯著性概率值P均小于0.05，且相應(yīng)的系數(shù)值分別為0.17、0.157、0.182和0.17，均大于0.1，說明這些影響因素對(duì)小組活動(dòng)學(xué)生參與度的影響均為特別顯著的正向影響。而情景再現(xiàn)和強(qiáng)制性要求的顯著性概率值P值均小于0.05，但相應(yīng)的系數(shù)值分別為-0.124和-0.214，均小于-0.1，說明這些影響因素對(duì)小組活動(dòng)學(xué)生參與度存在特別顯著的負(fù)向影響。另外本研究所涉及的其他影響因素對(duì)于小組活動(dòng)學(xué)生參與度也存在著或正向或負(fù)向的影響，只是影響效果不顯著。

4 結(jié)論及建議

4.1 結(jié)論

通過分析樣本因變量指標(biāo)分布情況，利用多元線性回歸模型分析影響因素對(duì)因變量的影響方式和影響程度，可以得出如下結(jié)論：

1)當(dāng)前理工類大學(xué)生小組活動(dòng)參與度不理想。衡量學(xué)生小組參與度指標(biāo)實(shí)際值大多分布在1，2上，均值為2.132，當(dāng)前理工類大學(xué)生小組活動(dòng)參與度仍不理想，存在較大提升空間。

2)所構(gòu)建的小組活動(dòng)參與度模型具有較高適用性。利用SPSS軟件建立理工類課堂小組活動(dòng)學(xué)生參與度的多元線性回歸模型，模型符合回歸模型檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)；帶入剩余問卷的自變量實(shí)際值所確定的因變量預(yù)測(cè)值，相較于多元二次方程預(yù)測(cè)值，回歸模型預(yù)測(cè)值更接近實(shí)際值、整體誤差范圍更小。

3)所選影響因素都會(huì)影響小組活動(dòng)參與度。本文所選取的影響因素都會(huì)對(duì)理工類大學(xué)生小組活動(dòng)參與度產(chǎn)生或正向或負(fù)向的影響，而其中學(xué)生對(duì)小組活動(dòng)的了解程度、教師開展小組活動(dòng)頻次、學(xué)生感興趣、學(xué)生課堂表現(xiàn)欲望、情景再現(xiàn)以及強(qiáng)制性要求對(duì)理工類課堂小組活動(dòng)學(xué)生參與度影響極為顯著：學(xué)生對(duì)小組活動(dòng)越了解，教師開展小組活動(dòng)頻次越高，學(xué)生對(duì)小組活動(dòng)越感興趣以及越具有表現(xiàn)欲望，學(xué)生整體往往會(huì)呈現(xiàn)較高的小組活動(dòng)參與度；而小組活動(dòng)開展形式越復(fù)雜，教師開展小組活動(dòng)的手段越強(qiáng)硬，學(xué)生整體往往會(huì)表現(xiàn)出較低的參與欲望。

4.2 建議

為提高理工類教學(xué)課堂小組活動(dòng)學(xué)生參與度，以更好地利用小組活動(dòng)考核教學(xué)效果。依據(jù)調(diào)查結(jié)果以及多元線性回歸模型，提出幾點(diǎn)提高學(xué)生小組活動(dòng)參與度的建設(shè)性意見：

1)學(xué)生對(duì)于小組活動(dòng)的了解程度需加強(qiáng)。在小組活動(dòng)開展前，教師應(yīng)提前向?qū)W生普及小組活動(dòng)的概念、開展形式、潛在的優(yōu)缺點(diǎn)，使小組活動(dòng)對(duì)于學(xué)生而言不再是一種陌生的教學(xué)形式，增加學(xué)生對(duì)于小組活動(dòng)的熟悉度與了解程度。

2)提高理工類課堂上小組活動(dòng)開展頻次。在日常理工類課程授課過程中，教師應(yīng)該增加小組活動(dòng)的開展頻次，使得學(xué)生能夠積累更多的小組活動(dòng)參與經(jīng)驗(yàn)。在學(xué)生得到各方面綜合素質(zhì)的提高后形成正向反饋，改善學(xué)生參與度。

3)合理選擇開展形式。在小組活動(dòng)開展時(shí)，應(yīng)盡可能選擇簡(jiǎn)單的、學(xué)生較為熟悉的交流合作形式，盡量避免采取情景再現(xiàn)等較為復(fù)雜的開展形式，很多學(xué)生對(duì)于小組活動(dòng)的熟悉度尚且不足，若開展形式也是較為復(fù)雜陌生的情景再現(xiàn)，可能會(huì)引起學(xué)生的雙重抵觸，對(duì)學(xué)生參與度產(chǎn)生負(fù)面影響。

4)引導(dǎo)學(xué)生以合理動(dòng)機(jī)參與小組活動(dòng)。在小組活動(dòng)開展前，通過合理方法激發(fā)學(xué)生對(duì)小組活動(dòng)的興趣，興趣是最好的老師；鼓勵(lì)學(xué)生善于在課堂上表現(xiàn)自己，只有學(xué)生愿意表現(xiàn)自己，才能在小組活動(dòng)中更好地表達(dá)自己的觀點(diǎn)，與他人合作交流；同時(shí)教師不應(yīng)強(qiáng)制要求學(xué)生參加小組活動(dòng)，不要采取過于強(qiáng)硬的手段開展小組活動(dòng)，即使學(xué)生不配合，教師也應(yīng)耐心開導(dǎo)學(xué)生，避免引起學(xué)生的抵觸心理。

5)適當(dāng)調(diào)控其他影響因素。對(duì)本次研究中尚未考慮到的其他小組活動(dòng)學(xué)生參與度影響因素，在小組活動(dòng)開展過程中授課教師也不能忽視，需采取適當(dāng)措施進(jìn)行調(diào)控，確保那些研究未涉及的影響因素能有效促進(jìn)學(xué)生參與度或者避免對(duì)學(xué)生參與度產(chǎn)生負(fù)面影響。