modele_ewd_2012
Różnice
Różnice między wybraną wersją a wersją aktualną.
|
modele_ewd_2012 [2013/02/12 15:39] estozek |
modele_ewd_2012 [2017/02/17 14:13] (aktualna) |
||
|---|---|---|---|
| Linia 1: | Linia 1: | ||
| - | [[http://ewd.edu.pl/downloads/dokumentacja_techniczna_EWD2012.pdf| | + | [[http://ewd2013.ibe.edu.pl/downloads/dokumentacja_techniczna_EWD2012.pdf| |
| Dokumentacja techniczna wskaźników jednorocznych dla gimnazjów | Dokumentacja techniczna wskaźników jednorocznych dla gimnazjów | ||
| A.Pokropek, T.Żółtak "Nowe jednoroczne modele EWD" (2012)]] (wersja .pdf) | A.Pokropek, T.Żółtak "Nowe jednoroczne modele EWD" (2012)]] (wersja .pdf) | ||
| Linia 66: | Linia 66: | ||
| Jednocześnie ze zmianą liczby dostarczanych wskaźników wprowadzona została istotna zmiana w sposobie prezentacji wyników egzaminacyjnych i wartości jednorocznych miar EWD. Dotychczas były one przedstawiane na skali „surowych” punktów egzaminacyjnych. Od 2012 roku wprowadzona zostaje, znana już z trzyletnich wskaźników EWD dla gimnazjów, prezentacja wyników egzaminacyjnych na znormalizowanej skali o średniej 100 i odchyleniu standardowym 15 (podobnie jak w przypadku wskaźników trzyletnich por. | Jednocześnie ze zmianą liczby dostarczanych wskaźników wprowadzona została istotna zmiana w sposobie prezentacji wyników egzaminacyjnych i wartości jednorocznych miar EWD. Dotychczas były one przedstawiane na skali „surowych” punktów egzaminacyjnych. Od 2012 roku wprowadzona zostaje, znana już z trzyletnich wskaźników EWD dla gimnazjów, prezentacja wyników egzaminacyjnych na znormalizowanej skali o średniej 100 i odchyleniu standardowym 15 (podobnie jak w przypadku wskaźników trzyletnich por. | ||
| - | [[http://ewd.edu.pl/downloads/kielce/pokropek.pdf|(Pokropek 2009)]]. Zmiana ta powinna ułatwić porównywanie wyników z różnych lat oraz z różnych testów, zwłaszcza że w ramach nowej formuły egzaminu gimnazjalnego poszczególne testy różnią się co do liczby punktów, jakie można w nich uzyskać . Normalizacja wyników jest też konieczna, aby umożliwić uwzględnienie w jednorocznych modelach EWD uczniów o wydłużonym toku kształcenia. | + | [[http://ewd2013.ibe.edu.pl/downloads/kielce/pokropek.pdf|(Pokropek 2009)]]. Zmiana ta powinna ułatwić porównywanie wyników z różnych lat oraz z różnych testów, zwłaszcza że w ramach nowej formuły egzaminu gimnazjalnego poszczególne testy różnią się co do liczby punktów, jakie można w nich uzyskać . Normalizacja wyników jest też konieczna, aby umożliwić uwzględnienie w jednorocznych modelach EWD uczniów o wydłużonym toku kształcenia. |
| W wyniku normalizacji wynik danego ucznia przedstawiany jest w odniesieniu do wyników wszystkich zdających, przy założeniu, że w populacji rozkład umiejętności badanej przez test jest normalny. Przeliczenie dokonywane jest tzw. metodą Hazena (Barnett 1974) w oparciu o wzór: | W wyniku normalizacji wynik danego ucznia przedstawiany jest w odniesieniu do wyników wszystkich zdających, przy założeniu, że w populacji rozkład umiejętności badanej przez test jest normalny. Przeliczenie dokonywane jest tzw. metodą Hazena (Barnett 1974) w oparciu o wzór: | ||
| Linia 159: | Linia 159: | ||
| Diagnostyka graficzna wyliczonych modeli wskazuje, że dobrze spełniają one założenia regresji MNK. W żadnym z modeli nie odnotowujemy związków pomiędzy wartościami przewidywanymi a średnimi wartościami reszt regresji, ani poziomem ich rozproszenia. Jedynie w przypadku rozkładów reszt odnajdujemy niewielkie odchylenia od założenia o normalności, jednak nie mają one istotnego wpływu na jakość wyliczonych modeli. | Diagnostyka graficzna wyliczonych modeli wskazuje, że dobrze spełniają one założenia regresji MNK. W żadnym z modeli nie odnotowujemy związków pomiędzy wartościami przewidywanymi a średnimi wartościami reszt regresji, ani poziomem ich rozproszenia. Jedynie w przypadku rozkładów reszt odnajdujemy niewielkie odchylenia od założenia o normalności, jednak nie mają one istotnego wpływu na jakość wyliczonych modeli. | ||
