CC BY
25
№ 4 (70)
UNIVERSUM:
ПСИХОЛОГИЯ И ОБРАЗОВАНИЕ
апрель, 2020 г.
ПЕДАГОГИЧЕСКИЕ НАУКИ
ОБЩАЯ ПЕДАГОГИКА, ИСТОРИЯ ПЕДАГОГИКИ И ОБРАЗОВАНИЯ
ИССЛЕДОВАНИЕ ДОСТОВЕРНОСТИ И НАДЕЖНОСТИ ШКАЛЫ ПО САМООЦЕНКЕ ПЕДАГОГИЧЕСКОЙ КОМПЕТЕНТНОСТИ7
Зарифа Салманова
студент магистратуры отделения Педагогических наук Кыргызско-Турецкого Университета Манас,
Кыргызстан, г. Бишкек E-mail: zarifasalmanova4@gmail.com
Рушту Йешил
д-р наук, профессор, Университет Ахи Эвран, город Кыршехир, Кыргызско-Турецкий Университет Манас, отделение Педагогических наук,
Кыргызстан, г. Бишкек E-mail: ryesil40@gmail.com
VALIDITY AND RELIABILITY STUDY OF TEACHING QUALIFICATIONS
SELF-EVALUATION SCALE
Zarifa Salmanova
Master's Student, Kyrgyzstan Turkey Manas University, Institute of Social Sciences,
Department of Educational Sciences, Kyrgyz Republic, Bishkek Rustu YESiL
(Prof. Dr.) Kirsehir Ahi Evran University, Kyrgyzstan Turkey Manas University, Faculty of Letters, Department of Educational Sciences,
Kyrgyz Republic, Bishkek
АННОТАЦИЯ
Целью данного исследования, является разработка шкалы по самооценке педагогических компетентностей учителей. Выборку исследования составляют 309 студента педагогических факультетов Университета имени Ишеналы Арабаева и Бишкекского Гуманитарного Университета (БГУ). Данные для данного исследования были собраны на основании пробной шкалы, состоящей из 45 элементов. Полученные данные также были проанализированы на предмет достоверности и надежности. В результате анализов была разработана "Шкала по самооценке педагогической компетентности (СПК)" состоящей из 39 элементов собранных на основе 2 факторов. Значение КМО шкалы СПК составило 0,981; значения теста Барлетта составило x2=11934,498; sd=990; p<0,000. Элементы в шкале раскрывают 62 536% от общей дисперсии. Коэффициент достоверности шкалы Кронбаха составляет 0,972.
ABSTRACT
The purpose of this study is to develop a scale that can be used to determine the self-assessment of teacher candidates about teaching competencies. The sample of the study consists of 309 students studying at the education faculties of Ishenaly Arabaev University and Bishkek State University. The data of the research were collected with a draft scale of 45 items. Validity and reliability analyzes were performed over the data. At the end of the analysis; "Teaching Proficiency Self-Assessment Scale" was developed. It contents 2 factor and 39 item. The KMO value of the scale was 0.998; Bartlett Test values x2 = 11934,498; sd = 990; p <0.000. The items in the scale explain 62,536% of the total variance. Cronbach alpha reliability coefficient of the scale is 0.972.
1 Данная статья была написана на основе магистерской диссертации Зарифы Салмановой в области педагогических наук Института социальных наук Кыргызско-Турецкого Университета Манас.
Библиографическое описание: Салманова З., Йешил Р. Исследование достоверности и надежности шкалы по самооценке педагогической компетентности // Universum: Психология и образование : электрон. научн. журн. 2020. № 4(70). URL: http://7universum.com/ru/psy/archive/item/9225
№ 4 (70)
UNIVERSUM:
ПСИХОЛОГИЯ И ОБРАЗОВАНИЕ
апрель, 2020 г.
