NGHIÊN CỨU SAI LẦM CỦA NGƯỜI HỌC TỪ CÁCH TIẾP CẬN CỦA “HỢP ĐỒNG DẠY HỌC” ĐÀO HỒNG NAM* TÓM TẮT Làm thế nào để dự đoán sai lầm liên quan đến một đối tượng tri thức xác định mà người học phạm phải và xá[.]
Tạp chí KHOA HỌC ĐHSP TPHCM Đào Hồng Nam NGHIÊN CỨU SAI LẦM CỦA NGƯỜI HỌC TỪ CÁCH TIẾP CẬN CỦA “HỢP ĐỒNG DẠY HỌC” ĐÀO HỒNG NAM* TÓM TẮT Làm để dự đoán sai lầm liên quan đến đối tượng tri thức xác định mà người học phạm phải xác định nguồn gốc sai lầm ấy? Từ góc độ khái niệm “hợp đồng dạy học”, thơng qua ví dụ cụ thể liên quan đến đối tượng tri thức “phân phối chuẩn”, báo trình bày phương pháp nghiên cứu cho phép trả lời câu hỏi Từ khóa: sai lầm, hợp đồng dạy học, phân phối chuẩn ABSTRACT Studying learners’ mistakes through the “teaching contract” approach How to predict possible mistakes related to a certain knowledge that learners usually make and how to figure out their causes? From the concept of “teaching contract” and based on the one specific example related to “normal distribution” of knowledge, the article presents a research methodology that will be able to answer to the question Keywords: mistakes, teaching contract, normal distribution Phương pháp luận nghiên cứu Một quan niệm thừa nhận rộng rãi cộng đồng nhà nghiên cứu lí luận dạy học (DH) nhiều sai lầm học sinh (HS) khơng mang tính riêng biệt; trái lại, phổ biến, khơng ngẫu nhiên phạm phải, mà dự kiến trước, giải thích Những sai lầm biểu kiến thức Chúng yếu tố cho phép nhà đào tạo nhìn lại hoạt động Để xác định nguồn gốc sai lầm, ta có tiếp cận từ hai phía Một mặt, nghiên cứu lịch sử hình thành tri thức giúp ta làm sáng tỏ chướng ngại khoa học luận gắn liền với nó, chướng ngại mà người học bắt * NCS, Trường Đại học Sư phạm TPHCM, ThS Đại học Y Dược TPHCM buộc phải trải qua đường chiếm lĩnh tri thức Mặt khác, nghiên cứu hệ thống DH, cụ thể nghiên cứu quan hệ thể chế DH với đối tượng tri thức cho phép ta dự kiến sai lầm diện người học – thành viên chủ chốt hệ thống Chính quan hệ thể chế ảnh hưởng quan trọng lên quan niệm người dạy (một thành viên chủ chốt khác) người học tri thức Nó ngầm ẩn hình thành nên quy tắc mà hai thành viên chủ chốt tuân theo Những quy tắc tạo nên “hợp đồng dạy học” nhiều nguồn gốc sai lầm gặp người học 1.1 Quan hệ thể chế quan hệ cá từ kiểu nhiệm vụ nào? Những kĩ thuật nhân xây dựng? Kĩ thuật Khái niệm quan hệ R(I, O) thể ưu tiên sử dụng? Chính việc làm rõ chế I tri thức O Chevalard tổ chức toán học liên quan đến O cho đưa vào để mơ hình hóa tác động qua phép ta vạch rõ mối quan hệ R(I, O) lại mà I có với O Nó cho biết O xuất thể chế I tri thức O đâu, nào, tồn sao, có1.3 Hợp đồng dạy học (HĐDH) vai trị gì,… I HĐDH khái niệm sử dụng Quan hệ R(X, O) cá nhân X với với mục đích mơ hình hóa quyền lợi tri thức O ông dùng để nói cách nghĩa vụ ngầm ẩn giáo viên (GV) X nghĩ O sử dụng O HS đối tượng Việc học tập cá nhân X đối tri thức đem giảng dạy Cụ thể hơn, tượng tri thức O q trình thiết “tập hợp quy tắc xác định, thường lập hay điều chỉnh mối quan hệ R(X, O) ngầm ẩn, phân nhỏ cách rõ Hiển nhiên, trường