| - | Niestety należy zanotować, że wyliczone na podstawie modeli jednoroczne wskaźniki EWD gimnazjów pozostają w wyraźnym, a niepożądanym związku ze średnimi wynikami sprawdzianu uczniów szkoły. W zależności od wskaźnika wartość współczynnika korelacji liniowej osiąga tu wartość od 0,243 do 0,318. O ile w przypadku części matematyczno-przyrodniczej są to wartości porównywalne z tymi, jakie notowano w przypadku jednorocznych wskaźników EWD gimnazjów wyliczanych w latach wcześniejszych, o tyle w przypadku wskaźników humanistycznych siła tych związków kształtowała się wcześniej na nieco niższym poziomie (w granicach 0,160-0,190) [[http://ewd.edu.pl/downloads/publikacje/krakow/zoltak.pdf| (Żółtak 2011)]]. | + | Niestety należy zanotować, że wyliczone na podstawie modeli jednoroczne wskaźniki EWD gimnazjów pozostają w wyraźnym, a niepożądanym związku ze średnimi wynikami sprawdzianu uczniów szkoły. W zależności od wskaźnika wartość współczynnika korelacji liniowej osiąga tu wartość od 0,243 do 0,318. O ile w przypadku części matematyczno-przyrodniczej są to wartości porównywalne z tymi, jakie notowano w przypadku jednorocznych wskaźników EWD gimnazjów wyliczanych w latach wcześniejszych, o tyle w przypadku wskaźników humanistycznych siła tych związków kształtowała się wcześniej na nieco niższym poziomie (w granicach 0,160-0,190) [[http://ewd2013.ibe.edu.pl/downloads/publikacje/krakow/zoltak.pdf| (Żółtak 2011)]]. |
| Szczegółowe analizy dopasowania modeli przedstawiono w Aneksie. Dla każdego z modeli EWD przedstawiono trzy rysunki diagnostyczne składające się z kilku wykresów. Rysunki z numerem 1 przedstawiają dopasowanie linii regresji do danych. Na rysunkach wyrysowano linie regresji uzyskane za pomocą modeli regresji (opisywanych wcześniej) oraz średnie warunkowe znormalizowanych wyników egzaminacyjnych względem wyników sprawdzianu po szkole podstawowej, przy czym na jednym rysunku wyrysowano dwie linie i dwa zestawy kropek definiujących średnie warunkowe: dla uczniów z normalnego cyklu kształcenia oraz uczniów z wydłużonego cyklu kształcenia, czyli zdających egzamin gimnazjalny w roku 2008, oraz w roku 2009. | Szczegółowe analizy dopasowania modeli przedstawiono w Aneksie. Dla każdego z modeli EWD przedstawiono trzy rysunki diagnostyczne składające się z kilku wykresów. Rysunki z numerem 1 przedstawiają dopasowanie linii regresji do danych. Na rysunkach wyrysowano linie regresji uzyskane za pomocą modeli regresji (opisywanych wcześniej) oraz średnie warunkowe znormalizowanych wyników egzaminacyjnych względem wyników sprawdzianu po szkole podstawowej, przy czym na jednym rysunku wyrysowano dwie linie i dwa zestawy kropek definiujących średnie warunkowe: dla uczniów z normalnego cyklu kształcenia oraz uczniów z wydłużonego cyklu kształcenia, czyli zdających egzamin gimnazjalny w roku 2008, oraz w roku 2009. | ||
| Na rysunkach z numerem 2. przedstawiono cztery wykresy służące do diagnostyki reszt. Pierwszy z nich to klasyczny histogram. Na drugim wykresie znajdują się dwie linie: jedna charakteryzująca teoretyczny rozkład normalny, druga estymacje rozkładu za pomocą danych empirycznych uzyskaną przy pomocy estymatora jądrowego (kernel density). Trzeci wykres to wykres prawdopodobieństwo-prawdopodobieństwo dzięki niemu ocenia się wizualnie dopasowanie rozkładu teoretycznego do rozkładu empirycznego. Wartości standaryzowanych reszt porządkowane są w kolejności rosnącej. Każda wartość i-tej reszty mapowana jest na osi pionowej jako i/n (gdzie i to ranga reszty, a n to całkowita liczba reszt) tworząc w ten sposób empiryczną dystrybuantę rozkładu. Natomiast pionowa oś przedstawia wartości Φ(ri), gdzie Φ oznacza dystrybuantę standardowego rozkładu normalnego. Jeżeli wyznaczone wartości przebiegają po przekątnej wykresu oznacza to, iż rozkład empiryczny jest zgodny z teoretycznym rozkładem normalnym. Analogiczny do wykresu prawdopodobieństwo-prawdopodobieństwo jest ostatni wykres kwantyl-kwantyl, z tym że tutaj porównuje się empiryczny rozkład centylowy do teoretycznego