Ключевые слова: педагогическая компетентность, самооценка, учитель, разработка шкалы. Keywords: Teaching competence, self-assessment, teacher candidate, scale development/
Введение
Учителя во все времена считались передовиками образования личности и общества. Ученые, писатели и мыслители часто утверждают, что учителя играют важную роль в успехе систем образования. (§i§man, 2019; Yilmaz, 2017). Учителя, которые принимают непосредственное участие в планировании, реализации и оценке образования, оказывают значительное влияние на формирование личности и общества. По мнению Дедебал, Кубата и Дурсуна (2018), ни одна система образования не сможет превзойти учителя по уровню качества, то и есть все системы образования напрямую зависят от качества учителя.
При изучении научной литературы, можно наблюдать тот факт, что понятия «квалифицированный учитель», «эффективный учитель», «хороший учитель», «идеальный», «позитивный», «профессиональный» или «мастер своего дела» часто используются взаимозаменяемо. (Kiziltepe, 2002; Karagozueva, 2015; Ozabaci ve Acat, 2005; Baitikova, 2016; Eryilmaz ve Bek, 2018; Ozkan ve Arslanta§, 2013; Bozku§ ve Marulcu, 2016; Dedebal, Kubat ve Dursun, 2018). Абсолютно все исследования научной литературы по данной тематике можно оценить, как результат усилий по подготовке более квалифицированных учителей.
Вопрос о том, кто является хорошим/ квалифицированным/влиятельным учителем, стал предметом многих научных исследований (Tuncel ve Balci, 2015; Aidarova ve Erge§ali Kizi, 2016; Farmer, 2018; Eryilmaz ve Bek, 2018). Таким образом, в исследованиях описывается профиль учителя, который пытаются интегрировать в систему общего образования с системами подготовки учителей;
Таким образом, был определен профиль учителя, который далее был интегрирован в систему общего образования и систему подготовки учителей для дальнейшего использования в процессе выбора, подготовки или назначения учителей.
Теме подготовки учителей в системе образования Кыргызстана были посвящены исследования Бообековой (2002), Душевой (2017, 2018), Жумабековой (2016), Байтиковой (2016), Айдаровой и Эргешалы кызы (2016), Карагозуевой (2015), Атанаева и Токонбековой (2016), Балжы, Алимбекова и Бообековой (2017), Идаевой и Унал (2017), Гуля (2015, 2019), Шишмана и Ары (2009). Эти работы в большинстве несут теоретический и обощающий характер. Кроме этого Данияр уулу и Йешил (2020) попытались описать перспективу работы учителя, ну а Йешил (2019) положительный и отрицательный профили учителей в кыргызском обществе в представлениях студентов факультета психологического консультирования и руководства с помощью качественных методов анализа.
Таким образом, можно утверждать, что в кыргызской научной литературе есть особенная
необходимость в исследованиях касающихся качеств учителя с использованием количественных или качественных методов анализа. Как следствие, будет полезным определить качественные характеристики хорошего учителя, в котором нуждается кыргызское общество; и уровень того, насколько нынешние и будущие учителя обладают такими качествами. Выводы, сделанные в результате этих анализов, будут полезны в процессе создания формата обучения учителей в системе подготовки и повышения квалификации учителей.
Однако следует отметить, что для осуществления такого рода исследований в первую очередь необходимы инструменты сбора данных. Некоторые валидные и надежные инструменты сбора данных, в которых учителя или потенциальные учителя могут проводить самооценку или взаимную оценку, могут служить примером таких инструментов. В этом направлении можно осуществить два типа исследования. Первый тип, это применение инструментов сбора данных, использованных в многочисленных научных работах зарубежом в кыргызской популяции. Другой тип предполагает разработку новой шкалы, подходящей кыргызской популяции в свете актуальных общественных и образовательных процессов в Кыргызстане. Учитывая тот факт, что кыргызское общество имеет свои культурные ценности, ожидания от образования и взгляды на образовательные процессы, которые заметно отличаются от зарубежных, то можно утверждать, что второй тип является наиболее правильным.
Данное исследование было проведено именно по данному вопросу и направлено на разработку инструмента сбора данных. Главной задачей данного исследования, является разработка инструмента сбора данных, который будет использоваться учителями для самооценки педагогических компетентностей.
