基于主成分回歸分析的經(jīng)管類專業(yè)實(shí)踐課程教學(xué)效果評價(jià)
——以A 課程為例

付靜

（廣州軟件學(xué)院，廣州 510900）

0 引言

實(shí)踐教學(xué)作為高等教育的重要構(gòu)成部分，是培養(yǎng)應(yīng)用型人才的關(guān)鍵環(huán)節(jié)，實(shí)踐教學(xué)效果直接決定實(shí)踐教學(xué)質(zhì)量，實(shí)踐課程是實(shí)踐教學(xué)的重要載體，因此，進(jìn)行實(shí)踐課程教學(xué)效果評價(jià)非常有必要。實(shí)踐課程教學(xué)效果評價(jià)體系的建立和完善不僅有利于提升課堂教學(xué)質(zhì)量，為高校實(shí)踐教學(xué)提供數(shù)據(jù)支持，也有利于實(shí)現(xiàn)校師生三方全面同步發(fā)展。

1 文獻(xiàn)評述

目前，國內(nèi)大部分學(xué)者主要是對理論教學(xué)或具體專業(yè)教學(xué)進(jìn)行教學(xué)效果評價(jià)，而對某一門實(shí)踐課程進(jìn)行教學(xué)評價(jià)的文獻(xiàn)相對較少，如許宇翔、譚淇婧以四川電大遠(yuǎn)程教育的“幾何基礎(chǔ)”課程為例，利用主成分分析法對數(shù)據(jù)進(jìn)行降維處理，構(gòu)建評價(jià)模型，通過模型計(jì)算的結(jié)果找出教師在教學(xué)過程中存在的問題，豐富教學(xué)工作［1］；陳麗娜以華中師范大學(xué)的混合式教學(xué)模式為切入點(diǎn)進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)混合式教學(xué)模式改善了學(xué)生學(xué)習(xí)的積極性和主動(dòng)性，培養(yǎng)了學(xué)生獨(dú)立思考的能力［2］；劉茂平以廣東技術(shù)師范學(xué)院為例，采用主成分分析法對其財(cái)務(wù)管理雙語教學(xué)效果的影響因素進(jìn)行分析，證明學(xué)生上課態(tài)度和課件形式與教學(xué)效果成正相關(guān)［3］；汪學(xué)榮、周玲等利用學(xué)生評價(jià)方式對10 門課程進(jìn)行教學(xué)質(zhì)量評價(jià)，并建立評價(jià)模型進(jìn)行實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證，研究表明課程C3 效果最好，同時(shí)評價(jià)模型也驗(yàn)證了該結(jié)果的準(zhǔn)確性［4］；王成強(qiáng)采用最小二乘線性回歸和主成分分析法對數(shù)學(xué)分析習(xí)題課教學(xué)效果進(jìn)行評價(jià)，發(fā)現(xiàn)數(shù)學(xué)分析習(xí)題課對學(xué)生實(shí)踐動(dòng)手能力、綜合素質(zhì)能力的提升至關(guān)重要［5］。基于上述學(xué)者的研究，文章以某校A 課程為例，結(jié)合其經(jīng)管類專業(yè)特點(diǎn)和課程特點(diǎn)，構(gòu)建實(shí)踐課程教學(xué)評價(jià)模型，采用問卷調(diào)查法和主成分分析法，驗(yàn)證實(shí)踐課程教學(xué)效果的影響因素，為課程改革、專業(yè)建設(shè)及人才培養(yǎng)提供相應(yīng)的數(shù)據(jù)支撐和實(shí)踐依據(jù)。

