基于綜合能力的公選課考評體系實證研究

【摘 要】 本次研究以重慶某高職院校的校內(nèi)公選課學(xué)業(yè)能力鑒定改革實踐為樣本，采取平時成績、課程作業(yè)、期末筆試以及復(fù)合修正系數(shù)相結(jié)合的“教學(xué)全周期鑒定模式”，研究性地論證了高?；诰C合能力的公選課考評體系的構(gòu)建問題。

【關(guān)鍵詞】 高校；公選課；能力鑒定改革；實踐

一、引言

在高校的實際教學(xué)過程中，全面貫徹落實以人為本的理念，最重要的就是要以學(xué)生為本，全面提高學(xué)生的綜合素質(zhì)。選修課的教學(xué)則可以有力地拓展其視野，增強綜合素質(zhì)，重視選修課的教學(xué)，是培養(yǎng)“情商智商手拉手”的復(fù)合型人才的現(xiàn)實選擇。[1]高校選修課是高等教育全面育人體系建設(shè)的重要環(huán)節(jié)，更是專業(yè)必修課的有力補充。選修課對于拓展學(xué)生知識面、增強學(xué)生的綜合職業(yè)素養(yǎng)意義重大。[2]然而，在高校選修課教學(xué)過程中卻不乏存在教師教學(xué)隨意性、學(xué)生盲目被動選課、教學(xué)內(nèi)容與課程考查手段單一片面等系列頑癥。[3]部分高校的公選課開設(shè)缺乏嚴格把關(guān)，公選課課程內(nèi)容、大綱及目標不明確，完全由開課教師的意向和興趣決定，并非依據(jù)多數(shù)學(xué)生的需求進行綜合能力考核，這也是制約高校公選課提質(zhì)增效的頑疾。[4]如何切實提高選修課教學(xué)質(zhì)量已迫在眉睫。

本次研究以重慶某高校校際公共選修課學(xué)業(yè)能力綜合鑒定改革實踐為例，深入研討了基于教學(xué)全周期的過程動態(tài)考核模式改革實踐的主要影響因子及其作用機理，著重論述了教學(xué)全周期過程動態(tài)考核鑒定模式指導(dǎo)高校公選課教育教學(xué)改革實踐的重要意義。

二、課程考核體系構(gòu)建

1、研究樣本

關(guān)于選修課的能力鑒定改革實證研究樣本為重慶某高校校際公共選修課，研究擬采取以平時成績鑒定、課程作業(yè)與期末筆試為主，借助復(fù)合修正系數(shù)的“教學(xué)全周期”能力鑒定改革模式開展教學(xué)與綜合學(xué)業(yè)能力鑒定。

2、鑒定體系架構(gòu)

“教學(xué)全周期”課程學(xué)業(yè)能力鑒定模式主要基于高校公共選修課教學(xué)改革實踐而設(shè)計。學(xué)習(xí)評價的目的不是以學(xué)生的最終成績?yōu)闃藴?，而?yīng)促進學(xué)生參與到整個學(xué)習(xí)活動中，采取過程性評價來衡量教學(xué)效果是教學(xué)設(shè)計的一個重要部分。[5]公共選修課是高等教育教學(xué)改革的重要舉措，然而實際教學(xué)過程中廣大學(xué)生缺乏積極性和主觀能動性，迫使公共選修課淪為“配角”，浪費了寶貴的教學(xué)資源。[6]因此，探索行之有效的公選課學(xué)業(yè)能力鑒定模式對于扭轉(zhuǎn)公選課的被動局面具有重要意義。綜合歷年公共選修課的授課情況以及學(xué)生客觀學(xué)習(xí)成果分析，筆者提出了本次課程考核評價體系的鑒定模式架構(gòu)如表1所示：

課程考核實施方案為：平時成績鑒定指標K1計算方式為滿分100分，扣分因子包括缺課、遲到、早退；加分因子包括課堂參與、互動討論等；具體量化尺度由授課教師掌握。K2為課程作業(yè)得分，賦分方式為教師評定與學(xué)生自評各占50%；K3指標為期末筆試得分；復(fù)合修正系數(shù)K0的取值為，其中σ表示K0的標準差?；凇敖虒W(xué)全周期”模式的課程考核綜合成績（以字母C表示）計算方式為c=（0.2K1+0.4K2+0.4K3）×K0+α，其中α表示C的標準差。