rozkładu centylowego. Wykresy prawdopodobieństwo-prawdopodobieństwo i kwantyl-kwantyl uzupełniają się nawzajem. Pierwszy z nich jest szczególnie wrażliwy na odstępstwa od rozkładu normalnego w środku rozkładu, drugi charakteryzuje się wrażliwością dla brzegów rozkładu. | Na rysunkach z numerem 2. przedstawiono cztery wykresy służące do diagnostyki reszt. Pierwszy z nich to klasyczny histogram. Na drugim wykresie znajdują się dwie linie: jedna charakteryzująca teoretyczny rozkład normalny, druga estymacje rozkładu za pomocą danych empirycznych uzyskaną przy pomocy estymatora jądrowego (kernel density). Trzeci wykres to wykres prawdopodobieństwo-prawdopodobieństwo dzięki niemu ocenia się wizualnie dopasowanie rozkładu teoretycznego do rozkładu empirycznego. Wartości standaryzowanych reszt porządkowane są w kolejności rosnącej. Każda wartość i-tej reszty mapowana jest na osi pionowej jako i/n (gdzie i to ranga reszty, a n to całkowita liczba reszt) tworząc w ten sposób empiryczną dystrybuantę rozkładu. Natomiast pionowa oś przedstawia wartości Φ(ri), gdzie Φ oznacza dystrybuantę standardowego rozkładu normalnego. Jeżeli wyznaczone wartości przebiegają po przekątnej wykresu oznacza to, iż rozkład empiryczny jest zgodny z teoretycznym rozkładem normalnym. Analogiczny do wykresu prawdopodobieństwo-prawdopodobieństwo jest ostatni wykres kwantyl-kwantyl, z tym że tutaj porównuje się empiryczny rozkład centylowy do teoretycznego rozkładu centylowego. Wykresy prawdopodobieństwo-prawdopodobieństwo i kwantyl-kwantyl uzupełniają się nawzajem. Pierwszy z nich jest szczególnie wrażliwy na odstępstwa od rozkładu normalnego w środku rozkładu, drugi charakteryzuje się wrażliwością dla brzegów rozkładu. | ||
| Linia 170: | Linia 170: | ||
| * Cameron, T. C. i P. K. Trivedi 2010, Microeconometrics using Stata, Gichigan: StataPress | * Cameron, T. C. i P. K. Trivedi 2010, Microeconometrics using Stata, Gichigan: StataPress | ||
| * Lord F. M., Novick M. R., Birnbaum A., 1968, Statistical theories of mental test scores, Reading: Addison-Wesley. | * Lord F. M., Novick M. R., Birnbaum A., 1968, Statistical theories of mental test scores, Reading: Addison-Wesley. | ||
| - | * [[http://ewd.edu.pl/downloads/kielce/pokropek.pdf|Pokropek A. 2009. “Metody statystyczne wykorzystywane w szacowaniu trzyletnich wskaźników egzaminacyjnych” w: Bolesław Niemierko, Maria Krystyna Szmigiel (red.) Badania międzynarodowe i wzory zagraniczne w diagnostyce edukacyjnej s. 137-153 , Kraków: PTDE.]] | + | * [[http://ewd2013.ibe.edu.pl/downloads/kielce/pokropek.pdf|Pokropek A. 2009. “Metody statystyczne wykorzystywane w szacowaniu trzyletnich wskaźników egzaminacyjnych” w: Bolesław Niemierko, Maria Krystyna Szmigiel (red.) Badania międzynarodowe i wzory zagraniczne w diagnostyce edukacyjnej s. 137-153 , Kraków: PTDE.]] |
| * Scheerens J., Glas C. A. W., Thomas S. M., 2003, Educational evaluation, assessment, and monitoring: a systemic approach, Lisse: Swets and Zeitlinger. | * Scheerens J., Glas C. A. W., Thomas S. M., 2003, Educational evaluation, assessment, and monitoring: a systemic approach, Lisse: Swets and Zeitlinger. | ||
| - | * [[http://ewd.edu.pl/downloads/publikacje/krakow/zoltak.pdf|Żółtak T. 2011. „Znaczenie informacji o średnim wyniku uczniów na wejściu dla własności jednorocznych wskaźników EWD gimnazjów” w: Bolesław Niemierko, Maria Krystyna Szmigiel (red.) Ewaluacja w edukacji: koncepcje, metody, perspektywy, s. 505-523, Kraków: PTDE.]] | + | * [[http://ewd2013.ibe.edu.pl/downloads/publikacje/krakow/zoltak.pdf|Żółtak T. 2011. „Znaczenie informacji o średnim wyniku uczniów na wejściu dla własności jednorocznych wskaźników EWD gimnazjów” w: Bolesław Niemierko, Maria Krystyna Szmigiel (red.) Ewaluacja w edukacji: koncepcje, metody, perspektywy, s. 505-523, Kraków: PTDE.]] |
modele_ewd_2012.1360679987.txt.gz · ostatnio zmienione: 2014/03/21 17:12 (edycja zewnętrzna)
Narzędzia strony
Projekt współfinansowany ze środków Unii Europejskiej w ramach Europejskiego Funduszu Społecznego.