2 經(jīng)管類專業(yè)實(shí)踐教學(xué)問題

基于理論研究現(xiàn)狀和實(shí)踐教學(xué)的重要性，文章通過調(diào)查多所應(yīng)用型本科高校發(fā)現(xiàn)目前同類應(yīng)用型本科高校經(jīng)管類專業(yè)實(shí)踐教學(xué)存在如下問題：①同一門課程中的理論課時(shí)與實(shí)踐課時(shí)設(shè)計(jì)不合理，大部分高校在經(jīng)管類專業(yè)核心課程上，偏重理論課時(shí)設(shè)置，忽略實(shí)踐課時(shí)安排，導(dǎo)致學(xué)生沒有意識到該課程實(shí)踐教學(xué)的重要性，缺乏實(shí)踐能力。②理論課與實(shí)踐課脫節(jié)嚴(yán)重。許多高校在安排經(jīng)管類專業(yè)人才培養(yǎng)課程時(shí)，對理論課與實(shí)踐課時(shí)間安排不合理，如在大一開設(shè)專業(yè)理論課程，但該理論課程配套的實(shí)踐課程被安排在大四，這樣無法讓學(xué)生把理論和實(shí)踐結(jié)合起來，只是理論課學(xué)習(xí)理論，實(shí)踐課進(jìn)行實(shí)踐。③實(shí)踐教學(xué)軟硬件落后于時(shí)代和社會發(fā)展，使得學(xué)生畢業(yè)后無法跟上社會的發(fā)展節(jié)奏，人才培養(yǎng)脫離社會實(shí)際，只局限于校內(nèi)。④高校專任教師的結(jié)構(gòu)層次不符合實(shí)踐教學(xué)要求，且任課教師實(shí)踐能力相對較弱。調(diào)查發(fā)現(xiàn)，應(yīng)用型高校在設(shè)置經(jīng)管類專業(yè)任課教師結(jié)構(gòu)層次時(shí)只追求職稱結(jié)構(gòu)，忽略實(shí)踐技能結(jié)構(gòu)，這種現(xiàn)象不利于應(yīng)用型本科人才培養(yǎng)。⑤忽視培養(yǎng)學(xué)生對實(shí)踐課程的積極性和趣味性。絕大部分應(yīng)用型本科高校在教學(xué)模式探索上缺乏創(chuàng)新，陳舊的教學(xué)模式不利于激發(fā)學(xué)生潛力，也不利于調(diào)動(dòng)學(xué)生對實(shí)踐課程的積極性和趣味性［6］。

3 調(diào)查研究與實(shí)證設(shè)計(jì)

3.1 問卷設(shè)計(jì)

為了對某高校A 實(shí)踐課程進(jìn)行課程教學(xué)評價(jià)，文章設(shè)計(jì)了包含A 課程是否提升了學(xué)生的實(shí)踐能力、是否滿意任課教師對學(xué)生的教學(xué)態(tài)度、是否滿意課程教學(xué)效果等14 個(gè)問題在內(nèi)的調(diào)查問卷，共發(fā)放200 份，調(diào)查對象主要是某高校2018 級、2019 級、2020 級的在校學(xué)生，最終回收180 份有效問卷，回收率90%，最終確定樣本180 個(gè)。

3.2 可靠性檢驗(yàn)

文章采用問卷調(diào)查法搜集樣本和數(shù)據(jù)，因此有必要對問卷的設(shè)計(jì)和可靠性進(jìn)行信度分析，根據(jù)可靠性檢驗(yàn)結(jié)果，問卷設(shè)計(jì)的α 系數(shù)為0.902，α 系數(shù)越接近1，說明問卷設(shè)計(jì)可靠性越高。因此，文章的問卷設(shè)計(jì)可靠合理，提取數(shù)據(jù)合理，可以為接下來的檢驗(yàn)提供依據(jù)。

3.3 評價(jià)體系的建立

基于上述問卷調(diào)查的結(jié)果，結(jié)合課程特點(diǎn)，文章從14 個(gè)問題中提取出13 個(gè)自變量和1 個(gè)因變量，對應(yīng)的評價(jià)體系如表1 所示。

表1 評價(jià)體系

4 實(shí)證分析

4.1 主成分分析

4.1.1 KMO 和Bartlett 檢驗(yàn)

理論上，KMO 大于0.5 才能夠作因子分析，文章通過KMO 和Bartlett 檢驗(yàn)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)KMO 值為0.893，Bartlett 統(tǒng)計(jì)量為1 039.118，且顯著性P值為0.000，顯著性較強(qiáng)，說明各指標(biāo)之間存在顯著差異，通過檢驗(yàn)。結(jié)果如表2 所示。

表2 KMO 和Bartlett 檢驗(yàn)

4.1.2 公因子提取和命名

提取公因子的原則是因子特征值大于1，文章采用主成分分析法提取公因子，并計(jì)算相關(guān)系數(shù)矩陣、方差貢獻(xiàn)率和旋轉(zhuǎn)后累計(jì)方差貢獻(xiàn)率；通過主成分分析提取了3 個(gè)公因子，其特征值分別是3.251、3.199 和1.824，旋轉(zhuǎn)后方差貢獻(xiàn)率分別是25.005%、24.607%和14.034%，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為63.646%，超過60%，表明前3 個(gè)公因子可以解釋大部分因子對實(shí)踐課程教學(xué)效果的影響［7］，結(jié)果如表3 所示。

表3 公因子方差貢獻(xiàn)

