研究型大學(xué)人文通識(shí)課教學(xué)效率提升路徑研究

研究型大學(xué)人文通識(shí)課教學(xué)效率提升路徑研究研究型大學(xué)人文通識(shí)課教學(xué)效率提升路徑研究

一、引言

“通識(shí)教育〞是一種自由、通達(dá)的教育，一種重視文明、人才傳統(tǒng)的教育，一種拓寬根底、培養(yǎng)高端人才的教育，它是培養(yǎng)學(xué)生寬厚根底、博學(xué)多才和開(kāi)展?jié)摿Φ闹匾緩?。因此，在高校中的大學(xué)生普遍被要求在專業(yè)課程學(xué)習(xí)之外，選修一定數(shù)量的通識(shí)課程學(xué)分。一般而言，理工科學(xué)生主要選修人文社科類通識(shí)課程，文科學(xué)生主要選修科學(xué)技術(shù)類通識(shí)課程。高等學(xué)校設(shè)置通識(shí)課程模塊，實(shí)施通識(shí)教育，其根本宗旨就是在課程設(shè)置上充沛體現(xiàn)人文與科學(xué)兩種文化在思想精髓上的融合，培養(yǎng)既有深厚人文精神又兼具現(xiàn)代科學(xué)精神的大學(xué)生。因此，通識(shí)教育能夠幫忙學(xué)生拓寬知識(shí)面和認(rèn)識(shí)視野，從不同的角度去認(rèn)識(shí)這個(gè)世界。

然而，通識(shí)教育的重要性與其實(shí)際教學(xué)效率未必成正比。當(dāng)前，高校通識(shí)教育的教學(xué)效率總體而言仍不盡如人意，這是事實(shí)，也亟待改善，但教學(xué)效率的提高的確是一個(gè)難題，而且是老大難問(wèn)題，因?yàn)閺耐獠靠?，影響教學(xué)效率的因素很復(fù)雜，而從內(nèi)部看，教學(xué)效率很難衡量。不過(guò)這并不意味著就不能進(jìn)行研究，雖然我們無(wú)法一一列出影響教學(xué)效率的各種因素及其影響教學(xué)效率的特點(diǎn)和規(guī)律，但是，依然可以從當(dāng)選取幾個(gè)突出因素、依據(jù)合理的邏輯進(jìn)行分析。一般而言，一門課程到課率高且穩(wěn)定，且到課的人聽(tīng)課率高，我們就可以說(shuō)該課程的教學(xué)效率較高，這個(gè)邏輯是合理的。因此，到課率、到課穩(wěn)定率以及聽(tīng)課率可以作為衡量教學(xué)效率的三個(gè)典型指標(biāo)。研究這三個(gè)指標(biāo)分別受哪些因素的影響，以及三個(gè)指標(biāo)間的關(guān)系，就可以知道如何提高到課率、到課穩(wěn)定率和聽(tīng)課率，從而提高教學(xué)效率。到底是哪些因素影響了到課率、到課穩(wěn)定率和聽(tīng)課率，有什么特點(diǎn)？這便是本文要研究的問(wèn)題，其目的是提升教學(xué)效率。本文所言的提升教學(xué)效率，即平常所謂的提高教學(xué)質(zhì)量或教學(xué)效果。

提升教學(xué)效率是一個(gè)實(shí)踐問(wèn)題，而非理論問(wèn)題，需要大量的現(xiàn)實(shí)調(diào)研數(shù)據(jù)作為研究的根底，為此，我們成立了調(diào)研小組，選擇人文通識(shí)課作為調(diào)研對(duì)象，采取每周聽(tīng)課并進(jìn)行聽(tīng)課記錄、對(duì)任課教師和選課學(xué)生進(jìn)行抽樣訪談、發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷等辦法，在2022-2022學(xué)年第2學(xué)期及2022-2022學(xué)年第1學(xué)期〔即2022年全年2個(gè)學(xué)期〕對(duì)華南理工大學(xué)開(kāi)設(shè)的共計(jì)158門人文通識(shí)課程的教學(xué)情況進(jìn)行了跟蹤調(diào)研，獲得了大量數(shù)據(jù)，為研究通識(shí)課程到課率、到課穩(wěn)定率、聽(tīng)課率情況和其影響因素，進(jìn)而探究提高教學(xué)效率的途徑提供了數(shù)據(jù)根底。我們的聽(tīng)課記錄包含每一門課程的教師姓名、性別、職稱、性格和形象、教學(xué)辦法，以及課內(nèi)外交流情況、點(diǎn)名情況、作業(yè)情況、考試情況、聽(tīng)課情況、選課人數(shù)和每一次課堂的到課人數(shù)等，最終匯總成全部課程的聽(tīng)課記錄表。下文將根據(jù)跟蹤調(diào)研的結(jié)果，對(duì)影響人文通識(shí)課教學(xué)效率的三個(gè)指標(biāo)進(jìn)行分析。

