Сетевое издание

Современные проблемы науки и образования

ISSN 2070-7428

"Перечень" ВАК

ИФ РИНЦ = 1,006

• Авторы
• Резюме
• Файлы
• Ключевые слова
• Литература

Болтовский Д.В. 1

---

1 ФГБОУ ВПО «Национальный исследовательский Томский политехнический университет»

Проведен многомерный статистический анализ результатов первой сессии по высшей математике студентов очной формы обучения Энергетического института Томского политехнического университета. Рассмотрение проведено в системе 4-х показателей: ВК – результаты тестового входного контроля по математике, АТТ1 – результаты текущей аттестации по высшей математике в середине семестра, АТТ2 – результаты текущей аттестации по высшей математике в конце семестра, ЭКЗ – результат классического экзамена. В рамках корреляционного анализа выявлены высоко значимая положительная корреляционная зависимость между АТТ и ЭКЗ. С учетом корреляционной зависимости показателей на основании факторного анализа построены Ф1 – фактор успеваемости по высшей математике {АТТ1+АТТ2+ЭКЗ} и Ф2 – фактор входного контроля. В построенном 2-х мерном факторном пространстве {Ф1, Ф2} методом K-средних получена 3-х кластерная высококачественная модель, распределяющая 11 групп студентов по 3-м кластерам. В рамках дисперсионного анализа выделены для каждого фактора однородные группы кластеров. Результаты подобной кластеризации результатов оценивания знаний могут быть учтены в процессе обучения для оценки качества образования и контроля знаний.

Статья в формате PDF

307 KB

высшее образование

дисперсионный) анализ

кластерный

факторный

Многомерный статистический (корреляционный

1. Арефьев В. П., Михальчук А. А., Филипенко Н. М. Сравнительный статистический анализ входного и текущего контроля математических знаний в рамках классической формы заочного высшего образования // Современные проблемы науки и образования. – 2013. – № 5 (Электронный журнал). – URL: www.science-education.ru/111-10676 (дата обращения: 22.02.2014).

2. Арефьев В.П., Михальчук А.А., Филипенко Н.М. Многомерные статистические методы оценивания знаний в системе заочного инновационного обучения // Современные проблемы науки и образования. – 2014. – № 2 (Электронный журнал). – URL: science-education.ru/116-12658 (дата обращения: 08.04.2014).

3. Арефьев В.П., Михальчук А.А., Филипенко Н.М. Кластерный анализ результатов оценивания знаний в системе заочного обучения с использованием дистанционных образовательных технологий // Современные проблемы науки и образования. – 2013. – № 3 (Электронный журнал). – URL: science-education.ru/109-9506 (дата обращения: 22.02.2014).

4. Багаутдинова С.Ф., Левшина Н.И., Санникова Л.Н., Турченко В.И. Разработка и организация системы мониторинга качества образовательной деятельности студентов в высшем учебном заведении // Фундаментальные исследования. – 2014. – № 1-0. – С. 109-114.

5. Боровиков В.П. STATISTICA. Искусство анализа данных на компьютере: Для профессионалов. – СПб.: Питер, 2003. – 688 с.

6. Жичкин А.М. Метод применения инструментария контроля качества в организациях высшего профессионального образования // Высшее образование сегодня. – 2014. – № 1. – С. 19-25.

7. Куринин И.Н., Нардюжев В.И., Нардюжев И.В. Статистический анализ результатов компьютерного тестирования в кредитной системе обучения // Вестник Российского университета дружбы народов. Серия: Информатизация образования. – 2013. – № 1. – С. 115-125.

8. Образование в ТПУ: итоги 2012/13 учебного года / И. А. Абрашкина [и др.]; Национальный исследовательский Томский политехнический университет (ТПУ). – Томск: Изд-во ТПУ, 2013. – 318 с.

9. Саидова Ф.Б. Проблемы качества высшего образования в контексте трансформации образования // Педагогические науки. – 2014. – № 1 (64). – С. 7-9.

