王志國,林長海,靳永山

師德評價模型研究與實踐

王志國,林長海,靳永山

(天津石油職業(yè)技術(shù)學院,天津市 301607)

通過對基于層次分析法(AHP)對師德評價過程中的評價指標權(quán)重進行設(shè)計,根據(jù)概率統(tǒng)計理論中的方差分析對師德評價數(shù)據(jù)進行處理,建立基于正態(tài)分布理論的師德評價模型。研究過程,力求使評價指標更合理、公正,評價模型更科學,充分調(diào)動廣大教師的工作積極性,提高評價水平和管理水平。

層次分析法;方差分析;正態(tài)分布;師德評價;案例分析

師德是指教師的職業(yè)道德,是教師在從事教育勞動時應遵循的行為規(guī)范和必備的品德。師德評價是指對教師職業(yè)行為價值,即對教師職業(yè)行為是否遵循了職業(yè)道德規(guī)范的評議和估價。師德評價是一個全方位、多角度、多層次的系統(tǒng)工程,對教風管理、提高教學質(zhì)量和教師感知、規(guī)范自我具有十分重要的意義。構(gòu)建完善的師德評價和建設(shè)機制,是加強師德建設(shè)的有效途徑,而評價機制是否有效,需要一個科學、可操作性的師德評價模型予以實施,并通過實踐使評價機制不斷完善。

傳統(tǒng)的師德評價模式是由學院督導機構(gòu)制定相應的評價指標,每個指標都有相應的分值,學生、同事和相關(guān)的領(lǐng)導根據(jù)指標內(nèi)涵打分,然后進行累加。然而每個指標經(jīng)常是相互關(guān)聯(lián)、相互制約的,每個人對每個指標的權(quán)重又有不同的看法,因此傳統(tǒng)的師德評價模式中權(quán)重設(shè)計有明顯的缺陷。為克服這一弊端,本文結(jié)合教學和行政管理的實踐經(jīng)驗,提出了基于層次分析法的師德評價指標權(quán)重設(shè)計模型,根據(jù)概率統(tǒng)計理論中的方差分析對師德評價數(shù)據(jù)進行了處理,建立了基于正態(tài)分布理論師德評價模型。為驗證該評價模式的有效性、實用性,選用天津石油職業(yè)技術(shù)學院師德評價實際數(shù)據(jù)加以分析。

一、關(guān)于層次分析法

層次分析法(即AHP法)是工程數(shù)學中對人們的主觀判斷做客觀描述的一種有效方法,它把對復雜問題的決策思維過程層次化與數(shù)學化,通過各因素間的比較判斷和計算,得到不同指標或內(nèi)容的重要性權(quán)重向量,其基本思想和步驟為:

⒈建立層次指標體系結(jié)構(gòu)

首先,根據(jù)對問題的了解和初步分析,把復雜的問題分解成稱之為元素的各組成部分,把這些元素按屬性不同分成若干組,以形成不同層次。同一層次的元素作為準則,對下一層次的某些元素起支配作用,同時,它又受上一層元素支配。這就形成從上到下的遞階層次。典型的層次結(jié)構(gòu)可用圖1表示出來。

⒉構(gòu)造兩兩比較判斷矩陣

建立了遞階層次結(jié)構(gòu)后,就確定了上下層之間的隸屬關(guān)系。把上層元素作為準則,對它所支配的下層元素按照相對重要程度進行兩兩判斷,得到判斷矩陣。結(jié)果表示為:判斷矩陣中的賦值aij表示元素xi關(guān)于元素xj的重要程度賦值。

⒊各元素相對權(quán)重的計算

若A是一致矩陣,則解特征值問題

所得到的ω=(ω1,Λ,ωn)T經(jīng)歸一化后作為元素x1,x2,Λxn在準則α下的排序權(quán)重。其中λmax為判斷矩陣A的最大特征根。

⒋判斷矩陣一致性的檢驗

對判斷矩陣的一致性檢驗的步驟如下:

