Chỉ tiêu Lớp 4A1 Lớp 4A2 Tổng Số lượng mẫu gửi đi 25 24 49 Số mẫu thu về đủ điều kiện 25 24 49
Tỷ lệ (%) 51 49 100
3.4.2.2. Thống kê mô tả về yếu tố nhân khẩu học
Yếu tố nhân khẩu học là giới tính của HS. Biểu đồ dưới đây thể hiện sự khác nhau cụ thể của từng nhóm.
Biểu đồ 3.1. Tỉ lệ phần trăm giới tính của mẫu thực nghiệm
3.4.3. Đánh giá sự hài lịng của học sinh đối với mơn Tốn
3.4.3.1. Phân tích mơ tả các biến của thang đo
Nam 58%
Nữ 42%
Bảng 3.6. Thống kê mơ tả sự hài lịng lần 1
N Minimum Maximum Mean
CX1 49 1 5 3,1041 CX2 49 1 5 2,974 CX3 49 1 5 3,1152 HV1 49 1 5 3,2016 HV2 49 2 5 3,4349 HV3 49 1 5 3,316 NT1 49 2 5 3,4721 NT2 49 1 5 3,1487 Valid N (listwise) 49
Bảng 3.7. Thống kê mơ tả sự hài lịng lần 2
N Minimum Maximum Mean
CX1 49 1 5 3,4345 CX2 49 2 5 3,2542 CX3 49 2 5 3,7082 HV1 49 3 5 3,3083 HV2 49 2 5 3,5695 HV3 49 3 5 3,4256 NT1 49 2 5 3,5023 NT2 49 1 5 3,5353 Valid N (listwise) 49
Biểu đồ 3.2. Giá trị trung bình các nhân tố của sự hài lòng trong hai lần khảo sát trong hai lần khảo sát
Bảng số liệu trên thể hiện giá trị trung bình của các biến trong thang đo, với số điểm từ 1 đến 5 tương ứng với “không” đến “luôn luôn”. Các giá trị trung bình chạy từ 2,974 đến 3,7082.
Vì vậy có thể kết luận rằng, học sinh đang thỉnh thoảng và thường xuyên cảm thấy hài lịng đối với mơn Tốn. Nhóm CX (cảm xúc) được đánh giá với số điểm cao nhất. Tuy nhiên NT (nhận thức) lại có số điểm thấp nhất.
Qua đánh giá bước đầu, chúng ta biết được một cách tương đối sự hài lịng của học sinh trong mơn Tốn, nhưng cụ thể tác động của các biến này đối với sự hài lịng tổng thể như thế nào thì phải tiến hành một số các phân tích tiếp theo.
3.4.3.2. Đánh giá độ tin cậy của thang đo sự yêu thích
Căn cứ vào hệ số Cronback’s Alpha để xác định độ phù hợp của các biến trong thang đo, kết quả sẽ được trình bày dưới đây:
0,0000 0,5000 1,0000 1,5000 2,0000 2,5000 3,0000 3,5000 4,0000 CX1 CX2 CX3 HV1 HV2 HV3 NT1 NT2
Bảng 3.8. Hệ số Cronbach’s Alpha Scale Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item-Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted Cronbach's Alpha of factor CX1 19,5539 7,517 0,52 0,706 0,749 CX2 19,5428 6,697 0,592 0,762 CX3 19,4164 8,759 0,26 0.654 HV1 8,7881 3,526 0,457 0.611 0,655 HV2 8,8736 3,588 0,433 0,589 HV3 9,1338 3,519 0,453 0,575 NT1 9,9703 7,716 0,564 0,687 0,75 NT2 9,8587 7,749 0,609 0,78
Quan sát bảng trên, nếu bỏ 2 biến thì hệ số cronbach’s Alpha của các nhân tố sẽ lớn hơn sẽ lớn hơn trước khi bỏ.
Đối với nhân tố cảm xúc, biến CX2 “Mong chờ tới tiết học Toán” được kiến nghị bỏ đi, bởi vì Cronbach’s Alpha của nhân tố này khi bỏ CX2 = 0,762 > 0,749. Điều này có thể giải thích, nếu học sinh u thích mơn Tốn thì sẽ có cảm giác mong chờ tới tiết Toán. Về cơ bản nhân tố này khá giống như nhân tố CX1.