hợp I thể chế ràng thành điều khoản mà bên dạy học quan hệ R(I, O) ln để lại (thầy giáo HS) có trách nhiệm thực dấu ấn R(X, O) X thành nghĩa vụ bên bên phần I – dù vị trí người dạy hay kia” [9] người học Vì mà thể chế Cần phải nhấn mạnh việc nghiên cứu R(X, O) phải gắn liền quy tắc đặc thù cho tri thức với việc làm rõ quan hệ R(I, O) giảng dạy quy 1.2 Tổ chức toán học tắc chung chung kiểu “giờ học toán Làm để làm rõ quan hệ R(I, phải mang theo đầy đủ sách giáo O)? khoa, ghi, máy tính, thước kẻ”, hay Cũng theo Chevallard, hoạt “phải ghi vào GV viết động xã hội phân tích thành phấn màu đóng khung praxéologie hình thành từ bảng”, v.v … Các quy tắc HĐDH kiểu nhiệm vụ xác định Mỗi hình thành nào? Ta có praxéologie gồm thành phần thể tìm thấy câu trả lời [T, τ , θ, Θ], T kiểu nhiệm phát biểu sau vụ, τ kĩ thuật cho phép giải T, θ G Brousseau, 1980: công nghệ giải thích cho kĩ thuật τ , Θ “… HS hiểu tình giới thiệu, lí thuyết giải thích cho cơng nghệ θ câu hỏi đặt ra, thông tin cung cấp, ràng buộc phải tuân Một praxéologie mà thành phần theo, thơng qua giáo viên thực mang chất toán học gọi lặp lặp lại - có ý thức hay khơng thực praxéologie toán học hay tổ chức tiễn giảng dạy mình” tốn học Vậy cho phép GV thực Liên quan đến O, I có những hoạt động ? praxéologie nào? Chúng hình thành Với tư cách thành phần chủ chốt thể chế DH I, cách mà GV nghĩ O, sử dụng O đương nhiên chịu chi phối I Chẳng hạn, kiểu nhiệm vụ T, kĩ thuật τ I ưu tiên, việc sử dụng τ thành thạo I xem kĩ cần đạt HS, khơng có lí để GV khơng tập trung vào τ DH Những quy tắc ngầm ẩn quy định GV phép làm cần phải làm hình thành từ R(I, O) Như vậy, nghiên cứu quan hệ thể chế R(I, O) thông qua việc phân tích tổ chức tốn học trình bày, tập giải ưu tiên giảng dạy sách giáo khoa cho phép ta dự đoán tồn quy tắc HĐDH Hiển nhiên, nhân tố ảnh hưởng Vì cá nhân X hoạt động nhiều thể chế nên quan hệ R(X, O) chịu ảnh hưởng nhiều thể chế khác Làm để xác định hiệu lực HĐDH Một phương pháp nghiên cứu hiệu lực HĐDH tạo biến loạn hệ thống giảng dạy, cho đặt thành viên chủ chốt (GV, HS) tình khác lạ - gọi tình phá vỡ hợp đồng Để tạo tình phá vỡ hợp đồng, người ta tiến hành cách sau: - Thay đổi điều kiện sử dụng tri thức; - Đặt HS phạm vi tri thức bàn đến tình mà tri thức không giải được; - Đặt GV trước ứng xử HS không phù hợp với điều mà GV mong đợi Chẳng hạn câu trả lời khác lạ cho tình Thiết kế tình quan sát ứng xử HS, GV, phân tích sản phẩm (lời, viết) mà họ tạo cách để nhìn thấy hiệu lực hợp đồng Việc quy tắc hợp đồng chi phối ứng xử họ chứng tỏ tồn Hoạt động thiết kế phân tích nhà nghiên cứu gọi hoạt động “thực nghiệm” Phương pháp luận trình bày chúng tơi thực nhằm mục đích nghiên cứu sai lầm liên quan đến phân phối chuẩn (PPC) thường gặp SV Đại học Y Dược TPHCM việc giải vấn đề thuộc phạm vi nghề nghiệp họ Xác định quy tắc hợp đồng liên quan đến Phân phối chuẩn Ở đây, đối tượng O “Phân phối chuẩn”, thể chế I thể chế DH Xác suất – Thống kê (XS-TK) Đại học Y Dược TPHCM Giáo trình mà chúng tơi phân tích, kí hiệu Y, “Giáo trình XS-TK ” sử dụng I Như