(1)計算一致性指標CI

(2)查找相應的平均隨機一致性指標RI,對n=1,2,Λ9,Saaty給出了RI的具體參照值,如表1所示

表1 A HP賦權(quán)的RI參照值表

當CR<0.10時,認為判斷矩陣的一致性是可以接受的,否則應作適當修正。

⒌層次總排序及一致性檢驗

上面得到的是一組元素對其上一層中某元素的權(quán)重向量,最終得到各元素對于目標的排序權(quán)重,從而進行方案選擇?？偱判驒?quán)重要自上而下地將單準則下的權(quán)重進行合成。設(shè)上一層次(A層)包含A1,A2,Λ,Am共m個因素,層次總排序權(quán)重分別為a1,a2,Λ,am,又設(shè)其后的下一層次(B層)包含n個因素B1,B2,Λ,Bn,關(guān)于Aj的層次單排序權(quán)重分別為b1j,b2j,Λ,bnj(當Bi與Aj無關(guān)聯(lián)時,bij=0)。B層中各因素關(guān)于總目標的權(quán)重,即求B層各因素的層次總排序權(quán)重 b1,b2,Λ,bn,計算按(5)式進行:

對層次總排序也需作一致性檢驗,檢驗仍象層次總排序那樣由高層到低層逐層進行。這是因為雖然各層次均已經(jīng)過層次單排序的一致性檢驗,各成對比較判斷矩陣都已具有較為滿意的一致性。但當綜合考察時,各層次的非一致性仍有可能積累起來,引起最終分析結(jié)果較嚴重的非一致性。設(shè)B層中與Aj相關(guān)的因素的成對比較判斷矩陣在單排序中經(jīng)一致性檢驗,求得單排序一致性指標為CI(j),(j=1,2,Λm),相應的平均隨機一致性指標為RI(j)(CI(j)、RI(j)已在層次單排序時求得),則B層總排序隨機一致性比例為:

當CR<0110時,認為層次總排序結(jié)果具有較滿意的一致性并接受該分析結(jié)果。

二、基于(A HP)層次分析法的師德評價指標權(quán)重設(shè)計模型

圖1 層次指標體系結(jié)構(gòu)

圖2

依照天津石油職業(yè)技術(shù)學院教師師德規(guī)范考評細則及上文認知層次分類法,設(shè)計了天津石油職業(yè)技術(shù)學院教師師德規(guī)范認知層次分類(如圖2),我們采用AHP的1-9標度法,一共設(shè)計9個判斷矩陣,其中 T-A層有1個矩陣,A-B層有3個矩陣,B-X層共有6個矩陣(篇幅所限,具體計算結(jié)果不再一一列出),對層次(總)排序進行一致性檢驗,得出A層、B層、X層總排序隨機一致性比率CR值均小于0.11,可認為排序較為理想,分層及重要性權(quán)結(jié)果見表2。我們在指標層X(即具體考評點)的歸一化權(quán)向量W計算的基礎(chǔ)上作出了百分制下分值細目(表2最后一列),以此為基礎(chǔ)便可較為科學合理地完成我校教師師德評價工作。

表2 天津石油職業(yè)技術(shù)學院教師師德規(guī)范AHP賦權(quán)及雙向細目表

三、基于雙因素方差分析的數(shù)據(jù)處理

在通常的師德評價過程中,人們只注重對教師師德水平的點評,而對評分者人的素質(zhì)和水平很少關(guān)注。但事實上,教師師德水平的高低及提高,與評分人的水平密切相關(guān),只有評分人與指導者水平高,對教師師德水平的評價才具有較高的可靠性,教師的師德水平才會逐步提高。在師德評價過程中,需要剔除具有顯著差異的評分者的數(shù)據(jù)(特殊問題特殊對待),對被評教師做出客觀公正的結(jié)論。

以下是天津石油職業(yè)技術(shù)學院某班某學期師德水平的評分表(表3),試對教師之間的師德水平和評估人(學生)之間的水平做出評價。

表3 某學期的師德水平的評分成績

這是一個無重復試驗的雙因素方差分析問題,因素A是教師,有7個水平A1,A2,L A7;因素B是學生,有9個水平B1,B2,L B9。Xij(i=1,2,…7,j=1,2,…9)是因素A、B對每對組合(Ai,Bj)做一次試驗的數(shù)據(jù),數(shù)學模型為:

檢驗假設(shè)

H01:α1=α2=L=α7=0,H11:α1,α2,L,α7不全為0;

H02:β1=β2=Λ=β9=0,H12:β1,β2,Λβ9不全為0;

計算得:ST=2.21073,SA=0.98644,SB=0.50009,SE=ST-SA-SB=0.7242,從而得方差分析表,如表4所示。

表4 方差分析表

取α=0.05,有 Fα(r-1),(r-1)(s-1))=F0.05(6,48)=2.30,Fα(s-1),(r-1)(s-1)=F0.05(8.48)=2.14

