Введение Этот анализ был проведен в хорошо финансируемой школе в Казахстане. Целью анализа является предоставление статистических доказательств различий в успеваемости учащихся по одному предмету, и продемонстрировать какая из групп отличается при парном сравнении, где есть статистическая разница. Кроме того, целью исследования является предоставление модели, которой можно следовать в процессе принятия решений на основе фактических данных, а не восприятия (Хитт и Такер, 2016). Таким образом, цель состоит в том, чтобы дать возможность руководителям школ принимать обоснованные решения относительно повышения квалификации и набора персонала в интересах повышения уровня обучения учащихся и их последующей успеваемости. Место исследования и лица являются анонимными, но первичные данные взяты из оригинальных работ учащихся по успеваемости в одной области знаний во время итогового экзамена.

Проблема На базе исследования, учащиеся одного потока, но находящиеся в разных классах старшей школы, обучаются разными учителями ведущих один и тот же предмет. Существует предположение руководства школы, что результаты обучения единообразны. Урегулирование любых различий в результатах обучения оставлено на усмотрение руководителей среднего уровня управления. Недостатки, которые выпадают из такой пористой конфигурации, как правило, приписываются времени и случайности. Мероприятия по профессиональному развитию не обязательно направлены на основные причины различий в результатах обучения. Предполагается, что отсутствие статистически подтвержденных доказательств ведет к неправильному принятию решений и поддержанию посредственности. Окончательным последствием является то, что учащиеся продолжают подвергаться неэффективным методам преподавания и обучения в своих классах.

Литературный обзор Увеличение реальных ресурсов в классе, которые включают в себя педагогическое образование, опыт преподавателей и отношений учитель-ученик, не приводит автоматически к улучшению успеваемости учащихся (Ханушек, 1997). Это эквивалентно утверждению, что преподаватели, которые посещали различные университеты, одинаково эффективны в преподавании; что количество лет, которые учителя потратили на преподавание, не учитывается в улучшении успеваемости учащихся, и то, преподает ли учитель в большом или малом классе, не влияет на результаты обучения. Это означает, что важны личные качества учителя (Ханушек, 1997). В частности, результаты учителей в тесте IQ напрямую соотносились с улучшением успеваемости учащихся (с.144). Это не подразумевает причинно-следственную связь, но поддерживает общее убеждение, что чем умнее учитель, тем лучше успеваемость учащихся. Дальнейшее понимание заключается в том, что оптимальность использования ресурсов, выделяемых учителям для преподавания, варьируется от учителя к учителю и от школы к школе, и это объясняет различия в успеваемости учащихся (с.148-149). Тем не менее, важность роли учителя в формальном образовании учащихся остается неоспоримой, так как на уровне «класса» единственным наиболее доминирующим фактором, влияющим на академическую успеваемость учащихся, является эффективность учителя (Сандерс, 1996). Согласно Сандерсу, Райту и Хорну (1997), «Эти результаты предполагают, что процессы оценивания учителем должны включать в себя – в качестве основного компонента надежную и достоверную меру влияния учителя на академический рост студентов с течением времени. Использование данных об успеваемости учащихся из надлежащим образом составленной стандартизированной программы тестирования, проводимой в продольном направлении и соответствующим образом проанализированной, может удовлетворить эти требования. » с. (6) Aкерс (2016) обнаружил, что учителя, которые были оценены как профессионалы, улучшили результаты учащихся более чем на 8%, чем учителя, оцененные как базовые или опытные (55). Это вселяет уверенность в том, что различия учителей объясняют различия в успеваемости учащихся. Учитывая, что есть пять разных учителей, которые преподавали в разных классах в одном и том же потоке, есть вероятность, что между учениками могут быть различия в успеваемости. Тем не менее, было ориентировочно предположено, что: H00: Нет статистической разницы в медианной успеваемости пяти классов H01: Есть статистическая разница в медианной успеваемости пяти классов Учащиеся мужского пола превосходят учащихся женского пола по результатам тестов по естественным наукам и математике, в то время как учащиеся женского пола доминируют над «пониманием чтения, скоростью восприятия и ассоциативной памятью». (Хеджс и Ноуэл, 1995: с.44). Исследование Хеджса и др. было проведено в США. Однако контекст настоящего исследования - Казахстан. Дин (2006) и Альхадрави (2015) обнаружили противоположные Хеджесу результаты (1995). Следовательно, выводы из литературы, касающиеся гендерных различий, не могут быть обобщены, и каждый контекст должен рассматриваться уникально. Предполагается следующее: H10: Нет статистической разницы в медианной успеваемости девочек и мальчиков в конкретном классе H11: Существует статистическая разница в медианной успеваемости девочек и мальчиков в конкретном классе Кроме того, в интересах получения общего взгляда на показатели успеваемости учащихся женского и мужского пола в этом исследовании, выдвигается следующая гипотеза: H20: Нет статистической разницы в медианной успеваемости девочек и мальчиков во всех классах H21: Статистическая разница в медианной успеваемости девочек и мальчиков во всех классах 