nói, việc phân tích tổ chức toán học liên quan đến O giúp ta xác định số quy tắc HĐDH: cá nhân có quyền làm gì, khơng có quyền làm gì, sử dụng tri thức O Dưới chúng tơi tóm tắt kết thu từ việc phân tích mối quan hệ thể chế I với đối tượng O Bạn đọc tìm thấy chi tiết báo Mối quan hệ thể chế với PPC dạy học XS-TK trường Đại học Y Dược TPHCM [1] Liên quan đến O, có ba kiểu nhiệm vụ đưa vào giáo trình Y TUL : Ước lượng khoảng tin cậy θ TN −TN SSTB TSSTL : So sánh hai tỉ lệ T X1 - X2 ~ Student(df) :t= s : So sánh hai trung bình SSTB PPC tảng cho hầu hết suy diễn thống kê Đặc biệt, tính chuẩn liệu (DL) yếu tố quan trọng cần tính đến giải vấn đề liên quan đến toán ước lượng khoảng tin cậy hay kiểm định (KĐ) giả thuyết thống kê Liệu sinh viên (SV) Y Dược có ý thức điều ? Tập trung vào câu hỏi này, chúng tơi đặc biệt quan tâm đến tổ chức tốn học hình thành từ kiểu nhiệm TSSTB, cụ thể kiểu nhiệm vụ so sánh hai trung bình thực nghiệm độc lập KĐ t chưa biết phương sai −TN Chúng tơi dùng kí hiệu T TN để kiểu SST nhiệm vụ Đây Bkiểu nhiệm vụ thường gặp toán thống kê y học [4] Đối với kiểu nhiệm vụ này, phép KĐ tham số yêu cầu DL quan sát có PPC Kĩ thuật giải hình thành Y gồm bước sau: - Đặt giả thuyết H0: X X khác khơng ý nghĩa, - Tính t, - Kết luận s2 s2 1+ n1n2 2 s với df = n1-1 t = + X1 - X2 s n1 n2 2 s2 s 1 n1 1946) + 1+1 n1n2 (Satterthwaite, 2 n2 n2-1 Student(df) với df = n1 + n2 - hai phương sai đồng (n1-1)s2 + (n -1)s2 2 s1 = s2 = s = 2 n1 + n2 - Miền bác bỏ H0 t > C = t2α(df) Phân tích kĩ thuật đưa vào để −TN giải kiểu nhiệm vụ T TN , chúng SST B thấy vấn đề KĐ tính chuẩn DL khơng đặt Có lẽ mà kiểu nhiệm vụ “KĐ tính chuẩn dãy DL”một bước cần thiết kĩ thuật giải TN −TN TSST dù có Y đưa vào (theo B TN −TN ) cách tách biệt với TSST B khơng cho thấy lí tồn Tất ví dụ, tập liên quan đến −TN T TN xem xét DL có SST B PPC Giải thích cho kĩ thuật yếu tố cơng nghệ - lí thuyết sau: Phân tích cho phép chúng tơi nghĩ đến tồn quy tắc thứ HĐDH: R1: SV khơng có trách nhiệm KĐ tính chuẩn DL thực kiểu TN −TN nhiệm vụ TSST B Hơn thế, toán KĐ giả Kiểm định quy tắc Hợp thuyết thống kê, theo quy định đồng dạy học: nghiên cứu chương trình cách trình bày giáo thực nghiệm trình Y, chúng tơi nhận thấy thể chế I Để kiểm chứng hai quy tắc hợp ý đến phép kiểm hai Phép kiểm đồng nói trên, tiến hành thực đuôi xuất mờ nhạt, nghiệm lớp học với đối tượng SV nhắc đến phần ý năm thứ hai khoa Y, SV năm thứ hai ví dụ hệ Cử nhân ngành xét nghiệm, kĩ Qua phân tích ví dụ tập thuật hình ảnh, điều dưỡng, X quang, gây trình bày Y, theo chúng tơi, mê hồi sức (Khóa 2010) tồn quy tắc thứ hai HĐDH: 3.1 Mô tả thực nghiệm R2:SV sử dụng phép kiểm hai Chúng phát cho SV đuôi thực KĐ giả thuyết câu hỏi SV làm việc cá nhân câu thống kê hỏi với thời gian 90 phút sau thu KĐ hai thích hợp đa lại làm SV để phân tích Thực số trường hợp có lí rõ nghiệm tiến hành với câu hỏi ràng sử dụng KĐ KĐ sau: có khả cho kết có ý nghĩa Tình 1: Nồng độ HbA1c (%) chúng có nguy sai cho biết mức đường huyết trung bình lầm [8] người 2-3 tháng vừa qua Xét Chẳng hạn, sau