由于FA=10.895>2.30=F0.05(6,48),FB=4.14248>2.14=F0.05(8.48),因此以95%的置信度可以認為教師之間教學水平有顯著差異,同時評課小組成員之間的水平也有顯著差異。因為評課小組成員水平有顯著差異,需討論如何定量地去比較他們水平的高低,考慮到的含義(第j個成員對第i名教師評分與所有成員對第名教師評分的平均值之差),用來評價第j名評課人水平的高低δ,j越小水平越高δ,j越大水平則越低,本例計算δj如表5所示。

表5 評課人的水平排名

結(jié)論:第1名評課人水平最高,第4名評課人水平最低,應該剔除。

四、基于正態(tài)分布理論的師德評價

在師德評價中,評議者和教師本人更關(guān)心個人在整個評價中所處的地位。如某教師的原始分數(shù)(從考核表中得出的分數(shù))為90分,不能據(jù)此說他的師德優(yōu)劣,需要了解此部門有幾個90分以上且平均分數(shù)是多少等。因為水漲船高,單憑90分看不出教師師德水平。此外,在比較教師的各項總成績時,將教師各項分數(shù)的原始分數(shù)相加,可以用來進行橫向比較,但由于評分者知識水平、思想水平等多種因素的不同,缺乏一定參照點的非標準化計分范圍,顯得不公平。對于考核表中的各項的分數(shù)的“價值”就不相等,即同為1分,在分數(shù)偏高的考核表中“價值”較低,在分數(shù)低的考核表中“價值”較高。把各項分數(shù)等同對待而合成就不一定真正反映教師在全院師德水平中所處的位置。只有將這種非標準化的計分轉(zhuǎn)換為標準化的計分,使之具有等距意義,比較分析才具有科學性、客觀性。利用正態(tài)分布中的變量轉(zhuǎn)換,將原始分數(shù)轉(zhuǎn)換為標準分數(shù),則可克服上述缺點。

表6 天津石油職業(yè)技術(shù)學院師德考核水平標準化分析(教師)

教師7 0.5913 1.0950 0.5689 1.4435 -1.0078 0.4437教師8 -0.6436 -1.8740 -0.2556 -0.3510 -0.7420 -0.9499…………………

在對全院教師及輔導員的是的數(shù)據(jù)標準化后,建立一個綜合的正態(tài)分布模型,這樣學院領(lǐng)導就可以根據(jù)每個教師的師德成績在整個正態(tài)分布的位置,清楚地知道該教師的師德水平,為了幫助師德水平較低的教師查找不足,需要描述每個分指標正態(tài)分布曲線,看該教師的每個分指標的得分在該正態(tài)分布中所處的位置,這樣就可以找到師德評議水平低的原因,為該教師提供幫助。

總之,把正態(tài)分布應用在師德評價實踐中,可以克服目前師德評價中的許多弊端,從而使師德評價更加公正、客觀,使師資隊伍管理更加科學。本文中的評價方法目前在天津石油職業(yè)技術(shù)學院僅僅應用了兩年,還有許多不完善的地方,需要在以后的研究中進一步改進,從而使之更加符合高職院校師資隊伍評價的實際情況。

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[5]李保強.淺談教師考評的方法[J].現(xiàn)代中小學教育,1993,(4).

Research and Practice on Assessment Model of Teachers’Morality

WANG Zhi-guo,LIN Chang-hai,JIN Yong-shan

(Tianjin Petroleum Vocational Technical Institute,Tianjin 301607 China)

This paper designs the weight of evaluation index in the assessment process of teachers’morality based on analytic hierarchy p rocess(AHP).It establishes the assessment model of teachers’morality based on normal distribution theory by dealing with the assessment data of teachers’morality according to the variance analysis in p robability and statistics theory.The research process tries to make the evaluation index more rational and impartial and make the assessment model more scientific so as to f ully arouse the working enthusiasm of the teachers and imp rove the level of evaluation and manage2 ment.

analytic hierarchy p rocess;variance analysis;normal distribution;assessment of teachers’morality;case analysis

G712

A

1673-582X(2010)01-0022-06

2009-10-10

天津市教育委員會科研計劃項目(項目名稱:高職院校師德建設(shè)長效機制研究;項目編號:20062511)

王志國(1957-),男,河北省清苑縣人,天津石油職業(yè)技術(shù)學院黨委書記,主要從事思想政治工作與師資隊伍建設(shè)研究。