Tương tự, đối với nhân tố nhận thức, biến NT2 “Chỉ cần cố gắng thì mọi nhiệm vụ Tốn học đều có thể hồn thành” cũng được kiến nghị bỏ đi, bởi vì Cronbach’s Alpha của nhân tố này khi bỏ NT2 = 0,78 > 0,75. Điều này có thể giải thích rằng đơi khi sự cố gắng là khơng đủ để có thể hồn thành mọi nhiệm vụ Tốn học, bởi để có thể chắc chắn hồn thành được mọi nhiệm vụ Tốn thì khơng chỉ là cố gắng, trí thơng minh, độ nhạy về Toán
Sau khi tiến hành loại bỏ các biến, hệ sộ Cronbach’s Alpha thay đổi như sau.
Bảng 3.9. Hệ số Cronbach's Alpha sau khi loại bỏ biến
Với kết quả trên, thang đo mà đề tài sử dụng đáng tin cậy. Vì vậy ta sẽ tiến hành phân tích bằng các kĩ thuật khác nhau và sử dụng số liệu từ thang đo trên.
3.4.3.3. Phân tích nhân tố
a) Xác định sự thích hợp khi tiến hành phân tích nhân tố.
Bảng 3.10. Kết quả kiểm định sự thích hợp của thang đo khi sử dụng phân tích nhân tố khi sử dụng phân tích nhân tố
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. .719 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 115.888 df 28 Scale Mean if Item Deleted Scale Variance if Item Deleted Corrected Item-Total Correlation Cronbach's Alpha if Item Deleted Cronbach's Alpha of factor CX1 16,3123 6,104 0,521 0,723 0,762 CX3 16,3011 5,263 0,622 0,694 HV1 8,7881 3,526 0,457 0,573 0,655 HV2 8,8736 3,588 0,433 0,589 HV3 9,1338 3,519 0,453 0,575 NT1 7,658 5,898 0,552 0,749 0,782 Crobach's Alpha của thang đo = 0,854 > 0,6
KMO and Bartlett's Test
Kaiser-Meyer-Olkin Measure of Sampling
Adequacy. .719 Bartlett's Test of Sphericity Approx. Chi-Square 115.888 df 28 Sig. .000
Sig của Barlett’s test of sphericity bằng 0, chứng tỏ giả thuyết các biến khơng có tương quan trong tổng thể là đúng, đồng thời chỉ số Kaiser-Meyer- Olkin (KMO) measure of sampling adequacy bằng 0,719, trong khoảng 0,5 và 1. Qua đó có thể kết luận rằng phân tích nhân tố thích hợp.
b) Xác định số lượng và thành phần của các nhân tố
Có thể tìm số lượng các nhân tố bằng nhiều cách, tuy nhiên bằng việc xây dựng mơ hình nghiên cứu ở phần trước. Tơi đã đưa ra được 3 nhân tố chính tác động đến sự mức độ hài lòng của học sinh đối với mơn Tốn. Kiểu xác định từ trước (priori determination) thích hợp trong trường hợp này.
Câu hỏi đặt ra là “Liệu 6 yếu tố cịn lại trong thang đo có được xếp đúng vào các nhân tố mà chúng được sắp xếp theo giả định của đề tài khơng?” Thơng qua việc sử dụng SPSS có kết quả ở bảng sau.
Bảng 3.11. Total Variance explained
Component Initial Eigenvalues
Total % of Variance Cumulative % 1 1.395182 17.43978 17.43978 2 1.251760 16.67635 36.07964
4 1.139944 14.2493 72.49713 5 0.81177 10.14712 84.64892 6 0.705545 8.819307 100 Compone- nt Extraction Sums of Squared Loadings Rotation Sums of Squared Loadings Total % of Variance Cumulative % Total % of Variance 1 1.395182 17.43978 17.43978 1.365503 17.06879 2 1.251761 15.64701 33.08679 1.247803 15.59754 3 1.212883 15.16104 48.24782 1.226595 15.33243
Trong đó, các Component từ 4 - 6 khơng có Extraction Sums of Squared Loadings và Rotation Sums of Squared Loadings.