nhiều lần đo nồng nghiệm nồng độ HbA1c để theo dõi độ (%) HbA1c hai nhóm: nhóm bị kiểm sốt đường huyết, giúp bệnh nhân tiểu đường nhóm khơng bị tiểu đường bác sĩ điều trị đánh giá đường ta thấy nồng độ HbA1c nhóm bị tiểu huyết có kiểm sốt tốt hay khơng đường cao nhóm không bị tiểu thời gian vừa qua Chúng tiến hành đường Khi đó, sử dụng KĐ có lấy mẫu xét nghiệm sau: khả cho kết có ý nghĩa Nhóm 1: Gồm 27 bệnh nhân bị tiểu việc trả lời câu hỏi tình đường type ghi nhận phịng xét mà chúng tơi trình bày phần sau nghiệm Bệnh viện N tháng 8-9 năm Để biết kết KĐ có ý nghĩa 2010: thống kê thực hay không, KĐ 6.4, 6.4, 5.4, 6.0, 6.2, 8.1, 1.6, 7.1, hay hai có ý nghĩa hơn, cần 7.4, 6.1, 7.2, 7.2, 6.6, 7.9, 6.5, 6.8, 8.4, dựa vào giá trị p (p_value) yếu tố 7.5, 6.6, 7.7, 5.9, 7.6, 7.3, 10.6, 6.6, 6.1, Bayes (Bayes factor) [11] Do khn khổ 5.6 có hạn báo nên chúng tơi xin Nhóm 2: Gồm 27 người bình trình bày vấn đề dịp khác thường (không bị tiểu đường): Như vậy, phân tích quan hệ R(I, O) 5.1, 5.3, 5.0, 5.5, 5.5, 5.7, 5.4, 5.6, cho phép chúng tơi hình thành nên giả 5.4, 5.1, 5.3, 6.2, 5.9, 5.1, 5.3, 5.8, 5.9, thuyết tồn hai quy tắc 6.0, 6.2, 5.3, 5.4, 5.0, 5.1, 5.3, 6.9, 5.9, 5.6 Câu hỏi: Nồng độ HbA1c người bị tiểu đường (nhóm 1) có cao nồng độ người bình thường khơng (nhóm 2)? (α =0,05) Tình 2: Một nghiên cứu nhằm so sánh nồng độ lysozyme (lysozyme enzym có đặc tính tiêu diệt vi khuẩn chống lại số virut) hai nhóm bệnh nhân Nhóm gồm 29 bệnh nhân, nhóm gồm 30 bệnh nhân Nếu DL có PPC tần số cao tập trung thấp dần hai bên Ngồi ra, dùng phương pháp khác như: KĐ Chi bình phương (CBP) [4], KĐ Kolmogorov-Smirnov cỡ mẫu n > 50, KĐ Shapiro-Wilk cỡ mẫu n ≤ 50 [3, 5] Trong thể chế I, KĐ tính chuẩn DL toán độc lập thực KĐ CBP Đây việc bắt buộc giải kiểu nhiệm vụ T TN để thực KĐ CBP phải −TN SSTB tuổi từ 20 đến 60 Số liệu sau: [12] chia DL thành lớp, dẫn đến sai số Nhóm 1: 0.2, 0.3, 0.4, 1.1, 2.0, 2.1, tính tốn [2] Mặt khác, KĐ CBP 3.3, 3.8, 4.5, 4.8, 4.9, 5.0, 5.3, 7.5, 9.8, phức tạp nhiều thời gian tính tốn 10.4, 10.9, 11.3, 12.4, 16.2, 17.6, 18.9, nên bị bỏ qua ví dụ 20.7, 24.0, 25.4, 40.0, 42.2, 50.0, 60.0 tập giáo trình Y Nhóm 2: 0.2, 0.3, 0.4, 0.7, 1.2, 1.5,3.2 Phân tích tiên nghiệm tổng quát 1.5, 1.9, 2.0, 2.4, 2.5, 2.8, 3.6, 4.8, 4.8, a Các chiến lược 5.4, 5.7, 5.8, 7.5, 8.7, 8.8, 9.1, 10.3, 15.6, • S1: Dùng phép kiểm t đuôi không KĐ 16.1, 16.5, 16.7, 20.0, 20.7, 33.0 tính chuẩn DL sau: So sánh nồng độ lysozyme trung Đặt giả thuyết bình hai nhóm (α =0,05) H0: µ1 ≤ µ2 Cả hai tình chúng tơi H1: µ1 > µ2 thiết kế quy tắc ngầm ẩn X1 - X2 hợp đồng khơng cịn đảm bảo, Nếu H t = ~ s2 s2 chúng tơi đặt SV vào tình 1+ n1n2 không quen thuộc họ gặp lớp 2 Đây tình ngắt quãng hợp s s đồng vì: n + n Student(df) với df = - DL mà chúng tơi đưa khơng có 2 2 PPC s s 2 - Phương sai hai mẫu không đồng Để KĐ tính tình chuẩn DL, (Satterthwaite, - u cầu tình khơng cịn phương pháp đơn 1946) thích hợp với phép kiểm hai đi, phù giản vẽ hợp với phép kiểm đuôi [8] biểu đồ tần số n1 n2 n1-1 + n2-1 X1 - X2 ~ Student(df) với df 1+1 t = s