王 琪 羅明明 羅江洪 吳春眉 許 琪 邱 偉△

【提 要】 目的 構(gòu)建預防醫(yī)學專業(yè)《衛(wèi)生統(tǒng)計學》教學模型，對其進行評價，旨在為預防醫(yī)學專業(yè)《衛(wèi)生統(tǒng)計學》教學效果評價提供合理有效的工具，為改進教學效果提供依據(jù)。方法 以某高校2014-2017級預防醫(yī)學專業(yè)本科生為研究對象，以課程認知度、學習行為情況、師生溝通度、知識掌握度和課程滿意度為潛變量構(gòu)建PLS-SEM模型，從模型的信度、效度、效果等方面對模型進行考評。結(jié)果 模型的Cronbach′s α值為0.910，分半信度為0.740；各潛變量的Cronbach′s α值在0.700～0.839，組合信度在0.829～0.899，AVE值在0.553～0.749；所有潛變量的相關(guān)系數(shù)均低于AVE平方根值；模型的外部因子載荷在0.599～0.893；模型的路徑系數(shù)、外部因子載荷均有統(tǒng)計學意義。各潛變量對知識掌握度(內(nèi)生潛變量)的解釋程度為62.0%。結(jié)論 本次構(gòu)建的預防醫(yī)學專業(yè)《衛(wèi)生統(tǒng)計學》教學效果評價模型具有較好的信度、效度和解釋能力。

預防醫(yī)學是以人群為研究對象，探討預防疾病、延長壽命的學科[1]。預防的各項工作，諸如病因探索、病因驗證、疾病預測等都離不開統(tǒng)計的應用。作為預防專業(yè)的學生，應該具備良好的統(tǒng)計學思維和應用能力[2]。受限于預防醫(yī)學專業(yè)在全國高校中的數(shù)目較少，針對預防醫(yī)學專業(yè)《衛(wèi)生統(tǒng)計學》教學效果評價的研究也相當缺乏。本研究采用偏最小二乘回歸下的結(jié)構(gòu)方程模型(partial least squares structural equation model，PLS-SEM)構(gòu)建預防醫(yī)學專業(yè)《衛(wèi)生統(tǒng)計學》教學模型(以下簡稱“模型”)，對其進行評價，旨在為預防醫(yī)學專業(yè)《衛(wèi)生統(tǒng)計學》教學效果評價提供合理有效的工具，為提升教學效果提供評價依據(jù)。

對象與方法

1.調(diào)查對象

本研究以某高校2014-2017級預防醫(yī)學專業(yè)學生為研究對象。在2014-2017級預防醫(yī)學專業(yè)學生學習《衛(wèi)生統(tǒng)計學》的學期，經(jīng)培訓的調(diào)查員采用不記名方式在學生課外時間進行問卷調(diào)查。問卷調(diào)查前已征得所有被調(diào)查學生的同意。本次調(diào)查共發(fā)放問卷402份，收回問卷366份，回收率91.04%，有效360份，有效率98.36%。將360份調(diào)查問卷隨機分為兩組，其中第一組數(shù)據(jù)(180份)用來構(gòu)建預防醫(yī)學專業(yè)《衛(wèi)生統(tǒng)計學》教學模型，另一組數(shù)據(jù)將在教學評價模型構(gòu)建好以后用于模型評價。

2.問卷設計

通過查閱文獻、訪談、預調(diào)查等方法，設計調(diào)查問卷。問卷包括課程認知度、學習行為情況、師生溝通度、課程滿意度以及知識掌握度5個維度共19個條目。

課程認知度反映學生對本門課程感知的主觀價值。根據(jù)期望值理論，Wigfield及Eccles認為學生感知課程重要性(成就價值)或有用性(效用價值)將影響其學習投入[3-4]。Cybinski及Selvanathan在對本科生統(tǒng)計學學習方式和學習效果的研究中發(fā)現(xiàn)，學生對統(tǒng)計學重要性等主觀感覺會影響其對統(tǒng)計的學習行為，進而影響其效果[5]。此外，許多學者的相關(guān)教學研究也同樣證實，自我感知價值高且對未來目標有用的課程會積極影響學生進行學習的行為意圖[6-8]。據(jù)此，擬定課程認知度的3個條目：對課程重要性的認識(A1)、對課程實用性的認識(A2)以及對課程必要性的認識(A3)。同時設置模型的第一條路徑：課程認知度→學習行為情況。另外，考慮到課程認知程度可能從主觀上會對課程滿意度產(chǎn)生影響，設置第二條路徑：課程認知度→課程滿意度。