Trong cột Extraction Sums of Squared Loadings, Cumulative cho biết 3 nhân tố đầu tiên giải thích được 58.24782% biến thiên của dữ liệu.
Bảng tiếp theo là ma trận nhân tố chứa các hệ số biểu diễn các biến chuẩn hóa bằng các nhân tố (mỗi biến là một đa thức của các nhân tố). Những hệ số này (factor loading) biểu diễn tương quan giữa các nhân tố và các biến. Hệ số càng lớn thì thì mối quan hệ giữa các biến càng chặt chẽ.
Bảng 3.12. Ma trận nhân tố
Component
1 2 3
CX1 .732
HV1 .562 .476
HV2 -.688 .359
HV3 .607 .481
NT1 -.396 .627
Mặc dù ma trận trên cho thấy được mối quan hệ giữa các nhân tố và từng biến nhưng nó ít khi tạo ra được những nhân tố có thể giải thích một cách dễ dàng bởi vì các nhân tố có liên quan nhiều tới biến.
Ví dụ, nhân tố 2 có tương quan chặt với các biến HV1, HV2, NT1. Làm thế nào để giải thích một cách sn sẻ các yếu tố này? Thông qua việc xoay xác nhân tố, ma trận sẽ đơn giản và dễ giải thích hơn.
Bảng 3.13. Ma trận xoay nhân tố Component Component 1 2 3 CX1 .786 CX3 .659 HV1 .309 HV2 .767 HV3 .519 NT1 .390
Như vậy sau khi xoay các nhân tố, các biến đã được xếp vào 3 nhân tố cụ thể. Kết quả rất khả quan khi tất cả các biến đều được xếp vào đúng nhân tố như trong thang đo ban đầu gồm: cảm xúc, hành vi và nhận thức.
3.4.3.4. Mức độ tác động của 3 yếu tố đến sự hài lòng
Hệ số tương quan hạng (Spearman) và hồi quy bội sẽ được sử dung để biết được mối quan hệ giữa 3 nhân tố với yêu thích mơn học.
Bảng dưới đây thể hiện kết quả của Spearman correlation test. Kết quả cho thấy rằng 3 nhân tố có tác động đến sự hài lịng (p,0.05) có nghĩa là 3 yếu tố có mối quan hệ thuận chiều đối với sự hài lịng đối với mơn Tốn.
Bảng 3.14. Hệ số tương quan giữa 3 yếu tố
Nhân tố Sự yêu thích của học sinh
Spearman coefficients Sig
CX 0,511 0,000
HV 0,349 0,000
NT 0,446 0,000
Tuy nhiên, để trả lới cho câu hỏi: Liệu các nhân tố trên có tác động mạnh mẽ đến đến sự hài lịng khơng? Nhân tố nào có tác động lớn nhất đến sự hài lịng tổng thể? Tơi cần tiến hành phân tích hồi quy bội, trong đó 3 yếu tố sẽ là biến độc lập, sự hài lòng sẽ là biến phụ thuộc.
Kết quả sẽ được trình bày ở bảng sau:
Bảng 3.15. Hệ số tương quan từng phần và hệ số tương quan riêng phần
Nhân tố Hệ số tương quan từng phần
Hệ số tương quan riêng phần
CX 0,472 0,282
HV 0,431 0,252
NT 0,181 0,097
Thông qua so sánh các hệ số tương quan từng phần và hệ số tương quan riêng phần, nhân tố “cảm xúc” có ảnh hưởng nhiều nhất đối với sự hài lịng của học sinh. Tiếp đó là nhân tố “hành vi”, cuối cùng là “nhận thức”.