本文所稱的人文通識(shí)課包括人文科學(xué)通識(shí)課和社會(huì)科學(xué)通識(shí)課，為行文便利，做此簡(jiǎn)稱。查詢中國(guó)知網(wǎng)，未發(fā)現(xiàn)有探討高校通識(shí)課教學(xué)效率的文章，可見(jiàn)這個(gè)問(wèn)題尚少人研究，值得探討。

二、到課率

到課率是評(píng)判學(xué)風(fēng)好壞的一個(gè)根底性指標(biāo)，要想提高通識(shí)課程的教學(xué)效率，前提條件是學(xué)生必須到課，否那么就算再高質(zhì)的課程，無(wú)人受益也是徒勞。然而，目前我國(guó)高校人文通識(shí)課普遍存在著學(xué)生到課率不理想的現(xiàn)象，它不僅嚴(yán)重影響學(xué)校對(duì)于學(xué)生的培養(yǎng)，也影響學(xué)校正常的教育教學(xué)秩序。因此，對(duì)到課率的研究至關(guān)重要。

1.宏觀分析

總體來(lái)看，華南理工大學(xué)人文通識(shí)課程到課率平均水平是66.65%，這個(gè)比率并不高。通俗來(lái)說(shuō)，平均每三個(gè)學(xué)生，就有一個(gè)逃課。各門課程的具體到課率分布如圖1所示。

分布呈中間高，兩邊低，表明極低和極高到課率出現(xiàn)的情況較少。多數(shù)課程到課率集中在50%至80%之間，雖然到課人數(shù)根本過(guò)半，但到課率還是不理想。其中到課率最低的僅為14.79%，而最高的可達(dá)全勤，各門課程之間到課情況的差別可見(jiàn)一斑。

2.微觀分析

〔1〕數(shù)據(jù)建模與分析

各課程之間懸殊的到課率可能由眾多因素決定。筆者之前已經(jīng)基于118門通識(shí)課程，對(duì)影響到課率的課堂因素進(jìn)行過(guò)相關(guān)研究，揭示了到課率與八個(gè)課堂因素之間的關(guān)系和特征[1]。為了進(jìn)一步證實(shí)先前的研究，在增加40門課程研究數(shù)量的根底上，選取聽(tīng)課記錄表中“教師職稱〞“教師性別〞“課堂交流〞“點(diǎn)名情況〞“作業(yè)情況〞“考試情況〞“選課人數(shù)〞因素，用經(jīng)濟(jì)計(jì)量的辦法建立回歸模型。為便于建模，將聽(tīng)課記錄表中的局部客觀因素變形為可以量化衡量的變量，并根據(jù)其程度進(jìn)行數(shù)值替換，極少數(shù)空缺記錄取平均數(shù)值。其中教師性別為虛擬變量。具體如表1所示。

以上述變量作為自變量，每一門通識(shí)課的平均到課率作為因變量，運(yùn)用stata軟件進(jìn)行回歸分析，得到了原始回歸模型。為了防止多重共線性的存在，《δＰ徒《行VIF檢驗(yàn)，得到方差膨脹因子僅為1.24，因此各個(gè)自變量之間不存在多重共線性，也就是說(shuō)，這七個(gè)自變量選取比擬合理。另外，為了考察模型是否存在異方差性，對(duì)其進(jìn)行White檢驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)量的卡方值為89.09，接受同方差性原若概率為0.000，在5%的顯著水平下拒絕原若，表明存在異方差性。為了使模型更加優(yōu)化，將數(shù)據(jù)清除異常值，并且對(duì)自變量和因變量進(jìn)行變形，最終保存135組數(shù)據(jù)，將自變量“exp〞、“rol〞和“exa〞三項(xiàng)取平方，“l(fā)iv〞“tas〞兩項(xiàng)取平方根進(jìn)行回歸，得到優(yōu)化模型：再次進(jìn)行White異方差性檢驗(yàn)后，p值為0.0845，在5%水平下不存在異方差性。另外，為了判斷函數(shù)形式是否存在誤設(shè)，對(duì)模型進(jìn)行RamseyRESET檢驗(yàn)，所得統(tǒng)計(jì)量為0.02，p值為0.9954，在5%的顯著性水平下F統(tǒng)計(jì)量不顯著，因此不存在函數(shù)形式誤設(shè)的問(wèn)題。故此，將此模型作為最優(yōu)模型。