三、“教學(xué)全周期”模式研討

1、實踐案例分析

筆者借助SPSS數(shù)理統(tǒng)計軟件開展數(shù)據(jù)處理，其分析結(jié)果如表2所示：

上表中“-”符號表示沒有相關(guān)參數(shù)。根據(jù)表2不難看出，復(fù)合修正系數(shù)K0指標的極差為0.17，比較顯著，這與設(shè)置K0實現(xiàn)擴大優(yōu)生與差生的綜合評定分數(shù)差的初衷相吻合。綜合成績C的極差為34，非常顯著，凸顯了優(yōu)生與差生在課程學(xué)業(yè)能力量化指標方面的懸殊特征。K1、K2、K3與C的標準差都維持在6～7之間，表明經(jīng)修正的綜合成績C整體趨于穩(wěn)定；而C的均值為74則顯示班級整體學(xué)習(xí)情況良好；C的方差為42進一步說明學(xué)生綜合鑒定成績分布的離散性較高，實現(xiàn)了優(yōu)差生學(xué)習(xí)效能的量化區(qū)分。

（1）K1指標分析

平時成績K1與期末綜合成績C之間的離散分布如圖1所示：

借助數(shù)理統(tǒng)計分析軟件，筆者采用二次多項式非線性擬合方法，分析得知K1、C兩組數(shù)據(jù)之間的擬合方程為y=-0.008X2+1.5917X，相關(guān)系數(shù)R2=0.03718，這表明K1與C之間無相關(guān)關(guān)系。

根據(jù)圖1不難看出，K1曲線走勢離散且無明顯規(guī)律可循，少數(shù)學(xué)生K1得分較低，結(jié)合K1記錄信息得知無假缺勤是造成K1較低的主要原因。多數(shù)學(xué)生K1與C之間差距較小，僅個別學(xué)生K1與C相差較大，筆者認為部分學(xué)生存在敷衍學(xué)習(xí)、出工不出力的消極應(yīng)試現(xiàn)象是造成K1與C偏差較大的主要原因。在授課過程中，確有少數(shù)同學(xué)是為了選修學(xué)分而被動選修，課堂參與度不高，學(xué)習(xí)效果堪憂；因此，筆者力求通過改進授課方法、推進課程能力鑒定改革等舉措扭轉(zhuǎn)公共選修課的尷尬局面，切實發(fā)揮公選課在個性化人才培養(yǎng)方面的重要作用。

（2）K2指標分析

期中考試K2與期末綜合成績C之間的離散分布如圖2所示：

通過數(shù)理統(tǒng)計分析軟件，筆者采用二次多項式非線性擬合方法，分析得知K2、C兩組數(shù)據(jù)之間的擬合方程為y=-0.0048X2+1.3434X，相關(guān)系數(shù)R2=0.4108，這表明K2與C之間無明顯相關(guān)關(guān)系。

在本次能力鑒定改革中，K2扮演了教學(xué)互動與實踐應(yīng)用能力檢驗“試金石”的角色；通過學(xué)生自評與教師客觀鑒定各占K2分值50%的方式，實現(xiàn)了學(xué)業(yè)能力鑒定過程透明與師生互動。在實際操作中，多數(shù)同學(xué)在自評環(huán)節(jié)比較客觀，僅個別同學(xué)在課程作業(yè)較差的情況下仍給自己較高評價；教師為了維護K2鑒定的客觀公正性，可適當使用“自由裁量權(quán)”平衡K2的異常賦分。分析圖2得知，K2與C之間的絕對偏差普遍較小，主要緣于K2占期末綜合鑒定權(quán)重較高；實踐表明，K2占期末綜合成績的權(quán)重取40%是合理可行的。

（3）K3指標分析

期末考試K3與期末綜合成績C之間的離散分布如圖3所示：

通過數(shù)理統(tǒng)計分析軟件，筆者采用二次多項式非線性擬合方法，分析得知K3、C兩組數(shù)據(jù)之間的擬合方程為y=-0.0054X2+1.3951X，相關(guān)系數(shù)R2=0.3561，這表明K3與C之間無明顯相關(guān)關(guān)系。