3.4.3.5. Mơ hình hồi quy
Bảng 3.16. Kết quả hồi quy bội
Nhân tố B Beta Sig.T
(Constant) -1,982 0 CX 0,353 0,301 0 HV 0,223 0,284 0,003 NT 0,112 0,109 0 Adjusted R Square = 0,723 Fvalue = 97,258
Sig=0,000<0,5, Durbin Watson = 1,767
Với hệ số xác định của mơ hình (Adjusted R Square) = 0,723 có nghĩa là 3 nhân tố giải thích được gần 97% sự biến động về mức độ mức độ hài lịng của học sinh. Ta có Sig của tất cả các hệ số hồi quy đều nhỏ hơn 0,05, vì vậy các hệ số đều có ý nghĩa thống kê. Hơn nữa, hệ số Durbin Watson =1,767, chứng tỏ rằng mơ hình khơng có đa cộng tuyến.
Mơ hình tuyến tính hồi quy được viết lại như sau:
𝒚̂ = −𝟏, 𝟗𝟖𝟐 + 𝟎, 𝟑𝟓𝟑 ∗ 𝑪𝑿 + 𝟎, 𝟐𝟐𝟑 ∗ 𝑯𝑽 + 𝟎, 𝟏𝟏𝟐 ∗ 𝑵𝑻 𝒊
Trong đó: CX là cảm xúc, HV là hành vi, NT là nhận thức Các hệ số trong mơ hình được giải thích như sau:
B0 = -1,982: Các nhân tố khác khơng có trong mơ hình làm cho sự hài lịng của học sinh đối với mơn tốn giảm 1,982 đơn vị.
B1 = 0,353: Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi nhân tố “CX” tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lịng của học sinh với mơn tốn sẽ tăng 0,353 đơn vị.
B2 = 0,223: Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi nhân tố “HV” tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lịng của học sinh với mơn tốn sẽ tăng 0,223 đơn vị.
B3 = 0,112: Trong điều kiện các nhân tố khác không đổi, khi nhân tố “NT” tăng lên 1 đơn vị thì sự hài lịng của học sinh với mơn tốn sẽ tăng 0,112 đơn vị.
3.4.3.6. Phân tích ANOVA cho yếu tố giới tính.
Để xác định xem, sự hài lịng của học sinh đối với mơn Tốn có gì khác nhau giữa hai giới tính (nam và nữ) hay không? Chúng ta tiến hành kỹ thuật phân tích phương sai để kiểm định giả thiết tổng thể nhóm có giá trị trung bình bằng nhau.
Bảng 3.17. Kiểm định phương sai bằng nhau giữa các nhóm khi phân chia theo yếu tố giới tính khi phân chia theo yếu tố giới tính
Test of Homogeneity of Variances
Levene Statistic df1 df2 Sig.
CX 0,258 1 49 0,773
HV 1,218 1 49 0,297
NT 1,042 1 49 0,354
Sig = 0,773, có thể nói phương sai giữa các nhóm khơng khác nhau một cách có ý nghĩa thống kê.
Thực hiện tất cả phép kiểm định tương tự với mẫu số liệu thu được lần 2, cũng thu được kết luận như trên. Do vậy, giải thuyết đưa ra trong luận văn phù hợp với thực nghiệm.
Kết luận chương 3
Từ những phân tích về mặt lí thuyết, kết hợp với phân tích thực nghiệm, ta có thể thấy dạy học phân hóa trong mơn Tốn lớp 4 là cần thiết và nên được áp dụng rộng rãi. Bởi lợi ích mà dạy học phân hóa đem lại khơng những giúp nâng cao kết quả học tập của học sinh mà còn giúp học sinh hài lòng hơn đối với môn học, thể hiện qua cảm xúc, hành vi cũng như nhận thức.
KẾT LUẬN
Luận văn đã thu được những kết quả chính sau đây:
1. Luận văn góp phần làm rõ cơ sở lý luận của dạy học phân hóa trong mơn Tốn lớp 4 bao gồm các cấp độ, yếu tố và cơ sở khoa học của quan điểm dạy học này dựa trên những đặc điểm chính của đối tượng học sinh Tiểu học. Cơ sở thực trạng là động lực để tác giả tìm hiểu về dạy học phân hóa. Dựa trên những tìm hiểu về quy trình của dạy học phân hóa, tác giả đã đề xuất một số kĩ thuật dạy học phân hóa trên 1 số yếu tố cụ thể. Trong mỗi kĩ thuật, các thông tin về cách thiết kế, cách tổ chức, ưu nhược điểm và ví dụ minh họa đi kèm được làm rõ.