Метод Исследование является количественным. Такой подход позволил провести математический анализ оценок учащихся по профильному предмету в выбранной школе (Hair, 2010). Была принята общая выборка. Выборка представляла собой одну и ту же параллель из пяти классов, в которых преподавали пять разных учителей на базе нашего исследования. После проверки 60 письменных работ итогового экзамена были получены данные об успеваемости учащихся. Единицей измерения для анализа был выбран класс. Данные были взяты из письменных работ единого итогового экзамена учащихся одной параллели, которые сдавали экзамены по определенному предмету. Работы были оценены одним учителем, чтобы устранить общий метод смещения различий в оценках. Гипотезы были сформулированы и проверены. Результаты были интерпретированы и обсуждены. В соответствии с целью исследования, были сделаны выводы и рекомендации. Данные были сведены в таблицу в программном обеспечении MS Excel 2010 и разбиты по классам. Данные были дополнительно дезагрегированы по гендерной принадлежности, чтобы проверить различия в успеваемости на этом уровне. Плоский файл для анализа был введен в SPSS версии 24. Данные исследования были проанализированы с использованием непараметрической статистики, которая не предполагает, что собранные данные имеют какое-либо заданное распределение (Филд, 2014: с.687). Поскольку в исследовании учитывается такой фактор, как «учителя», а затем еще один фактор «пол учащихся», и, учитывая, что число классов превышает три (группы), был выбран критерий Крускала-Уоллиса (Хинтон, МакМерри и Браунлин, 2014). Кроме того, тест Данна использовался для проведения множественных сравнений различий в успеваемости группы (Хинтон и др., 2014, с.273). Кроме того, учитывая, что единственный фактор пола учащихся является бинарным, был применен тест Манна-Уитни U для различий в успеваемости между учащимися разной половой принадлежности. (Хинтон и др., 237-245 2014,). 

Результаты Анализ дал результаты тестировёания трех нулевых гипотез исследования с использованием теста Крускала-Уоллиса с тестом Данна для ретроспективных исследований групповых различий. Результаты по гипотезе приведены ниже. 

Проверка гипотезы 01 Результаты полученные из анализа теста Крускала-Уоллиса, показали, что не было никаких доказательств того, что медианы общих баллов, достигнутых всеми учащимися по всем классам, были равны при уровне значимости р = .05. Из последующего post-hoc анализа с использованием теста Данна в SPSS версии 24, когда пять групп сравнивались попарно, как показано в таблице 2, было обнаружено, что две из десяти пар были статистически различны с коррекцией Бонферрони. В то время как медианные характеристики в двух парах классов GpK1-GpZ (p = .002) и GPK1-GpJ (p = .038) оказались статистически различными, медианные характеристики в других парах статистически не различались. 

Проверка гипотезы 11 Анализ медианного показателя по гендерной принадлежности в отдельных группах с использованием U-критерия Манна-Уитни не выявил достоверных статистических различий между ними при уровне значимости p = .05. Для наглядности в таблице 3 приведены результаты статистического теста по половой принадлежности учащихся группы GpV. Для краткости другие таблицы не включены в этот документ. В сочетании с таблицей 3 на рис. 1 показан блок-график медианного показателя по гендерной принадлежности в группе GpV. В то время как у девочек были более высокие средние показатели, значительное совпадение по гендерному признаку смягчило эту разницу. Учитывая, что во всех группах было менее 20, следует сообщать статистику U-критерия Манна-Уитни (Hinton et al., 2014, 237-245), поэтому U = 8.000 для группы GpV. 

Проверка гипотезы 21 Когда данные были проанализированы на предмет различий по половой принадлежности учащихся, то не было обнаружено статистической разницы между любым из пяти классов при уровне значимости p = .05.  