期末紙筆測試仍是我國學(xué)生能力鑒定的主要方式之一。本次教改實踐中，k3在C中的權(quán)重設(shè)定為40%，也體現(xiàn)了傳統(tǒng)筆試的主體地位。分析圖3得知，K3與C之間的絕對偏差整體較小，多數(shù)偏差維持在10分以內(nèi)，筆者認為這是由于K3占C的權(quán)重較高所致。個別學(xué)生K3與C的偏差接近20分，筆者通過卷面分析、K1和K2比對發(fā)現(xiàn)，這部分同學(xué)K1和K2較差而連鎖導(dǎo)致K0較低，盡管在計算C的過程中補足了標準偏差值，但仍然無法彌補K1、K2和K0的短板；突出針對課程教學(xué)全周期的綜合考查也正是本次教改實踐的精辟之處。研究表明，K3占期末綜合成績的權(quán)重取40%是合理的。

（4）復(fù)合修正系數(shù)K0分析

復(fù)合修正系數(shù)K0與期末綜合成績C之間的離散分布如圖4所示：

通過數(shù)理統(tǒng)計分析軟件，筆者采用二次多項式非線性擬合方法，分析得知K0、C兩組數(shù)據(jù)之間的擬合方程為y=105.08X2-2.1488X，相關(guān)系數(shù)R2=0.9647，這表明K0與C之間顯著正相關(guān)。

結(jié)合圖4可以看出，K0與C曲線走勢趨于一致，修正系數(shù)K0的設(shè)置初衷就是實現(xiàn)學(xué)生綜合鑒定成績的二次調(diào)節(jié)，其主要目的就是增大優(yōu)差生的分數(shù)懸殊，實現(xiàn)差別量化考核；其次，通過設(shè)置復(fù)合修正系數(shù)督促學(xué)生重視整個教學(xué)環(huán)節(jié)以期獲得較高的修正系數(shù)，避免在期末綜合成績鑒定中掉隊落伍；而復(fù)合修正系數(shù)的絕對偏差疊加也在一定程度上保證了部分差生的及格過關(guān)剛需。由表2可知，復(fù)合修正系數(shù)K0的極差達到0.17，這表明優(yōu)生和差生的懸殊相對較大，也凸顯了K0甄別優(yōu)差生的重要意義。

2、“教學(xué)全周期”模式分析

本次課程學(xué)業(yè)能力鑒定改革實踐采取以平時成績K1、課程作業(yè)K2以及期末筆試K3為基準、輔以復(fù)合修正系數(shù)K0的“教學(xué)全周期”綜合能力鑒定改革模式開展實施。研究顯示，課程綜合鑒定成績分數(shù)段分布比較合理，如圖5所示：

根據(jù)圖5可知，期末綜合成績80分以上的優(yōu)生率達到35%，70～79分的良好率達到52.5%，而不及格率則為2.5%；以上數(shù)據(jù)表明采取“教學(xué)全周期”學(xué)業(yè)能力鑒定改革模式實踐效果顯著，在客觀體現(xiàn)多數(shù)學(xué)生學(xué)業(yè)能力的同時，也實現(xiàn)了優(yōu)差生的量化區(qū)分。

筆者就本次學(xué)業(yè)能力鑒定改革實踐成果歸納如下：首先，采取平時成績與課程作業(yè)相結(jié)合的教學(xué)過程鑒定模式，強化了教學(xué)過程在學(xué)業(yè)能力鑒定中的主體地位，弱化期末筆試有效規(guī)避了應(yīng)試投機的現(xiàn)象。其次，復(fù)合修正系數(shù)的設(shè)置迫使學(xué)生積極參與教學(xué)過程，努力尋求K1、K2以及K3的最大化以換取K0的最大化，以期實現(xiàn)綜合鑒定取得良好成績；而標準差σ、α的引入確保綜合鑒定成績不失真。最后，通過本次教改研究確定主要鑒定因子K1、K2和K3的權(quán)重比為20%/40%/40%是適合高校公選課綜合鑒定評價的最優(yōu)權(quán)重比。

四、結(jié)論

本次教改實踐研究結(jié)論如下：

1、以平時成績K1、課程作業(yè)K2、期末筆試K3為基準，輔以復(fù)合修正系數(shù)K0的“教學(xué)全周期”綜合能力鑒定改革模式適合高校公選課考核綜合評價體系。

2、能力鑒定單元權(quán)重比“K1/K2/K3=20%/40%/40%”是適合高校公選課綜合鑒定評價的最優(yōu)權(quán)重比，復(fù)合修正系數(shù)取平時成績、課程作業(yè)以及期末筆試的均方根取值是公選課考核評價模式的核心指標之一。

3、本次教改實踐研究為推動高校公共選修課提質(zhì)增效奠定了理論和實踐基礎(chǔ)。

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【作者簡介】

何必繁，男，漢族，重慶人，博士，副教授，研究方向為高等教育管理.