1.1. Цель исследования
Главная цель данного исследования, разработка достоверного и надежного инструмента (шкалы) сбора данных, который будет использоваться учителями для самооценки их педагогических компетент-ностей. Таким образом, целью является внедрение инструмента сбора данных в научную литературу, которое поможет при определении образовательных потребностей для дальнейшего использования в процессе подготовки образовательных программ педагогических факультетов. В этой связи, были заданы следующие вопросы:
1. Каково количество и содержание элементов?
2. Каковы особенности достоверности?
3. Каковы особенности надежности?
4. Каковы правила оценки и интерпретации? -Инструмента (шкалы) сбора данных, который будет использоваться учителями для самооценки их педагогических компетентностей?
UNIVERSUM:
ПСИХОЛОГИЯ И ОБРАЗОВАНИЕ
апрель, 2020 г.
№ 4 (70)_
2. Метод исследования
Задачей исследования является количественное описание существующей ситуации, поэтому можно утверждать, что исследование носит описательный и количественный характер (Ва1с1, 2015: 15; Karasar, 2012: 76-79). В исследовании была разработана достоверная и надежная шкала для определения самооценки будущих учителей с точки зрения педагогических компетенций.
2.1. Генеральная совокупность и выборка исследования
Генеральную совокупность (популяция) исследования составляют студенты 3-4 курсов педагогических факультетов Университета имени Ишеналы
Арабаева и Бишкекского Гуманитарного Университета (БГУ) 2019-2020 учебного года.
Выборка исследования была определена методом случайной выборки. 309 студентов, были выбраны случайным образом среди студенческих групп. Эти студенты, у которых были уроки в день сбора данных и которые добровольно ответили на анкету, составили выборочную группу исследования. Распределение выборочной группы исследования по некоторым демографическим характеристикам показано в таблице № 1:
Таблица 1.
Распределение выборочной группы исследования по полу, университету и курсу
Переменные Подгруппы f % Всего
F %
Пол Девушки 228 73,8 309 100
Парни 81 26,2
Университет Университет БГУ 156 50,5 309 100
Университет Арабаева 153 49,5
Курс 3-курс 171 55,3 309 100
4-курс 138 44,7
2.2. Процесс разработки шкалы
В процессе разработки шкалы в первую очередь была изучена соответствующая научная литература и были проведены собеседования с учителями и студентами. Таким образом, была сделана попытка определить особенности, связанные с компетенциями, которые учитель должен проявлять в процессе обучения. Напротив каждой компетенции были размещены следующие варианты ответов: "(1) Совсем не компетентен", "(2) Не компетентен", "(3) Частично компетентен", "(4) Компетентен" и "(5) Полностью компетентен". В результате была подготовлена черновая шкала, путем добавления заголовка и инструкции в начало каждого элемента.
Черновая шкала была проверена двумя лингвистами и двумя педагогами на предмет соответствия цели и содержания, а также на выявление стилистических, орфографических и элементуационных ошибок. После выполнения всех предложенных исправлений, была подготовлена шкала из 45 вопросов. Эта шкала была применена к группе из 20 студентов, чтобы они выявили места, которые были им непонятны. Полученные результаты были вновь проверены лингвистами и был подготовлен окончательный вариант черновой шкалы. Данные, полученные с помощью черновой шкалы были применены к выборке, затем эти результаты были проанализированы программой SPSS 25.00 на предмет достоверности и надежности.
При анализе достоверности данных, собранных с использованием шкалы, был выполнен (1) анализ структурной достоверности и (2) дискриминантный анализ элементов. Для структурной достоверности была использована методика исследовательского
факторного анализа. Для анализа был применен метод корреляции между элементами. Уровень надежности шкалы был исследован путем расчета коэффициентов (1) внутренней согласованности и (2) устойчивости. Коэффициент альфа Кронбаха был применен в качестве коэффициента внутренней согласованности, а коэффициентом устойчивости служит коэффициент корреляции теста-повторного теста (рете-ста). Для измерения устойчивости, было проведено повторное анкетирование среди 75 студентов с интервалами в 4 недели, затем был проведен корреляционный анализ между двумя анкетированиями.