n1n2 Cịn tình 2, phép kiểm phù hợp phép kiểm hai tình u cầu đánh giá khác biệt nồng độ lysozyme hay không hai nhóm, khơng u cầu trả lời nhóm có cao thấp nhóm khơng [8, 12] = n1 + n2 - hai phương sai đồng 2 (n1-1)s2 + (n -1)s2 s1 = s2 = s = 2 n1 + n2 - • Biến V2: Bản chất DL Biến có Miền bác bỏ H0 t > C = t2α(df) hai giá trị • S2: Dùng phép kiểm t có KĐ - V2.1.: DL tn theo PPC, tính chuẩn DL - V2.2.: DL khơng tuân theo PPC - KĐ tính chuẩn DL KĐ CBP Trong hai tình huống, chúng tơi dựa vào biểu đồ tần số; chọn biến V2.2: DL không tuân theo - Thực giống S1 DL có PPC; PPC - Nếu DL khơng có PPC: Kết luận khơng Trong tình 1, dù SV có KĐ thể so sánh hai trung bình KĐ t hay khơng KĐ tính chuẩn DL kết • S3: Dùng phép kiểm t hai đuôi không KĐ tình kết tính chuẩn DL KĐ t phù hợp với kết KĐ phi tham số (không cần điều kiện DL có - Đặt giả thuyết H0: X X2 PPC) Tuy nhiên, tình SV khác khơng KĐ tính chuẩn DL mà thực khơng ý nghĩa; - Tính t chiến lược S1; KĐ t cho kết luận sai - Miền bác bỏ H0 |t | > C = tα(df) Trong trường hợp này, SV phải thực hoán chuyển DL để đưa DL PPC • S4: Dùng phép kiểm t hai có KĐ tính sử dụng KĐ phi tham số DL không chuẩn DL tuân theo PPC Các phép KĐ phi tham số - KĐ tính chuẩn DL KĐ CBP nên dùng khơng thể hốn chuyển dựa vào biểu đồ tần số DL theo PPC nhược điểm - Thực giống S3 phép kiểm khả tìm b Biến didactic khác biệt kém, không mạnh phép Những biến sau chúng tơi kiểm có tham số [3] tính đến xây dựng tốn thực Việc hoán chuyển DL PPC nghiệm: sử dụng KĐ phi tham số khơng • Biến V1: Cách đặt câu hỏi trình bày giáo trình Y nên DL Cách đặt câu hỏi tình khơng có PPC, SV thực phù hợp với phép kiểm KĐ t nói cho kết luận muốn đánh giá xem nồng độ HbA1c sai kết luận DL khơng thỏa điều nhóm có cao nhóm kiện KĐ t nên khơng thể so sánh hay khơng hai trung bình • Biến V3: Phương sai dân số1, có hai giá trị V3.1: Phương sai biết, V3.2: Phương sai chưa biết Nếu phương sai biết dùng KĐ u, phương sai chưa biết dùng KĐ t để so sánh hai trung bình [4] Trong hai tình này, chọn biến V3.2: Phương sai chưa biết 3.3 Phân tích tiên nghiệm tình Tình thiết kế để KĐ hai quy tắc HĐDH R1 R2 Chúng chọn biến V2.2.: DL không tn theo PPC Chúng tơi muốn biết SV có KĐ tính chuẩn DL hay khơng trước thực KĐ t Nếu SV khơng KĐ tính chuẩn mà thực KĐ t cho phép khẳng định quy tắc R1 Ngoài ra, để trả lời câu hỏi tình “Nồng độ HbA1c (%) người bị tiểu đường có cao nồng độ người bình thường khơng?”, phép kiểm phù hợp KĐ đuôi Nếu SV không ý đến điều mà thực KĐ hai đuôi cho phép khẳng định quy tắc R2 a Câu trả lời Để so sánh nồng độ HbA1c hai nhóm trên, trước hết KĐ tính chuẩn DL KĐ Shapiro-Wilk phần mềm R Nhóm 1: shapiro.test(X1) Shapiro-Wilk normality test data: X1 W = 0.8301, p-value = 0.0004768 KĐ cho thấy X1 khơng có PPC p < 0,05 (Hình 1) Nhóm 2: shapiro.test(X2) Shapiro-Wilk normality test data: X2 W = 0.905, p-value = 0.01747 KĐ cho thấy X2 khơng có PPC p < 0,05 (hình 2) Hình Biểu đồ nồng độ HbA1c, nhóm Kết KĐ tính chuẩn DL cho thấy X1 X2 không tuân theo PPC (p < 0,05) nên dùng KĐ t để so sánh hai trung bình Trong