10. Степанов В.И. Проблемы обеспечения качества высшего образования в рамках болонского процесса // Вестник Томского государственного педагогического университета. – 2013. – № 6 (134). – С. 27-32.

В условиях модернизации современного российского высшего образования основным направлением его совершенствования является повышение качества обучения и контроля знаний [4, 6, 7, 9, 10].

В данной работе аналогично [1-3] проведен многомерный статистический анализ результатов оценивания знаний по высшей математике (выборка ЭНИН объема n =237) в объеме 1-го семестра (линейная алгебра и аналитическая геометрия + дифференциальное исчисление) студентов очной формы обучения Энергетического института Томского политехнического университета [8]. Рассмотрение проведено в системе 4-х показателей (рис.1): ВК – результаты тестового входного контроля по математике, АТТ1 – результаты текущей аттестации по высшей математике в середине семестра, АТТ2 – результаты текущей аттестации по высшей математике в конце семестра, ЭКЗ – результат классического экзамена.

Рис. 1. Диаграммы рассеяния с гистограммами переменных выборки ЭНИН

Все числовые результаты ВТ приведены к единой 5-балльной шкале (делением результата на соответствующий максимальный результат и умножением на пять). Созданная таким образом в MS Excel база данных использовалась далее в пакете Statistica [5] для статистического анализа данных.

В рамках корреляционного анализа выявлены высоко значимые (на уровне значимости р < 0,0005) положительная корреляционная зависимость между АТТ1, АТТ2 и ЭКЗ (коэффициенты парных корреляции Пирсона r и Спирмена R > 0,81).

С учетом корреляционной зависимости исходных показателей (АТТ1, АТТ2 и ЭКЗ) на основании факторного анализа проведено сокращение их числа до двух (Ф1 и Ф2) и проведена интерпретация новых переменных по нагрузкам, характеризующим корреляции между факторами и показателями (табл. 1).

Таблица 1

Вращаемые факторные нагрузки в выбранной 2-х факторной модели ЭНИН

Согласно табл. 1, высокие факторные нагрузки исходных показателей распределились по факторам следующим образом:

Фактор ф1 – фактор текущей успеваемости {АТТ1+АТТ2+ЭКЗ} характеризуется положительной корреляционной связью.

Фактор ф2 – фактор ВК характеризуется положительной корреляционной связью.

Для проведения дальнейшего анализа ЭНИН в рамках построенной 2-х факторной модели вычислены значения наблюдений в новой системе факторных координат.

В построенном 2-х мерном факторном пространстве {ф1, ф2} проведена кластеризация 11-и учебных групп ЭНИН и построено иерархическое дерево (рис. 2).

Рис. 2. Дендрограммы наблюдений в пространстве {ф1, ф2}, построенные с использованием разных мер близости и правил объединения двух кластеров

В результате получено разбиение 11 групп на 3 кластера, обладающее устойчивостью относительно вариации мер близости (расстояние Евклида, Чебышева, городских кварталов) и правил объединения двух кластеров (метод Варда, полной связи, попарного среднего).

В построенном 2-х мерном факторном пространстве {ф1, ф2} методом K-средних, проводящим классификацию объектов по заданному количеству кластеров, получена также 3-х кластерная высококачественная модель результатов ЭНИН, распределяющая 11-и учебных групп студентов по 3-м кластерам высоко значимо (на уровне значимости р < 0,0005) согласно λ-критерию Уилкса по совокупности показателей ф1 и ф2 (рис.3).

Рис. 3. Диаграмма рассеяния кластеров ЭНИН в факторных координат {ф1, ф2}

Алгоритм метода K-средних, перемещая объекты в разные кластеры с целью минимизации изменчивости внутри кластеров и максимизации изменчивости между кластерами, оценивает качество кластеризации наблюдений по каждому фактору посредством параметрического дисперсионного анализа (табл. 2).

Таблица 2

Результаты дисперсионного анализа кластеризации наблюдений по факторам ЭНИН

Согласно табл. 2, три кластера различаются высоко значимо по ф1 (на уровне значимости р »0,0001< 0,0005) и сильно значимо по ф2 (на уровне значимости 0,0005 < р »0,001< 0,005).