3. Результаты и выводы исследования
Результаты и выводы, полученниые при анализе достоверности и надежножти данных следуют ниже.
3.1. Результаты анализа достоверности шкалы
В рамках анализов достоверности Шкалы по Самооценке Педагогической Компетентности (шкала СПК), были изучены особенности структурной достоверности и степени различения факторов. Структурная достоверность была проверена с помощью метода исследовательского факторного анализа. Дискриминантный признак был протестирован с применением метода общей корреляции между элементами. Результаты анализов достоверности Шкалы по Самооценке Педагогической Компетентности представлены ниже:
3.1.1. Структурная достоверность
3.1.1.1. Результаты исследовательского факторного анализа
Для тестирования структурной достоверности данные были проверены тестом КМО и тестом Бар-
№ 4 (70)
UNIVERSUM:
ПСИХОЛОГИЯ И ОБРАЗОВАНИЕ
апрель, 2020 г.
летта, в результате были получены следующие значения: значение КМО=0,982; значение теста Барлетта составило х2= 11934,498; sd=990 (р=0,000). Эти значения (КМО>0,60) показывают, что данные полученные с помощью шкалы СПК из 45 элементов, могут быть проверены с помощью метода исследовательского факторного анализа (Buyukбzturk, 2012: 126; Ега§1и, 2008: 322). В качестве метода факторинга использовался анализ основных компонентов и метод вертикального вращения Варимакс. В этом контексте 6 элементов с факторными нагрузками ниже 0,30 или имеющие менее 0,100 различий между их нагрузками по различным факторам были удалены из шкалы, и анализы были повторены (Buyйkбzturk, 2012: 124; Ега§1и, 2008: 322-323).
Было установлено, что в общей сложности 39 элементов, оставшихся в шкале, были собраны вокруг 2 факторов с собственным значением выше 1,00. Значение КМО по шкале из 39 элементов составило
0,981; значения теста Бартлетта равняется x2=10125,641; sd=741; p<0,000. Факторные нагрузки остальных элементов шкалы разнятся между 0,609 и 0,737. Элементы, включенные в шкалу, раскрывают 62, 536 % от общей дисперсии. С точки зрения поведенческих наук достаточно, чтобы количество отклонений составляло 40 % (Buyukozturk, 2012: 125; Eroglu, 2008: 323).
Следующим этапом было изучение ключевых понятий и научных исследований, связанных с содержанием элементов, распределенных по факторам и педагогическими компетенциями. Затем были даны названия факторов. В этой связи, факторы были названы следующим образом: «Принципы и методы обучения и Знание специализации (ПМО-ЗС)» и «Взаимодействие со студентами и Оценка-оценивание (ВС-ОО)». График Scree Plot, составленный в соответствии с собственными значениями факторов, представлен ниже:
Схема 1. График собственных значений факторов шкалы самооценки педагогических компетентностей
Результаты по нагрузкам факторов 39 элементов, расположенных в шкале СПК и собственными значениями и количествами дисперсии представлены в таблице № 2.
Таблица 2.
Результаты исследовательского факторного анализа шкалы
Фактор Элементы Нагрузка ф-Ра
- в Л в 1 Умение следить за нововведениями в этой области ,737
ч я О CS 2 Умение поощрять студентов учиться вне занятий ,717
<ц - S 1 3 Обеспечить вовлеченность студентов в процесс обучения ,693
«Принципы и Знание специа (ПМО-ЗС) 4 Умение придумать интересное и эффективное введение в урок ,687
5 Умение эффективно извлечь выгоду из вопросов во время урока ,682
6 Во время урока наградами и похвалой поощрять успешных студентов ,679
7 Умение определять уровень знаний студентов в начале урока, необходимых для изучения новой темы ,678
* - 8 Обладание достаточными знаниями в своей области ,676
? s Ё ® 9 Способность связать тему урока с повседневной жизнью ,675
а <ц е £ 10 Во время урока умение держать внимание студентов на теме ,659
11 Умение связать новую тему с другими уроками или ранее пройденными темами ,657
№ 4 (70)
UNIVERSUM:
ПСИХОЛОГИЯ И ОБРАЗОВАНИЕ
апрель, 2020 г.