模型的F檢驗(yàn)p值=0.0000回歸結(jié)果說(shuō)明，課堂交流越多、點(diǎn)名越嚴(yán)格、作業(yè)越多、考試越傳統(tǒng)，到課率可能越高；而教師職稱越高、課堂規(guī)模越大，到課率可能會(huì)更低。這與筆者先前研究的結(jié)果比擬接近[2]，但是各個(gè)因素的顯著性略有差異。值得一提的是，“點(diǎn)名嚴(yán)格度〞的影響作用更加顯著了，而“課堂活潑度〞和“課堂規(guī)模〞的作用依然十分顯著，被進(jìn)一步證實(shí)。

〔2〕進(jìn)一步思考

現(xiàn)已證明“課堂活潑度〞與“課堂規(guī)模〞都對(duì)到課率產(chǎn)生影響，則二者之間是否也存在一些聯(lián)系呢？雖然已經(jīng)驗(yàn)證過(guò)自變量之間不存在多重共線性，但為了更直觀地表明情況，筆者利用SPSS軟件的Spearman檢驗(yàn)進(jìn)行驗(yàn)證，得到相關(guān)系數(shù)為-0.238，p值為0.005，呈顯著弱負(fù)相關(guān)。雖然沒(méi)有影響模型設(shè)定，但一定程度上表明了“課堂規(guī)模〞會(huì)影響“課堂活潑度〞，在小班教學(xué)模式下，課堂活潑度可能會(huì)更高一些。小班的環(huán)境加上活潑的氣氛，二者相輔相成，促進(jìn)了到課率的提高。

此外，雖說(shuō)“課堂活潑度〞與“課堂規(guī)模〞是影響到課率的兩大法寶，但是二者影響的方式卻有所不同。聯(lián)系實(shí)際來(lái)看，課堂活潑度對(duì)到課率的奉獻(xiàn)無(wú)疑是利大于弊的，課堂交流與互《右蒼諞歡ǔ潭壬戲從吵隹翁彌柿?。怠妒钦n堂規(guī)模對(duì)到課率的奉獻(xiàn)卻要從兩方面考量，積極的一方面是在小班教學(xué)模式下，教師能夠更加方便地顧及到所有學(xué)生，學(xué)生感到被重視，從而加強(qiáng)了到課的意愿，然而消極的一方面卻是小班教學(xué)模式克制了學(xué)生的僥幸心理，逃課更容易被發(fā)現(xiàn)，從而被迫到課。雖說(shuō)兩種情況都能提高到課率，但卻未必都能提升教學(xué)效率。由此可見(jiàn)，盲目地提高到課率是治標(biāo)不治本的，提高教學(xué)效率才是最終需要到達(dá)的目的。

3.小結(jié)

經(jīng)過(guò)數(shù)據(jù)分析證實(shí)，“教師職稱〞“課堂活潑度〞“點(diǎn)名嚴(yán)格度〞“課堂規(guī)模〞會(huì)對(duì)人文通識(shí)課到課率產(chǎn)生顯著的影響，教師職稱越低、課堂越活潑、點(diǎn)名越嚴(yán)格、課堂規(guī)模越小，到課率越高。此外，小班教學(xué)或許也能夠提升課堂活潑度，共同促進(jìn)到課率的提高。然而，到課率并不是評(píng)價(jià)教學(xué)效率的唯一指標(biāo)，到課率的提升也有積極與消極之分，盲目地提高到課率可能會(huì)適得其反。