Кластерные средние по старым {ВК, АТТ1, АТТ2, ЭКЗ} и новым {ф1, ф2} показателям приведены в табл. 3.

Таблица 3

Кластерные средние m по ВК, АТТ1, АТТ2, ЭКЗ (5-ти балльная шкала), ф1, ф2 (стандартизированные)

Согласно апостериорным критериям (Фишера, Шеффе, Тьюки) можно оформить результаты множественных сравнений кластерных средних в порядке их убывания для каждого фактора:

ф1: {К1, К2}, {К3}, так, что К2 отличается от К3 высоко значимо (на уровне значимости р < 0,0005).

ф2: {К2}, {К3}, {К1} так, что К3 отличается как от К1, так и от К2 статистически значимо (на уровне значимости 0,005< р < 0,05).

Построенные последовательности неоднородных групп кластеров по каждому фактору находятся в согласии с результатами множественных сравнений по непараметрическому критерию Краскела – Уоллиса, смягчающему для ф1 отличие К2 от К3 до слабо значимого (на уровне значимости 0,05< р < 0,10), а для ф2 отличие К1 от К2 до статистически значимого (на уровне значимости 0,005< р < 0,05). При этом три кластера по совокупности различаются по каждому фактору статистически значимого (на уровне значимости 0,005< р < 0,05).

Графики кластерных средних для каждого фактора приведены на рис. 4.

Рис. 4. Линейные графики факторных (стандартизированных) средних с 95 % границами доверительных интервалов для каждого кластера

Результаты кластерного анализа наблюдений по совокупности факторов с учетом результатов множественных сравнений кластерных средних для каждого фактора позволяют провести классификацию наблюдений в порядковой шкале стандартизированных измерений, полагая в качестве уровня «Средний» – стандартизированный интервал (-0,25; +0,25), «Выше среднего» – (+0,25; +1), «Ниже среднего» – (-1; -0,25).

Таблица 3

Классификация наблюдений по совокупности факторов в порядковой шкале стандартизированных измерений

Согласно рис. 3–4 и табл. 3–4, две группы студентов (К2) демонстрируют стабильный уровень «Выше среднего» (mВК » 3,47 и mАТТ2 » 3,98), четыре группы (К1) – значимую положительную динамику (от mВК » 1,85 до mАТТ2 » 3,30) и пять групп – слабую динамику (от mВК » 2,26 до mАТТ2 » 2,61).

Выводы

1. В рамках корреляционного анализа выявлены высоко значимые (на уровне значимости р < 0,0005) положительная корреляционная зависимость между АТТ1, АТТ2 и ЭКЗ (коэффициенты парных корреляции Пирсона r и Спирмена R > 0,81).
2. С учетом корреляционной зависимости показателей на основании факторного анализа построены Ф1 – фактор текущей успеваемости {АТТ1+АТТ2+ЭКЗ} и Ф2 – фактор ВК.
3. В 2-х мерном факторном пространстве {Ф1, Ф2} методом K-средних получена 3-х кластерная значимая модель, распределяющая 11 групп студентов по 3-м кластерам.
4. В рамках дисперсионного анализа выделены для каждого фактора однородные (различающиеся незначимо) группы кластеров.
5. Проведена классификация результатов оценивания усвоенных студентом знаний по высшей математике в номинальной шкале измерений.
6. Результаты подобной кластеризации (по совокупности показателей) результатов оценивания знаний могут быть учтены в процессе обучения для оценки качества образования и контроля знаний.

Работа выполнена при поддержке Российского научного фонда.

Рецензенты:

Трифонов А.Ю., д.ф.-м.н., профессор кафедры высшей математики и математической физики, ФГБОУ ВПО «Национальный исследовательский Томский политехнический университет, г. Томск.

Арефьев К.П., д.ф.-м.н., профессор кафедры высшей математики, ФГБОУ ВПО «Национальный исследовательский Томский политехнический университет, г. Томск.

Библиографическая ссылка