學習行為情況參考建構(gòu)主義學習理論、認知學習理論構(gòu)建相關(guān)條目。早在1985年，Newble、Gordon就提出學生的學習方式和學習方法可能對學習效果有重要影響[9]，Cybinski及Selvanathan的研究中也同樣提到了學生對統(tǒng)計的學習行為會影響統(tǒng)計學習效果[5]。Mansouri等認為學生的學習風格和/或?qū)W習方法等會影響學生的學習成績[10-11]。據(jù)此，擬定學習行為情況的4個條目：課程的學習興趣(B1)、課程知識學習的主動性(B2)、學習課程的難度(B3)、擴展課外學習的主動性(B4)。同時設置模型的第三條路徑：學習行為情況→知識掌握度。

師生溝通是教學過程所有階段的要求。師生間的交流可以將教師、學生、學習內(nèi)容、技術(shù)設施等建立相應的聯(lián)系[12-13]。Offir等認為師生互動對于學習者的學習過程具有非常重要的作用，通過師生溝通可以保障教學質(zhì)量，提高學習效果[14-15]。研究還表明，互動溝通的學習經(jīng)歷對學生的成績和滿意度有積極的貢獻[13，16-18]。基于此，擬定理論教學過程中的參與度(C1)、課后同伴交流的參與度(C2)、實驗教學過程中師生交流的參與度(C3)、課后與教師交流的程度(C4)、涉及統(tǒng)計學各項課題的參與度(C5)5個條目來反映師生溝通情況。同時設置路徑：師生溝通度→知識掌握度；師生溝通度→課程滿意度。另外考慮到學生在開展學習的過程中，會通過師生、生生交流來促進知識掌握，因此補充路徑：學習行為情況→師生溝通度。

知識掌握度參考本杰明·布魯姆的學習層次分類法進行學習效果評估[19-20]，結(jié)合衛(wèi)生統(tǒng)計學自身的特點以及可行性，歸為四類：理論知識的掌握程度(D1)、具體的學習方法和統(tǒng)計思路形成情況(D2)、知識的應用程度(D3)、知識體系構(gòu)建程度(D4)。因知識的掌握情況會影響學生對課程的滿意度，故設置路徑：知識掌握度→課程滿意度。

課程滿意度參考顧客滿意度理論[21]，從學生的角度出發(fā)來進行滿意度評估。學生接受教師的教學服務，可視其為特殊的“顧客”。通過學生在學習本門課程前后主觀感知的教育質(zhì)量與預期的差距來反映學生對本門課程的滿意程度?；诖?，擬定教學內(nèi)容滿意度(E1)、教學方法、教學過程(教學方法、知識點的時間安排)的滿意度(E2)以及教師水平的滿意度(E3)來反映課程滿意度。

綜上，通過3個外生潛變量(課程認知度、學習行為情況、師生溝通度)，2個內(nèi)生潛變量(知識掌握度、課程滿意度)構(gòu)建教學評價模型。從知識掌握度、課程滿意度來反映綜合教學效果。知識掌握度受課程認知度、學習行為情況、師生溝通度的影響，其中學習行為情況、師生溝通度為直接影響，課程認知度對知識掌握度的影響為間接作用；課程滿意度受課程認知度、學習行為情況、師生溝通度和知識掌握度的影響，其中課程認知度、師生溝通度和知識掌握度對課程滿意度起直接影響作用，學習行為情況對課程滿意度的影響為間接作用。外生潛變量與內(nèi)生潛變量的關(guān)系通過圖1反映。各條目采用里克特5級評分(1表示“非常不贊同”，5表示“非常贊同”)進行測量。條目中缺失數(shù)據(jù)采用線性內(nèi)插法填補。具體條目見表1。

圖1 預防醫(yī)學專業(yè)《衛(wèi)生統(tǒng)計學》教學效果評價模型

表1 模型中的潛變量與測度指標

綜合考評成績通過形成性評價和終結(jié)性評價相結(jié)合的方式計算。以學生期末理論成績?yōu)榻K結(jié)性評價成績；以實驗報告成績和考勤情況為形成性評價成績。其中終結(jié)性評價成績占比70%，形成性評價成績占比30%。