trường hợp hốn chuyển DL PPC sử dụng KĐ phi tham số Wilcoxon phần mềm R để KĐ giả thuyết sau: H0: Khơng có khác biệt nồng độ HbA1c hai nhóm trên; H1: Nồng độ HbA1c nhóm cao nhóm wilcox.test(X1, X2) Wilcoxon rank sum test with continuity correction data: X1 andp-value X2 = 4.623e-08 W = 680.5, alternative hypothesis: true location shift is not equal to Vì p < 0,05 nên có sở để bác bỏ H0 Kết luận: Nồng độ HbA1c nhóm cao nhóm b Các lời giải quan sát tương ứng với chiến lược Với chiến lược có kết sau: X = 7,14; S1 = 1,379; n1 = 27 X = 5,548; S2 = 0,444; n2 = 27 Trước so sánh hai trung bình, SV so sánh hai phương sai: * Đặt giả thuyết phương sai H0: S1 S 22 khác khơng ý nghĩa: Nếu H0 1,3792 = 9,646>1,929= F = S12 0,4442 F (26;26) = S 0,05 Lời giải tương ứng với chiến lược S1: * Để so sánh nồng độ trung bình HbA1c nhóm ta so sánh µ1 µ2 Đặt giả thuyết: H0: µ1 ≤ µ2 H1: µ1 > µ2 Nếu H0 X1 − X 7,14 − t= = 5,71 5,548 1,3792 0,4442 S2 S2 = 2 n1n2 27 27 Bậc tự tính sau: 2 s s + df = s2 n1 n2s2 = 31,333 ≅ 31 2 n1 n2 + n1-1 n2-1 Vì t > C = t0,1(31) = 1,695 nên bác bỏ H0 Kết luận: Nồng độ HbA1c nhóm cao nhóm có ý nghĩa Lời giải tương ứng với chiến lược S2: Dựa vào biểu đồ cột (hình hình 2) ta thấy DL khơng có hình dạng PPC, DL bị lệch, cột cao không tập trung thấp dần hai bên Những thông tin cho ta biết nồng độ HbA1c không tuân theo PPC khơng thể dùng KĐ t để so sánh hai trung bình Cũng SV KĐ tính chuẩn DL KĐ CBP tính tốn sai dẫn đến kết luận DL tuân theo PPC tiếp tục dùng KĐ t đuôi để so sánh hai trung bình chiến lược S1 nên bác bỏ H0 Kết luận: Các phương sai S12 S 22 khác có ý nghĩa Lời giải tương ứng với chiến lược S3: * Đặt giả thuyết H0: X X khác không ý nghĩa Nếu H0 X1 X 7,14 5,548 t= = = S2 S2 1,3792 0,4442 5,71 2 n1n2 27 27 2 s s chọn biến V2.2.: DL khơng có PPC Do đó, SV khơng KĐ tính chuẩn DL mà thực KĐ t cho kết luận sai sai lầm nghiêm trọng ảnh hưởng đến việc điều trị chăm sóc bệnh nhân Chúng tơi dự đốn + 2 n1 n2 = 31,333 ≅ df = 2 31 s1 22 s n1 n2 + n1-1 n2-1 sai lầm dễ xảy tình quen thuộc với SV, tương tự ví dụ tập kiểu nhiệm vụ 3.4 Phân tích tiên nghiệm tình Tình thiết kế để KĐ hai quy tắc R1 R2 HĐDH Vì |t| > C = t0,05(31) = 2,039 nên bác Trong tình này, bỏ H0 Kết luận: Nồng độ HbA1c nhóm cao nhóm X > X Lời giải tương ứng với chiến lược S4: - KĐ tính chuẩn DL chiến lược S2 kết luận DL không tuân theo PPC nên khơng thể so sánh hai trung bình trường hợp - Cũng có thể, SV KĐ tính chuẩn DL KĐ CBP tính tốn sai nên kết luận DL có PPC thực tiếp KĐ t hai đuôi chiến lược S3 * Nhận xét chiến lược tình 1: Chúng tơi dự đốn, chiến lược S3 xảy nhiều Các chiến lược cịn lại khơng xảy phân tích R(I, O) việc triển khai tổ chức tốn học lớp khơng có kiểu nhiệm vụ KĐ tính chuẩn DL trước thực KĐ t để so sánh hai trung bình Phép kiểm có hội xuất thể chế I T TN −TN giáo trình Y mà chúng tơi khơng tìm thấy kiểu nhiệm vụ KĐ tính chuẩn DL trước thực KĐ t Việc KĐ tính chuẩn DL xuất tình ứng dụng KĐ CBP, tồn độc lập, khơng có liên hệ đến KĐ t Đây tình KĐ hai đuôi phép kiểm phù hợp phép kiểm t hai Cách đặt câu hỏi