三、到課穩(wěn)定率

前文所述有關(guān)到課率的研究以平均到課率作為察看對(duì)象，但是到課率的穩(wěn)定性同樣不容無(wú)視。試想，如果一門課程平均到課率較高，但每周到課的人數(shù)卻忽高忽低，難道是真正的教學(xué)高效的課程嗎？反之，如果某一門課程因?yàn)橛芯植繉W(xué)生曠課，甚至有個(gè)別學(xué)生從未去上過(guò)課，它的平均到課率比其他課程低一些，但是每周的到課人數(shù)非常穩(wěn)定，也并不能就說(shuō)它是教學(xué)低效的課程。一門通識(shí)課程的開(kāi)設(shè)，哪怕只有少數(shù)學(xué)生堅(jiān)持上課，但是認(rèn)真聽(tīng)講，學(xué)到真知，那便是有教學(xué)效率的，至于有多少學(xué)生做到這一點(diǎn)，便決定了這個(gè)效率有多高。而到課率越高，且越穩(wěn)定，教學(xué)效率高的可能性便越大一些?？偠灾?，要提高教學(xué)效率，學(xué)生不僅要來(lái)上課，還要堅(jiān)持來(lái)。

1.宏觀分析

〔1〕整體分析

除去每周到課記錄不充沛的3門課程，筆者選取聽(tīng)課記錄表中余下的155門人文通識(shí)課，計(jì)算其總平均到課率及每周平均到課率，繪制出相關(guān)曲線，如圖2所示。

圖2中直線表示所有通識(shí)課程每周平均到課率為66.65%，曲線表示總體來(lái)看，不同周次的到課率存在差別，在學(xué)期初時(shí)到課率最高，后有明顯下降，到期中階段波折下降，期末又有所上升。由此可見(jiàn)，人文通識(shí)課的到課情況在不同的周次是有所差別的，在期初階段到課率更高一些。

為了更加具體地判斷到課率的穩(wěn)定性，筆者以各周平均到課率之間的變異系數(shù)CV作為判斷依據(jù)。經(jīng)計(jì)算，總課程到課率CV達(dá)4.29%，變異系數(shù)越小，表明數(shù)據(jù)波動(dòng)越小。因此整體來(lái)看到課率波動(dòng)并不算大，到課穩(wěn)定率尚可。

〔2〕部分分析

由于整體分析容易以偏概全，筆者對(duì)155門課程的每周到課率分別進(jìn)行離散性分析，計(jì)算變異系數(shù)CV，頻數(shù)分布如圖3所示。

根據(jù)統(tǒng)計(jì)學(xué)中變異系數(shù)的含義，如果變異系數(shù)大于15%，那么要考慮數(shù)據(jù)是否不正常。因此，以15%的變異系數(shù)作為臨界點(diǎn)，發(fā)現(xiàn)CV高于15%的課程有49門，占據(jù)31.6%。也就是說(shuō)，約七成的通識(shí)課程到課率較穩(wěn)定，約三成課程那么較不穩(wěn)定。這表明整體到課穩(wěn)定率較高并不是個(gè)別課程特別穩(wěn)定所致，而是大局部課程比擬穩(wěn)定所致。

2.微觀分析

〔1〕個(gè)例探究

經(jīng)過(guò)細(xì)致察看，155門課程中CV最低，也就是到課穩(wěn)定率最高的是?鋼琴根底彈奏》。據(jù)了解，這是華南理工大學(xué)十分熱門的一門通識(shí)課程。觀其特點(diǎn)，可發(fā)現(xiàn)課程的課堂規(guī)模很小，只有20人，并且到課率到達(dá)100%，每周均全勤。而變異系數(shù)最高的是?大學(xué)美育》，CV系數(shù)高達(dá)59.24%，觀其特點(diǎn)，可發(fā)現(xiàn)課堂規(guī)模到達(dá)120人，點(diǎn)名方式是偶爾點(diǎn)名，作業(yè)量比擬多，而且平均到課率僅有39.8%。因此，筆者估計(jì)到課穩(wěn)定率性可能與多種因素有關(guān)，包括課堂規(guī)模、點(diǎn)名方式、作業(yè)情況、課程本身趣味性等，尤其可能與到課率本身的上下有關(guān)。