3.樣本量的估計

根據(jù)結(jié)構(gòu)方程模型樣本量估計方程[22]：50r2-450r+100(r=觀測變量數(shù)/潛變量數(shù))算得構(gòu)建《衛(wèi)生統(tǒng)計學》教學效果模型的最低樣本量應為112。本次研究共獲得有效問卷360份，將其隨機分為兩組進行建模和驗證，樣本量均能滿足結(jié)構(gòu)方程模型的要求。

4.統(tǒng)計分析方法

采用EpiData3.1建立數(shù)據(jù)庫，并進行雙人雙錄入；對“學習課程的難度”B3進行反向賦分轉(zhuǎn)換后，運用SPSS 21.0進行信度分析以及調(diào)查對象一般資料的描述；運用德國漢堡大學Ringle等開發(fā)的SmartPLS 3.1.2軟件構(gòu)建PLS-SEM[23]，驗證模型的合理性。

模型評價指標：①模型的信度，通過Cronbach′sα系數(shù)、組合信度(composite reliability，CR)、分半信度反映。一般要求信度系數(shù)>0.7[24-25]；②模型的效度，通過聚合效度和區(qū)分效度反映。聚合效度通過平均方差提取值(average variance extracted，AVE)、因子載荷來評價。一般要求AVE值>0.5[26]、因子載荷>0.7[27]。區(qū)分效度由AVE平方根和潛變量-潛變量間的相關(guān)系數(shù)共同評價。若AVE平方根值遠高于潛變量-潛變量間的相關(guān)系數(shù)值，則模型區(qū)分效度較高[26]；③模型效果評價，通過模型的總體適配度、解釋能力、因果關(guān)系、預測能力反映。模型的總體適配度通過適配度(goodniness of fit，GOF)來反映，GOF>0.36時認為模型整體適配度較好[28]。模型的解釋能力由R2、外部權(quán)重、外部因子載荷來反映，要求所有潛變量的R2值>0.2。通過路徑系數(shù)及Bootstrapping檢驗結(jié)果反映模型變量間的因果關(guān)系[28]。通過冗余反映變量內(nèi)外部關(guān)系的預測能力，一般要求冗余值>0.325[22，29]。檢驗水準α取0.05。

結(jié) 果

隨機抽取的180份樣本中，男生59人，女生120人，缺失1人。2014級33人，2015級50人，2016級49人，2017級48人，平均年齡(20.72±0.94)歲?！缎l(wèi)生統(tǒng)計學》綜合考評平均成績(77.33±8.53)分。

問卷的信度、效度、模型評價結(jié)果見表2～表4。

表2 模型擬合情況#

表3 潛變量間路徑系數(shù)Bootstrapping分析結(jié)果

表4 模型外部權(quán)重及因子載荷分析結(jié)果

問卷Cronbach′s α值為0.910，分半信度為0.740；表2中，各潛變量的Cronbach′s α值在0.700～0.839，組合信度在0.829～0.899，具有較高的信度。

表2中各潛變量的AVE在0.553～0.749，具有較好的收斂效度；所有潛變量的相關(guān)系數(shù)均低于AVE平方根值，模型具有較好的區(qū)分效度；表4中，除A3←課程認知度、B1←學習行為情況、B4 ←學習行為情況的外部因子載荷稍低于0.7外，其他因子載荷均高于0.7，具有一定的聚合效度。

模型GOF值為0.485，整體適配度較好。各潛變量的R2值在0.255～0.620；Bootstrapping分析結(jié)果顯示潛變量間的路徑系數(shù)、潛變量與觀測變量間的外部權(quán)重及外部因子載荷均有統(tǒng)計學意義，具有一定的解釋能力，因果關(guān)系成立。知識掌握度的冗余值為0.463，具有較好的預測能力，課程滿意度冗余值為0.220，預測能力略弱。

知識掌握度與學生綜合考評成績的相關(guān)系數(shù)r為0.736，課程滿意度與學生綜合考評成績的相關(guān)系數(shù)r為0.523，差異均有統(tǒng)計學意義(P<0.001)。

討 論

目前，使用最廣泛的SEM估計方法為最大似然估計(maximum likelihood，ML)法。應用ML法進行模型估計時，要求樣本量比較大，且要求觀測數(shù)據(jù)滿足正態(tài)分布[30]。PLS法是從主成分分析發(fā)展而來，具有很強的解釋與預測能力，對樣本數(shù)據(jù)的分布沒有嚴格的要求，小樣本的結(jié)果依然穩(wěn)健[31]。本次研究的數(shù)據(jù)不滿足正態(tài)分布，故選擇PLS法進行模型估計。