tình tạo điều kiện cho xuất chiến lược S3 S4 a Câu trả lời KĐ tính chuẩn DL KĐ Shapiro-Wilk phần mềm R sau: shapiro.test(X1) Shapiro-Wilk normality test data: X1 W = 0.8036, p-value = 9.697e-05 shapiro.test(X2) Shapiro-Wilk normality test data: X2 W = 0.8338, p-value = 0.0002888 Kết KĐ có p < 0,05, biểu đồ nồng độ lysozyme bị lệch phía trái (hình hình 4) nên kết luận DL khơng có PPC SST Hình Biểu đồ nồng độ lysozyme nhóm Để giải tình KĐ t số liệu khơng tuân theo PPC, ta có hai cách sau: Cách 1: Hoán chuyển DL sang logarith (cơ số e): Y1 = ln(X1) Y2 = ln(X2) KĐ tính chuẩn DL sau hốn chuyển có kết sau: shapiro.test(Y1) Shapiro-Wilk normality test data: Y1 W = 0.938, p-value = 0.08868 shapiro.test(Y2) Shapiro-Wilk normality test data: Y2 W = 0.9555, p-value = 0.2372 Kết KĐ cho thấy, p > 0,05 nên kết luận DL sau hốn chuyển có PPC (hình hình 6) Hình DL hoán chuyển Y2 = ln(X2) Đặt giả thuyết H0: X không ý nghĩa X2 khác Khi đó, giá trị t 1,406, với kết ta chưa đủ sở để bác bỏ H0, tức nồng độ lysozyme hai nhóm khác không ý nghĩa Cách 2: Dùng KĐ phi tham số Wilcoxon Giả thuyết KĐ: H0: Nồng độ lysozyme hai nhóm khác khơng ý nghĩa Wilcoxon rank sum test with continuity correction data: X1 and X2 W = 541, p-value = 0.1096 alternative hypothesis: true location shift is not equal to Vì p > 0,05 nên chưa đủ sở để bác bỏ H0 Kết luận: Nồng độ lysozyme hai nhóm khác khơng ý nghĩa b Các lời giải quan sát tương ứng với chiến lược Tình1 phù hợp với phép 1 kiểm hai tốn u cầu so sánh có sự2 khác biệt2 hay khơng nồng 2 độ lysozyme hai nhóm bệnh nhân, khơng u cầu so sánh nhóm cao thấp nhóm nên chúng tơi dự đốn xuất chiến lược S3 S4 * Lời giải tương ứng với chiến lược S3 Nhóm 1: S12 Đặt giả thuyết phương sai H0: S 22 khác khơng ý nghĩa: Nếu H0 F= S12 15,742 = 4,02 > 1,867 = F0,05 (28;29) = S22 7,849 S nên bác bỏ H0 S2 Kết luận: Các phương sai khác có ý nghĩa * So sánh hai trung bình Đặt giả thuyết H0: X không ý nghĩa Nếu H0 t= X1 X S2 S2 2 n1n2 = X khác 14,31 7,683 15,742 7,8492 29 30 = 2,035 2 s s + n1 n2 df = 2 s = 40,808 ≅ 41 s2 n1 n2 + n2-1 n1-1 n = 29; X = 14,31; s2 = 247, 766; s = 15, 74 Nhóm 2: n = 30; X = 7, 683; s2 = 61, 62; s = 7,849 * So sánh hai phương sai Vì |t| > C = t0,05(41) = 2,019 nên bác bỏ H0 Kết luận: Nồng độ lysozyme hai nhóm khác có ý nghĩa Nhận xét: Lời giải sai DL khơng có PPC * Lời giải tương ứng với chiến lược S4 - KĐ tính chuẩn X1 X2; - Có thể SV dùng KĐ CBP để KĐ tính chuẩn DL tính tốn sai dẫn đến kết luận DL có PPC tiếp tục dùng KĐ t để so sánh hai trung bình chiến lược S3 Nhận xét: Qua phân tích chương trình giáo trình chúng tơi dự đốn tình 2, có chiến lược S3 xuất Có (hoặc khơng có) chiến lược S4 ví dụ tập giáo trình Y khơng u cầu SV phải KĐ tính chuẩn DL trước thực KĐ t điều kiện DL có PPC trình bày giáo trình Y phần lí thuyết KĐ t Kết chiến lược S3 hoàn toàn khác với câu trả lời mong đợi SV khơng KĐ tính chuẩn DL trước thực KĐ t 3.5 Phân tích hậu nghiệm Thực nghiệm tiến hành 281 SV năm thứ hai hệ cử nhân (4 năm) 68 SV năm thứ hai hệ bác sĩ đa khoa (6 năm) sau vừa học xong