12 Знание способностей и возможностей своих студентов ,652
13 Умение эффективно и сбалансированно использовать время, отведенное для урока. ,650
14 Умение дать удовлетворительные ответы на вопросы студентов ,647
15 В начале урока умение подготовить студентов умственно и эмоционально к уроку ,643
16 Использование на уроках технического оборудования и материалов ,632
17 Умение использовать одновременно разные методы обучения ,619
18 Для облегчения обучения, умение пользоваться исследованиями и домашними заданиями ,613
19 Заинтересовать студентов уроком и темой ,610
20 Проявление необходимого уважения к личности студентов ,609
Вклад в общую дисперсию: 59,578 %; Собственное значение: 23,235
2-Фактор: Взаимодействие со студентами и Оценка-оценивание (ВС-ОО) 21 Умение использовать простой и понятный язык во время урока ,708
22 Умение дать почувствовать, что профессия преподавателя важна и дорога ,707
23 Умение назначить соответствующее наказание студентам, не подчиняющимся правилам дисциплины внутри группы ,697
24 Умение предложить студентам всевозможные учебники для чтения и исследования ,696
25 Умение поддерживать свой авторитет у студентов во время урока ,692
26 Умение простым и понятным языком объяснить вопросы экзамена ,685
27 Умение подготовить оригинальные и полезные задания, касающиеся урока и вашей сферы ,683
28 Умение правильно направить на применение знаний и навыков, полученных на уроках ,671
29 Умение определить проходной балл студентов, учитывая их положение в группе, успехи в выполнении домашних заданий и проектов ,666
30 Умение уделять особое внимание трудным студентам и помогать им учиться ,660
31 Умение подготовить экзаменационные вопросы, так, чтобы охватить темы, прошедшие в течение всего семестра ,657
32 Умение показать свое честное и объективное отношение к студентам ,656
33 Умение оказывать психологическую поддержку учащимся во время и вне урока ,651
34 Умение пользоваться различными видами вопросов, таких, как множественный выбор, открытый, правильный-неправильный ,650
35 Умение относиться искренне к студентам ,644
36 Умение быть объективным и справедливым в оценке экзаменов ,643
37 Умение создать рабочую и учебную среду, основанную на сотрудничестве и взаимопомощи между студентами ,637
38 Умение показать словами и поступками своим студентам, их ценность и важность ,627
39 Умение эффективно использовать язык тела (жест, мимика) во время урока ,621
Вклад в общую дисперсию: 2,958 %; Собственное значение: 1,154
Количество раскрывающее дисперсию шкалы СПК: 62,536 %
Как видно из таблицы № 2, коэффициент нагрузки элементов включают в себя 20 элементов фактора «Принципы и методы обучения и Знание специализации (ПМО-ЗС)» в диапазоне от 0,609 и 0,737. Собственное значение данного фактора равно 23,235; его вклад в общую дисперсию составляет 59,578 %. Фактор «Взаимодействие со студентами и Оценка-оценивание (ВС-ОО)» включает 19 элементов с коэффициентами нагрузки от 0,621 до 0,708 Собственное значение этого фактора равно 1,154; его вклад в общую дисперсию составляет 2,958 %. В целом, факторные нагрузки предметов считаются выше 0,30, но рекомендуется, чтобы они были выше 0,45 в
количественных исследованиях (Виуикбйитк, 2012: 125; ЕшЦи, 2008: 322). Вследствие этого можно утверждать, что коэффициенты нагрузок каждого фактора имеют достаточную величину с точки зрения структурной достоверности.
3.1.1.2. Дискриминантный анализ элементов
В соответствии с классической теорией тестирования (КТТ), дискриминантное значение (значение г), рассчитанное как коэффициент корреляции, принимает значение от -1 до 1. Вопросы с низким значением г должны быть рассмотрены и, при необходимости, удалены из теста. Наиболее важной критикой параметров КТТ является то, что они легко зависят
UNIVERSUM:
ПСИХОЛОГИЯ И ОБРАЗОВАНИЕ
апрель, 2020 г.
