Диссертация (972101), страница 19

Просмтор этого файла доступен только зарегистрированным пользователям. Но у нас супер быстрая регистрация: достаточно только электронной почты!

Текст из файла (страница 19)

Был применен компьютерный вариант критерия КолмогороваСмирнова.Данныйкритерийприменяется,есличислочленоврядараспределения соответствует значению n˃50. В поле Variables (переменная)зададим переменную varl, введя значение ряда А – индивидуальные показателиуровней сформированности когнитивного критерия(была использованапрограмма Statistica for Windows).Выбрав команду Histograms (гистограмма), отображаем гистограммуэмпирического ряда, на фоне которой показана теоретическая криваянормального распределения,практическисовпадающаяспостроенной.Соответственно, рассматриваемый ряд значений выборки А имеет близкое кнормальному распределение признака.Для более точного вывода о нормальности распределения ряда значений вокне Descriptive Statistics (описательные статистики) поставим флажок в полеKolmogorov-Smirnov and Lillefors test for normality (односторонний критерийнормальности Колмогорова-Смирнова с поправкой Лильефорса).

ПоправкаЛильефорсапредставлетКолмогорова-Смирнова,собоймодифицированныйприменяемыйвситуации,варианткогдакритерияпараметрынормального распределения (среднее и дисперсия) заранее неизвестны, а112оцениваются по этой же эмпирической выборке.В окне описательной статистики видим значение статистики критерияменьше 1. Следовательно, согласно данному тесту эмпирическое распределениене отличается от нормального.Аналогично получаем ответ для выборки Б: значение статистикикритерия меньше 1.

Рассматриваемый ряд значений имеет нормальноераспределение.Следовательно,параметрическогомыимеемt-критериявсеСтъюдента.основаниядляСформулируемприменениястатистическиегипотезы.Но: различия в значениях признака в рядах А и Б не являютсястатистически значимыми.Н1: различия в значениях признака в рядах А и Б являются статистическизначимыми [216].Средняя разность значений рассчитывается по формуле (9):Md  x2 x1 (9)nПо формуле (9) производим расчет: Md 15269178Составим вспомогательную таблицу (таблица 2.10).Таблица 2.10Вспомогательная таблица для расчета t-критерия Стъюдента№1.2.3.4.5.6.7.8.9.10.11.12.13.14.15.16.х139392834414031333426253524372636х249495050505050505050505050505047di=x2-x11010221691019171624251526132411di-Md1113701108715166174152(di-Md)211169490110064492252563628916225411317.18.19.20.21.22.23.24.25.26.

`27.28.29.30.31.32.33.34.35.36.37.38.39.40.41.42.43.44.45.46.47.48.49.50.51.52.53.54.55.56.57.58.59.60.61.62.63.64.65.66.67.68.69.70.71.72.73.74.75.76.41393534163123263715312729352020362334142935191125362939353540404322264633243932283538364242183819263722303431283121223044505050503348505038485050444749505050305050474745465045504750485048265050495047502946505050504650474750505049504450505031115163422524132317232192729142716162115283620102161512108726041725111522181488328312110282016182213292820-626725-71615414814120182051877126192711112-3631-1-217-9-58162613-8-15-1-123-1221211911791342119113643649625492562251619664196144032440025324494914463617291211144936911428981256425643616964125115291484144136112149811691644136112111477.78.79.80.81.82.83.84.85.86.87.88.89.1718393640353624352827352548505046504550505042475047313211101010142615142015221526Ʃ22232111517651161348452941112528936251213616911734Эмпирическое значение t-критерия рассчитывается по формуле (10):t ЭМП Mdd / n(10)где Md – средняя разность значений;  d - стандартное отклонениеразностей.Стандартное отклонение разностей  d рассчитывается по формуле (11):d  (di Md ) 2n 1(11)По формулам (10, 11) производим расчет показателей [216].d t ЭМП 11734 66,3  8,14178  198,14 / 17899 14,758,14 / 13,34 0,61Число степеней свободы рассчитывается по формуле (12):df=n-1(12)По формуле (12) определяем число степеней свободы: 177 [264].

Поданным таблицы определяем критические значения t для данного df.Табличные значения для t0,05=1,972, для t0,01=2,601. Подставим данные начисловую прямую.Эмпирическое значение расположено в зоне значимости (tэмп > t таб).Ответ: Н0 – отклоняется, принимается Н1: различия в значенияхпризнака в рядах А и Б являются статистически значимыми.115Вывод:уровеньсформированностикогнитивнойсоставляющейкомпетенций безопасности жизнедеятельности по данным выборок числовыхрядов А и Б существенно различается.Таким образом, наша гипотеза о повышении уровня когнитивнойсоставляющейподтверждается:компетенцийуровеньбезопасностисформированностижизнедеятельностикогнитивнойстудентовсоставляющейкомпетенций безопасности жизнедеятельности после проведения экспериментасущественно выше, так как различия в значениях признака в рядах А и Бявляются статистически значимыми. Соответственно, после реализациипедагогической модели контекстного обучения по формированию компетенцийбезопасности жизнедеятельности у студентов существенно повысился уровеньвладения теоретическими знаниями и их понимание в данной сфере.Диагностика уровня сформированности деятельностной составляющейкомпетенций безопасности жизнедеятельностиДиагностикасформированностидеятельностнойсоставляющейкомпетенций безопасности жизнедеятельности осуществлялась при помощитестирования, вопросы которого, согласно диагностике, ориентированы наконкретные действия в экстремальных ситуациях.