chương “KĐ giả thuyết thống kê” Sau bảng thống kê kết thực nghiệm: Tình Chiến lược S1 S2 S3 0 349 0 349 Tổng số S4 0 349 349 Kết thực nghiệm cho thấy 349/349 (100%) SV sử dụng chiến lược S3: Sử dụng phép kiểm t hai khơng KĐ tính chuẩn DL Khơng có SV ý đến điều kiện DL phải có PPC hai tình Hơn nữa, tình 1, phép kiểm phù hợp phép kiểm t đuôi khơng có SV thực phép kiểm t đuôi Kết thực nghiệm cho phép KĐ hai quy tắc hợp đồng Kết luận PPC kiến thức quan trọng chương trình XS-TK ĐHYD TPHCM Tuy nhiên, tổ chức tốn học liên quan đến PPC khơng triển khai cách đầy đủ thể chế I - thể chế dạy học XS-TK ĐHYD TPHCM Điều kiểm chứng thông qua việc KĐ hai quy tắc HĐDH R1 R2 Như vậy, khái niệm HĐDH cho phép ta giải thích ứng xử GV HS, tìm ý nghĩa hoạt động mà họ tiến hành, từ giải thích cách rõ ràng xác kiện quan sát lớp học Một số giáo trình gọi “tổng thể” hay “quần thể” TÀI LIỆU THAM KHẢO Đào Hồng Nam (2010), “Mối quan hệ thể chế với Phân phối chuẩn việc dạy học Xác suất - Thống kê Trường Đại học Y Dược TPHCM”, Tạp chí Khoa học ĐHSP TPHCM, (24) Đặng Đức Hậu (2010), Xác suất thống kê (dùng cho đào tạo bác sĩ đa khoa), Nxb Giáo dục Việt Nam Nguyễn Ngọc Rạng (2011), Thiết kế nghiên cứu thống kê y học, Bệnh viện An Giang 4 10 11 12 Chu Văn Thọ, Trần Đình Thanh, Phạm Minh Bửu, Nguyễn Văn Liêng (2009), Giáo trình Xác suất thống kê, ĐHYD TPHCM Nguyễn Văn Tuấn (2007), Phân tích số liệu tạo biểu đồ phần mềm R, Nxb Khoa học Kĩ thuật Annie Bessot, Claude Comiti, Lê Thị Hoài Châu, Lê Văn Tiến (2009), Những yếu tố Didactic toán, Nxb Đại học Quốc gia TPHCM P.Armitare, G.Berry, J.N.S Matthews (2002), Statistical Methods in Medical, Blackwell Publishing Betty R Kirkwood, Jonathan A.C.Sterne (2003), Essential Medical Statistics, 2nd Edition, Blackwell Publishing Chevallard Y (1991) Concepts fondamentaux de la didactique : perspectives apportées par une approche anthropologique, Recherches en Didactique des Mathématiques, vol 12/1, pp 73-112., éd La Pensée Sauvage, Grenoble Chevallard Y (1997), Questions vives, savoirs moribonds : le problème curriculaire aujourd’hui Actes du colloque Défendre et transformer l’école pour tous (Marseille, 3-5 octobre 1997) Sellke, T., Bayarri M.J, Berger, J.O (2001), Calibration of p-values for testing precise null hypothesis, The American Statistician, Vol.55, pp.62-71 http://www.ykhoanet.com/baigiang/lamsangthongke/lstk05_kiemdinht.pdf (Ngày Tòa soạn nhận bài: 31-8-2011; ngày chấp nhận đăng: 15-9-2011) ... pháp nghiên cứu hiệu lực HĐDH tạo biến loạn hệ thống giảng dạy, cho đặt thành viên chủ chốt (GV, HS) tình khác lạ - gọi tình phá vỡ hợp đồng Để tạo tình phá vỡ hợp đồng, người ta tiến hành cách. .. tắc hợp đồng chi phối ứng xử họ chứng tỏ tồn Hoạt động thiết kế phân tích nhà nghiên cứu gọi hoạt động “thực nghiệm” Phương pháp luận trình bày chúng tơi thực nhằm mục đích nghiên cứu sai lầm. .. định quy tắc Hợp thuyết thống kê, theo quy định đồng dạy học: nghiên cứu chương trình cách trình bày giáo thực nghiệm trình Y, chúng tơi nhận thấy thể chế I Để kiểm chứng hai quy tắc hợp ý đến phép