接下來對3 個(gè)公因子進(jìn)行最大方差正交旋轉(zhuǎn)，得到旋轉(zhuǎn)后的公因子載荷矩陣如表4 所示，并進(jìn)行公因子命名，其中公因子1在X6、X8、X9、X10上的載荷系數(shù)最大，載荷值分別為0.784、0.785、0.741 和0.707，這些因素考察的是教學(xué)過程中教師本身的能力及其對學(xué)生的關(guān)注度，因此可取名為教師因子（F1）；公因子2在X2、X4、X5、X7、X11、X12、X13上的載荷系數(shù)最大，載荷值分別為0.727、0.631、0.507、0.474、0.576、0.7 22 和0.740，這些因素主要圍繞學(xué)生的專業(yè)基礎(chǔ)能力和教學(xué)過程安排，因此可取名為基礎(chǔ)因子和教學(xué)因子（F2）；公因子3在X1、X3上的載荷系數(shù)最大，載荷值分別為0.709、0.850，這些因素代表教學(xué)后續(xù)的成果和未來預(yù)期，因此可取名為未來因子（F3）。

表4 公因子載荷矩陣

4.1.3 因子得分

利用因子分析的結(jié)果得到得分系數(shù)矩陣，結(jié)果如表5 所示，可計(jì)算出公因子評價(jià)函數(shù)：

表5 因子得分系數(shù)矩陣

4.2 回歸分析

文章建立評價(jià)指標(biāo)（X）和因變量實(shí)踐課程教學(xué)效果（Y）的線性回歸方程：

式（1）中，βi（i=1，2，3，…，n）為各變量的回歸系數(shù)，μi為誤差項(xiàng)，C為常數(shù)項(xiàng)。

利用上述函數(shù)對自變量（X）和因變量（Y）進(jìn)行多元線性回歸，結(jié)果如表6 所示。

表6 多元線性回歸結(jié)果

對于多元線性回歸結(jié)果，可建立如下模型：

回歸結(jié)果顯示，R2和調(diào)整R2分別為0.606、0.575；方差分析中，F(xiàn)值為19.522，P值為0.000，擬合優(yōu)度相對較好，且顯著性檢驗(yàn)通過；D-W 值為1.713，說明回歸方程不存在自相關(guān)。綜合上述結(jié)果，可知回歸結(jié)果較理想，解釋力較強(qiáng)。

表6 的回歸結(jié)果顯示，方差膨脹因子（VIF）最大值為2.487，小于10，一般VIF 小于10 可以說明回歸模型不存在多重共線性。綜合上述結(jié)果，可以認(rèn)為線性回歸是有效的，并且從回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，X3、X7、X8，X5、X10，X9分別在1%、5%和10%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，其余幾個(gè)變量的顯著性則不明顯。

5 建議

文章通過問卷調(diào)查法和主成分分析法，為實(shí)踐課程教學(xué)效果建立評價(jià)指標(biāo)，提取公因子并進(jìn)行多元線性回歸。結(jié)果表明，A 實(shí)踐課程教學(xué)效果的主要影響因素是教師因子、基礎(chǔ)因子和教學(xué)因子、未來因子，其中，期望實(shí)踐成果（X3）、教學(xué)安排（X5）、教學(xué)過程考核（X7）、教師基礎(chǔ)能力（X9）、教師實(shí)踐能力（X8）和關(guān)注度（X10）都對A 實(shí)踐課程教學(xué)效果產(chǎn)生顯著的正相關(guān)。基于上述實(shí)證，文章提出以下幾點(diǎn)建議：首先，在教師方面，推動(dòng)任課教師專業(yè)基礎(chǔ)能力和實(shí)踐能力的提升［8］，通過專業(yè)理論的培訓(xùn)講座、校企合作、建立實(shí)踐教學(xué)基地，促使教師獲得豐富的專業(yè)理論知識，幫助教師將理論應(yīng)用于專業(yè)實(shí)踐，提升專業(yè)實(shí)踐能力；其次，在教學(xué)方面，可以推廣沉浸式教學(xué)模式，靈活設(shè)計(jì)教學(xué)過程，建立教學(xué)團(tuán)隊(duì)，發(fā)揮團(tuán)隊(duì)的主觀能動(dòng)性，利用案例思考、練習(xí)題庫、頭腦風(fēng)暴、小組討論、模擬實(shí)操、教研活動(dòng)探索等方式，讓學(xué)生體會到專業(yè)學(xué)習(xí)的樂趣，激發(fā)學(xué)生的學(xué)習(xí)積極性和熱情；最后，在綜合素質(zhì)培養(yǎng)方面，要注重學(xué)生多元化的培養(yǎng)模式，使學(xué)生不是為了“學(xué)”而“學(xué)”，教師、高校更應(yīng)該注重學(xué)生綜合應(yīng)用能力的提升，讓學(xué)生參與校企合作和實(shí)訓(xùn)基地的項(xiàng)目，特別是輪崗實(shí)習(xí)，充分發(fā)揮學(xué)生的潛力，實(shí)現(xiàn)理論教學(xué)與實(shí)踐教學(xué)的有機(jī)結(jié)合，提高學(xué)生的綜合素質(zhì)。