Результаты тестированияотражены в Приложении 15.Из всех опрошенных (89 человек) высокий уровень сформированностидеятельностной составляющей компетенций безопасности жизнедеятельностиимеют 84 человека (94%), средний 5 человек (6%) и низкий 0 человек (0%)(Рис.34).116Рисунок 34. Уровень сформированности деятельностной составляющейкомпетенций безопасности жизнедеятельности после реализации моделиСредний балл по группам составил 23,1.

Согласно трехуровневойдиагностике методики Л.М. Митиной и Е.С. Аскомовец общий уровеньсформированности деятельностной составляющей компетенций безопасностижизнедеятельности оценивается как высокий [185]. Сравнительный анализрезультатов диагностики до и после реализации в учебном процессепедагогической модели контекстного обучения студентов вузов показал, чтоуровеньсформированностидеятельностнойсоставляющейкомпетенцийбезопасности жизнедеятельности стал существенно выше (Рис.35).До реализации моделиПосле реализации модели94%55%25%20%6%высокийсредний0%низкийРисунок 35. Уровень сформированности деятельностной составляющейкомпетенций безопасности жизнедеятельности до и после реализации моделиВопросы тестирования не вызвали трудностей при выполнении, согласночему можно утверждать, что все респонденты выполнили задание на«отлично».

Сравнительный анализ количества неверных ответов показал, что117их количество сократилось с 36% до 7%.Для определения различий в значениях уровня сформированностидеятельностной составляющей компетенций безопасности жизнедеятельностистудентов на начало и конец эксперимента был применен t-критерийСтъюдента для зависимых выборок.Однако, вначале проверим все числовые ряды на нормальностьраспределения (таблица 2.11).Таблица 2.11Числовые ряды по данным сформированности деятельностной составляющейкомпетенций безопасности жизнедеятельности до и после экспериментаПоказатели сформированностидеятельностной составляющейкомпетенций безопасностижизнедеятельностиЧисловойряддо экспериментаВпосле экспериментаГЗначения2516181310232523241822 13 15 20 19 14 16 13 15 17 14 10 13 18 15 2313 8 19 18 20 18 10 13 18 15 13 10 8 16 13 13 1010 7 18 18 17 25 15 16 23 24 21 10 10 19 13 1810 15 24 24 21 24 10 19 18 20 18 11 14 18 15 139 17 10 12 24 24 23 13 18 16 13 15 13 18 1824 25 23 25 24 25 25 24 24 25 25 23 25 25 24 2325 21 19 22 24 25 22 26 21 24 24 23 20 24 25 2324 24 18 18 21 24 25 18 25 25 24 21 20 25 25 2524 23 24 25 25 25 24 18 21 21 20 22 25 25 24 2322 23 24 23 21 24 25 23 25 24 23 21 24 25 25 202010151824242421Для выборки рядов В и Г нами был опять использован компьютерныйвариант критерия Колмогорова-Смирнова.

Значение статистики критерия дляобеих выборок меньше 1. Рассматриваемые ряды значений имеют нормальноераспределение. Следовательно, мы имеем все основания для примененияпараметрическогоt-критерияСтъюдента.Сформулируемстатистическиегипотезы.Но: различия в значениях признака в рядах В и Г не являютсястатистически значимыми.Н1: различия в значениях признака в рядах В и Г являются статистическизначимыми [216].Находим среднюю разность значений по формуле (9): Md Составим вспомогательную таблицу (таблица 2.12).6504178118Таблица 2.12Вспомогательная таблица для расчета t-критерия Стъюдента№1.2.3.4.5.6.7.8.9.10.11.12.13.14.15.16.17.18.19.20.21.22.23.24.25.26.27.28.29.30.31.32.33.34.35.36.37.38.39.40.41.42.43.44.45.46.47.48.49.50.51.52.53.54.х1252213152019141613151714101318152320161381918201810131815131081613131010181071818172515162324211010191318х2252425232524252524242525232525242324252521192224252226212424232024252324232424181821242518252524212025252524di=x2-x10212855119119811131279049121304471213391113128121014136141103703920010156126di-Md-4-284117575479835-40589-400389-158984881092107-4-13-4-15-2-4-4611282(di-Md)21646416114925492516498164925160256481160096481125648164166464100814100491619161254161636121464411955.56.57.58.59.60.61.62.63.64.65.66.67.68.69.70.71.72.73.74.75.76.77.78.79.80.81.82.83.84.85.86.87.88.89.1513101524242124101918201811141815131810917101224242313181613151318182424232425252524182121202225252423211822232423212425232524232124252520Ʃ911139114082304141168801214713901012678912726505795-3-30-44-2-1-40107244-4810395-4-3-48234583-2254981259901616411601004941616166410098125169166449162564942863По формуле (10) производим расчет эмпирического значения t-критерия:d 2863 16,2  4178  1По формуле (11) производим расчет стандартного отклонения разностей:t ЭМП 44 / 17844 13,334 / 13,34 0,3По формуле (12) определяем число степеней свободы: 177 [216].

Поданным таблицы определяем критические значения t для данного df. Табличныезначения для t0,05=1,972, для t0,01=2,601. Подставим данные на числовуюпрямую.120Эмпирическое значение расположено в зоне значимости (tэмп > t таб).Ответ: Н0 – отклоняется, принимается Н1: различия в значениях признакав рядах В и Г являются статистически значимыми.Вывод:уровеньсформированностидеятельностнойсоставляющейкомпетенций безопасности жизнедеятельности по данным выборок числовыхрядов В и Г существенно различается.Таким образом, наша гипотеза о повышении уровня сформированностидеятельностной составляющей компетенций безопасности жизнедеятельностистудентовподтверждается:составляющейкомпетенцийуровеньсформированностибезопасностидеятельностнойжизнедеятельностипослепроведения эксперимента существенно выше, так как различия в значенияхпризнака в рядах В и Г являются статистически значимыми.

Характеристики

Список файлов диссертации