Обсуждение Это исследование было направлено на то, чтобы определить, были ли статистически разные показатели успеваемости учащихся одного и того же потока, но разных классов. Три гипотезы были сгенерированы и проверены на основе данных одной итоговой оценки, проверенной одним учителем. Начнем с того, что нулевой первой гипотезой было H00: статистической разницы в медианной успеваемости пяти классов нет, а альтернативой первой гипотезы была H01: существует статистическая разница в среднем показателе успеваемости пяти классов. Основываясь на результатах статистической разницы как минимум между двумя группами, нулевая гипотеза была отвергнута, и альтернативная гипотеза была подтверждена. С использованием ретроспективного критерия Данна (Dunn) для специальных исследований было определено, что две пары групп со значительными различиями в медианной успеваемости были GpK2-GpJ и GpK2-GpZ. Это говорит о том, что медианный показатель в GpK2 значительно отличался от GpJ и GpZ. Учитывая то, что учащиеся проходили одинаковые тесты в одинаковых условиях, различия объясняются рядом неизвестных факторов. Предположения могут указывать на различия в опыте обучения со стороны учителя, с одной стороны, и степени воздействия экзаменационных материалов перед фактом. Как бы это ни истолковывалось, позиция Акерса (2016) о различиях учителей, определяющих успеваемость учащихся, сохраняется. Необходимы дальнейшие исследования, чтобы определить причину этих различий. Серия последующих тестов также может определить носят различия временный или постоянный характер. Следующей нулевой второй гипотезой была H10: нет статистической разницы в медианной успеваемости учащихся мужского и женского пола в конкретном классе; в то время как альтернативой была гипотеза H11: есть статистическая разница в медианной успеваемости учащихся мужского и женского пола в конкретном классе. Проверка гендерных различий в классе не показала каких-либо существенных различий в медианных показателях по половому признаку. Нулевая гипотеза не может быть отклонена. В каждом классе учащиеся разной половой принадлежности показывают сопоставимые показатели. Это похвально и показывает, что учащиеся в равной степени получают доступ к учебной среде по этому предмету. Тем не менее, это не значит, что все обязательно работают хорошо, насколько это возможно. Однако это предмет другого исследования. Кроме того, нулевой третьей гипотезой была H20: нет статистической разницы в медианной успеваемости учащихся мужского и женского пола во всех классах. Ее альтернативой была гипотеза H21: есть статистическая разница в медианной успеваемости учащихся мужского и женского пола во всех классах. Когда это было проверено, было установлено, что не было статистической разницы в срединной успеваемости учащихся по половому признаку во всех классах. Следовательно, нулевая гипотеза не может быть отклонена. Эти два последних результата подтверждают позиции Дина (2006) и Альхадрави (2015) в литературных источниках, но противоречат Хеджу и др. (1995). Учащиеся мужского и женского пола в тестовой школе показали одинаково хорошие результаты при проведении теста.

Выводы Основные выводы, которые можно сделать из этого исследования, заключаются в том, что средняя успеваемость двух пар классов были статистически различны и что результаты одного класса доминировали над другими. Фактические причины различий нуждаются в дальнейшем изучении двухтактных факторов между доминирующей группой в диаде и другими. Факторы, связанные с практикой преподавателей, опытом обучения, качеством среды обучения, характеристиками учащихся, интеграцией ИКТ и структурами социальной поддержки, являются потенциальными источниками объяснений, но никто не может сказать наверняка, основываясь только на снимке и подходе, использованном в этом исследовании. Кроме того, учащиеся женского и мужского пола, как правило, показываю одинаково хорошую успеваемость в контексте изучения физических наук. Это сходство в успеваемости следует поддерживать. Тем не менее, всех учащихся необходимо поощрять к достижению гораздо более высокого показателя, что было очевидно в группе GpK1.

Использованная литература

1. Альхадрави, А. А. (2015). Гендерные различия в выборе и предпочтениях в математике и науке
2. Акерс, Р. (2016). Полезность оценки учителей на основе стандартов в качестве меры эффективности.
3. Филд А. (2014). Обнаружение статистики с использованием SPSS
4. Ханушек Э. А. (1997). Оценка влияния школьных ресурсов на успеваемость учащихся: обновление. Оценка образования и анализ политики, 19 (2), 141-164.
5. Хеджес, Л. В. и Новелл, А. (1995). Половые различия в оценках психического теста, вариабельности и числа людей с высокими показателями. Наука, 269 (5220), 41-45.