〔2〕相關(guān)性分析

為了具體探究可能影響到課穩(wěn)定率的因素及其作用，筆者借助SPSS統(tǒng)計(jì)工具進(jìn)行研究。因?yàn)檠芯康闹攸c(diǎn)是每周到課率的波動(dòng)，因此在跟蹤調(diào)研的158門課程中，剔除23門數(shù)據(jù)不夠全面的課程，示例遇到節(jié)假日放假等特殊情況而短少局部到課記錄的課程，保存聽(tīng)課記錄表中135門課程，將其相關(guān)因素按前文的辦法進(jìn)行數(shù)字化，并分別與變異系數(shù)CV進(jìn)行相關(guān)分析，其中課堂規(guī)?！瞫ca〕、到課率〔fre〕采用pearson檢驗(yàn)，其余采用spearman檢驗(yàn)。必須注意的是，CV表示的是波動(dòng)情況，所以CV值與穩(wěn)定性成反比。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。其中顯著性較強(qiáng)的因素如表4所示。

上述分析表明，“課堂活潑度〞和“到課率〞對(duì)到課穩(wěn)定性有影響。而前文研究證明，“課堂活潑度〞對(duì)“到課率〞也有影響。因此，“課堂活潑度〞對(duì)到課穩(wěn)定性的影響不排除是間接性作用。由此可見(jiàn)，對(duì)到課穩(wěn)定性影響最為直接的還是“到課率〞的上下。

〔3〕進(jìn)一步推測(cè)

聽(tīng)課記錄表中的其他因素對(duì)于到課穩(wěn)定率的影響關(guān)系不明顯，但是根據(jù)實(shí)際經(jīng)驗(yàn)來(lái)看，“點(diǎn)名嚴(yán)格度〞并不是衡量“到課穩(wěn)定率〞的最正確因素，筆者認(rèn)為相較于嚴(yán)格度而言，“點(diǎn)名確定性〞更能夠影響到課率的穩(wěn)定性?！皬牟稽c(diǎn)名〞與“每次必點(diǎn)〞雖然差異很大，但是都屬于確定的方式，筆者猜測(cè)這種方式下的到課穩(wěn)定率也許會(huì)更高。因此，將“點(diǎn)名情況〞一項(xiàng)變形為點(diǎn)名確定性，作為虛擬變量，會(huì)更合乎實(shí)際情況，具體如表5所示。

與此同時(shí)，一些課程開(kāi)設(shè)初期的“點(diǎn)名確定性〞并不明顯，在幾次課程之后學(xué)生才會(huì)了解點(diǎn)名方式，考慮到這個(gè)因素，分別選取全部到課情況和中期開(kāi)始的到課情況進(jìn)行研究。相關(guān)分析結(jié)果如表6所示。

相關(guān)分析不顯著，可見(jiàn)“點(diǎn)名確定性越高，到課越穩(wěn)定〞的猜測(cè)并沒(méi)有得到證實(shí)。與前文所證明的“點(diǎn)名越嚴(yán)格，到課率越高〞相比擬來(lái)看，“點(diǎn)名〞確實(shí)能夠約束一局部學(xué)生到課，但或許并不能促進(jìn)學(xué)生堅(jiān)持上課。

3.小結(jié)

整體來(lái)看，華南理工大學(xué)人文通識(shí)課到課穩(wěn)定率尚可。通過(guò)數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，到課穩(wěn)定性的上下與到課率本身的上下存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，并且“課堂活潑度〞的提升會(huì)對(duì)這種正相關(guān)關(guān)系產(chǎn)生明顯促進(jìn)作用。此外，影響到課率的點(diǎn)名情況無(wú)論從嚴(yán)格度還是從確定性來(lái)看，均并缺乏以影響到課穩(wěn)定率。

四、聽(tīng)課率

學(xué)生到課，甚至堅(jiān)持到課，也缺乏以表明學(xué)生真正在聽(tīng)課，這也是難以衡量教學(xué)效率的一大原因。在一年的跟蹤調(diào)研中，研究小組除了對(duì)各課堂因素進(jìn)行記錄以外，還對(duì)學(xué)生聽(tīng)課情況細(xì)致察看。由于對(duì)聽(tīng)課情況的察看和記錄存在多種的主觀因素和偶然性，調(diào)研人員無(wú)法對(duì)每一門課、每一堂課都記錄一個(gè)準(zhǔn)確無(wú)誤的聽(tīng)課率，因此對(duì)各門課程聽(tīng)課情況進(jìn)行劃分，用聽(tīng)課率等級(jí)來(lái)代替具體的聽(tīng)課率，進(jìn)行具體研究。無(wú)論到課人數(shù)有多少，根據(jù)課堂聽(tīng)課人數(shù)占到課人數(shù)的比重劃分為如下四個(gè)等級(jí)〔表7〕。