2. Trên cơ sở phân tích lí thuyết cũng như xây dựng các kĩ thuật trong dạy học phân hóa trong mơn Tốn lớp 4, việc thực nghiệm được tiến hành tại hai lớp 4 tại trường Tiểu học Olympia, Hà Nội. Sử dụng phương pháp điều tra, thống kê, đánh giá quá trình, kết quả đem lại hai kết luận:
- Dạy học phân hóa giúp học sinh nâng cao kết quả học tập - Dạy học phân hóa giúp học sinh hài lịng hơn đối với mơn học
3. Luận văn có thể làm tài liệu tham khảo cho các giáo viên tốn Tiểu học nói chung và giáo viên khối 4 nói riêng. Như vậy, có thể khẳng định rằng mục đích nghiên cứu đã được thực hiện, nhiệm vụ nghiên cứu đã được hoàn thành và giả thuyết khoa học là chấp chận được.
TÀI LIỆU THAM KHẢO
Danh mục tài liệu tiếng Việt
1. Bộ Giáo dục và Đào tạo (2018), Chương trình Giáo dục Phổ thơng mơn
Toán, Nhà xuất bản Giáo dục.
2. Nguyễn Hữu Châu (2008), Chương trình dựa trên triết lí “Giáo dục vì
sự phát triển toàn diện của mỗi con người”, Tạp chí Khoa học Giáo
dục, (số 28).
3. Qch Hồng Cơng, Hà Lê Dũng (2014), Triết lý giáo dục của John Dewey trong tác phẩm “Kinh nghiệm và giáo dục”, Tạp chí Khoa học
và Cơng nghệ, tập 1 (số 2), trang 124.
4. Đặng Thành Hưng (2005), Một số vấn đề thực hiện chương trình giáo
dục phổ thơng theo định hướng phân hóa, Báo cáo đề tài cấp Viện, Viện
Khoa học giáo dục Việt Nam.
5. Lê Thị Thu Hương (2012), Dạy học phân hóa ở Tiểu học nhằm góp phần nâng cao hiệu quả dạy và học mơn Tốn, Viện Khoa học Giáo dục
Việt Nam.
Danh mục tài liệu tiếng Anh
6. Thomas Armstrong (2000), Multiple Intelligences in the classroom,
Association for Supervision and Currilulum Development Alexandria, VA USA.
7. California Science Teachers Association (2002), What we know about how people learn, California Journal of Science Education, 2(2), p.75.
8. International Conference on Learner Diversity (2010), Different Perspectives of Learning Styles from VARK Model, 7(C), pp. 652–660
9. Bernice McCarthy (March 1997), Educational leadership, 54(6), pp 46 – 51.
11. Chris Smith (2005), Teaching gifted and Talented Pupils in the Primary school: A Practice guide, Paul Chapman Publishing Ltd.,
London, United Kingdom.
12. Carol Ann Tomlinson (2004), How to Differentiating Instruction in Mixed – Ability classrooms, Hawkwr Brownlow Education, Australia.
13. Carol Ann Tomlinson and Jay McTighe (2004), Intergrating Differentiated Instruction Understanding by Design, Association for
PHỤ LỤC
Phụ lục 1. PHIẾU XIN Ý KIẾN GIÁO VIÊN (Dành cho Giáo viên dạy Toán khối 4)
Để góp phần thu thập những thơng tin cần thiết cho việc nghiên cứu nâng cao chất lượng dạy và học mơn Tốn ở trường Tiểu học nói chung và khối 4 nói riêng, xin thầy cơ giáo vui lịng cho biết ý kiến về các vấn đề dưới đây.
Câu 1: Theo thầy/ cơ, quan điểm về dạy học phân hóa nào là hợp lý nhất?
A. Là quá trình giáo viên xây dựng hệ thống phiếu bài tập phù hợp với trình độ của học sinh.