本次研究以2014-2017級四屆預防醫(yī)學專業(yè)學生為研究對象，構(gòu)建了預防醫(yī)學專業(yè)《衛(wèi)生統(tǒng)計學》教學效果的評價模型，并對其進行評價?？紤]到教材的更新和教學方法的不斷優(yōu)化對模型的影響，本次研究連續(xù)調(diào)查了4屆學生，獲得的數(shù)據(jù)具有較好的代表性。本次構(gòu)建的模型Cronbach′s α值和分半信度值均超過最低閾值水平0.70，說明模型具有較高的可靠性[23-24]。所有潛變量的AVE值均高于最低閾值0.50[25]，這表明模型具有較好的收斂效度。與潛變量間的相關(guān)性相比，每個潛變量提取的差異都更高，表明模型具有較好的區(qū)分效度[25]。Fornell等提出因子載荷應該不低于0.70[26]。Hulland等認為，因子載荷最小的可接受標準為0.4[32-33]；Hair等認為，在確定每個條目因素負荷的相對重要性和顯著性時，大于0.30即可被認為是重要的；因子載荷超過0.50或者更高被認為是非常重要的[34]。本次研究構(gòu)建的PLS-SEM模型因子載荷在0.599～0.893。其中，A3←課程認知度的外部因子載荷為0.651、B1←學習行為情況的外部因子載荷為0.599、B4←學習行為情況的外部因子載荷為0.657，其他外部模型載荷均大于0.70。根據(jù)上述標準，可以認為模型具有一定的聚合效度。

模型的GOF值高于0.36，可以認為模型總體適配度較好。各潛變量的R2值均大于0.2，模型的路徑系數(shù)、外部因子載荷等均有統(tǒng)計學意義[27]，可以認為模型具有一定的解釋能力，因果關(guān)系成立。知識掌握度、課程滿意度與學生綜合考評成績均呈正相關(guān)，差異均有統(tǒng)計學意義。知識掌握度的冗余值為0.463，具有較好的預測能力，課程滿意度冗余值為0.220，預測能力略弱。通過模型的信度、效度以及模型評價結(jié)果，總體可以認為預防醫(yī)學專業(yè)《衛(wèi)生統(tǒng)計學》教學效果評價模型是可行的，有效的。R2描述了依賴潛變量的解釋方差的程度，并用于確定模型中變量的解釋能力[35]。根據(jù)Hair等[36]，R2的值不應低于0.2，本次研究的所有潛變量的R2值均高于該標準。其中，內(nèi)生潛變量知識掌握度的R2值為0.620，提示課程認知度、學習行為情況和師生溝通度解釋了知識掌握度中62.0%的變異。

本次研究還存在一些不足。首先，本次研究所用問卷為參考國內(nèi)外教學相關(guān)領(lǐng)域的文獻自行設計的問卷，而查閱到的統(tǒng)計學教學相關(guān)的文獻較少，雖根據(jù)學科特色對問卷進行了更改調(diào)整，難免會有遺漏部分相關(guān)指標的可能；另外，問卷所設計的觀測變量為主觀評價指標，導致結(jié)果會受到主觀判斷的影響。目前《衛(wèi)生統(tǒng)計學》教學采用線上、線下混合教學模式，其中部分觀測變量可以通過線上教育平臺的一些環(huán)節(jié)設計來進行客觀的評價，以彌補其不足；其次，因本校各年級預防醫(yī)學專業(yè)學生人數(shù)不多，通過隨機抽樣研究獲得的樣本恐不足以構(gòu)建及驗證PLS-SEM模型，故采用目的抽樣法對2014-2017級全部預防醫(yī)學專業(yè)學生(學習《衛(wèi)生統(tǒng)計學》后)進行問卷調(diào)查，這也是本研究的缺陷之一，但因該模型尚初步建立，今后將通過加大樣本量，補充層次更豐富的數(shù)據(jù)來驗證和優(yōu)化此模型；最后，本次研究對象僅局限于預防醫(yī)學專業(yè)學生，其他專業(yè)的醫(yī)學生也接受了統(tǒng)計學相關(guān)知識的學習，為了解其他醫(yī)學專業(yè)學生對統(tǒng)計學知識的掌握情況、課程滿意度，以及模型的外推適用性，后續(xù)研究可擴大研究對象的范圍，對模型進行進一步探討，以期為所有學習統(tǒng)計學的學生提供有效的評價模型，為提高學生的統(tǒng)計學知識提供有力的參考。