1.宏觀分析

綜合全部調(diào)研課程來(lái)看，聽(tīng)課率等級(jí)的平均值到達(dá)2.96，接近第三等級(jí)的水平。大致可以判斷聽(tīng)課率平均水平在61.5%左右，也就是說(shuō)，到課的學(xué)生中，約有61.5%的學(xué)生是在認(rèn)真聽(tīng)講的，超過(guò)了半數(shù)。根據(jù)隨堂聽(tīng)課調(diào)研的經(jīng)驗(yàn)和感受，有些課程聽(tīng)課率較高，有些較低，還有一些那么處于中等，如今統(tǒng)計(jì)出聽(tīng)課率是61.5%，應(yīng)該是根本合乎現(xiàn)實(shí)情況的。

2.微觀分析

〔1〕數(shù)據(jù)建模與分析

為了研究影響聽(tīng)課率的因素，筆者利用stata軟件進(jìn)行回歸建模。自變量分別是“教學(xué)經(jīng)驗(yàn)〔exp〕〞“教師性別〔sex〕〞“課堂活潑度〔liv〕〞“點(diǎn)名嚴(yán)格度〔rol〕〞“作業(yè)量〔tas〕〞“考試嚴(yán)格度〔exa〕〞“到課率〔fre〕〞，因變量是“聽(tīng)課率等級(jí)〔att〕〞。此外，影響學(xué)生聽(tīng)課的可能還有到課人數(shù)，而不僅僅是到課率。到課人數(shù)和到課率是有區(qū)別的，打比如說(shuō)，有些課到課率達(dá)100%，可能到課人數(shù)一共僅20人，因?yàn)檎n程規(guī)模就是20人，而有些課程到課率只有50%，卻可能有60個(gè)人到課，因?yàn)樵撜n的課程規(guī)模是120人。去上課的學(xué)生在乎的并不是該課的到課率，而是眼前課堂上與自己一起上課的人數(shù)，到課的人數(shù)會(huì)對(duì)他聽(tīng)不聽(tīng)課有影響，換言之，到課人數(shù)對(duì)聽(tīng)課率的影響比到課率更直接、直觀。因此，模型中再參加“平均到課人數(shù)〔num〕〞自變量。自變量中非數(shù)字化的因素?cái)?shù)值轉(zhuǎn)換與上文一致。經(jīng)過(guò)異常值處理，保存135組數(shù)據(jù)，對(duì)“fre〞取平方根，對(duì)“l(fā)iv〞“exa〞取平方，最終得到如下模型：

經(jīng)過(guò)Reset檢驗(yàn)和White檢驗(yàn)，模型合乎要求。自變量共解釋了因變量變化的27.26%，表明還有很多其他因素也在影響聽(tīng)課率，比方學(xué)生主觀方面的因素等等。模型中顯著的因素具體分析如表8所示。

聯(lián)系實(shí)際來(lái)看，教學(xué)經(jīng)驗(yàn)豐盛的教《《可能更有能力吸引學(xué)生的注意力。女教師可能更加在意學(xué)生是否定真聽(tīng)課。到課人數(shù)多的課堂，可能學(xué)生會(huì)存在一定僥幸心理，做自己其他的事情而不聽(tīng)課。而聽(tīng)課畢竟是學(xué)生到課的主要原因，因此到課率越高，聽(tīng)課率越高也是合乎常理的。

〔2〕進(jìn)一步推測(cè)

則聽(tīng)課率是否與到課穩(wěn)定率有關(guān)？由于到課穩(wěn)定率和到課率的強(qiáng)相關(guān)性，“到課穩(wěn)定率〞并沒(méi)有參加上述模型，因此筆者對(duì)變異系數(shù)CV和聽(tīng)課率等級(jí)進(jìn)行spearman相關(guān)性檢驗(yàn)，相關(guān)系數(shù)為-0.099，p值0.255，表明二者的相關(guān)關(guān)系并不明顯