№ 4 (70)
от выборки (НатЫеЮп vd. 1993: 40). По этой причине в данном исследовании вместо параметров значения КТТ были использованы скорректированные
значения общей корреляции элементов и факторов (БеУеШБ, 2003: 80-81; РаИай, 2007: 127). Эти данные приведены в таблице № 3:
Таблица 3.
Результаты общей корреляции скорректированных значений элементов
Фактор ПМО-ЗС Фактор ВС-ОО
П. № R П. № R П. № R П. № r
1 ,783 (*) 11 ,796(*) 21 ,794(*) 31 ,755(*)
2 ,771(*) 12 ,754(*) 22 ,791(*) 32 774(*)
3 ,760(*) 13 ,795(*) 23 ,739(*) 33 ,754(*)
4 ,761(*) 14 ,797(*) 24 ,806(*) 34 ,794(*)
5 ,759(*) 15 ,777(*) 25 ,754(*) 35 ,787(*)
6 ,762(*) 16 ,712(*) 26 ,767(*) 36 ,784(*)
7 ,768(*) 17 ,731(*) 27 ,796(*) 37 ,757(*)
8 ,783(*) 18 ,760(*) 28 ,742(*) 38 ,775(*)
9 ,818(*) 19 ,746(*) 29 ,775(*) 39 ,773(*)
10 ,806(*) 20 ,762(*) 30 ,773(*) - -
п=305; *=р<0,001
Как видно из таблицы № 3, значения общего коэффициента корреляции скорректированных значений элементов для Фактора ПМО-ЗС (1-20-эле-менты) варьируются между 0,712 и 0,818; для фактора ВС-ОО (21 -39-элементы) между 0,742 и 0,806. Тот факт, что скорректированный коеффициент корреляции больше 0,20 и имеет значительную величину (р<,05), указывает на то, что данный элемент может значительно служить общему назначению шкалы (Ра11аП, 2007: 140). Соответственно, можно сказать, что каждый элемент значительно служит общему назначению шкалы.
3.2. Результаты анализа надежности шкалы
Для оценки надежности шкалы были проведены анализы внутренней согласованности и устойчивости данных. Результаты представлены ниже:
3.2.1. Уровень внутренней согласованности Анализ надежности шкалы, состоящей из 39 элементов и 2 факторов, был выполнен с использованием формулы коэффициента альфа Кронбаха. Значения достоверности для факторов и общей шкалы приведены в таблице № 4:
Таблица 4.
Результаты анализа достоверности в отношении общей шкалы и факторов
Факторы Кол-о элементов Альфа Кронбах
«Принципы и методы обучения -Профессиональная компетентность (ПМО-ЗС)» «Взаимодействие со студентами и Оценка-оценивание (ВС-ОО)» 20 19 0,968 0,927
Шкала самооценки педагогических компетентностей (СПК) 30 0,972
Как видно из таблицы 4, коэффициенты надежности альфа Кронбаха составляют 0,968 для фактора ПМО-ЗС, 0,927 для фактора ВС-ОО и для общей шкалы СПК - 0,972. Значения альфа Кронбаха составляет 0,60 и выше, данное значение достаточно для надежности. (МаШойа, 1999: 282; Ка1аус1, 2010: 405). Как следствие, можно утверждать, что шкала способна выполнять надежные (последовательные) измерения.
3.2.2. Функция выполнения устойчивых измерений
Способность щкалы давать одни и те же измерения при применении в разное время, является показателем ее устойчивости и данная особенность может
оцениваться как критерий надежности (Ва1с1, 2015: 114). Функция шкалы СПК (YDOUO) выполнять устойчивые измерения был проверен с помощью теста-повторного тестирования (тест-ретест). Форма шкалы, состоящая из 30 элементов, была повторно протестирована среди 150 студентов через шесть недель. Баллы, полученные в результате двух тестирований, были изучены на предмет взаимозависимости, как с точки зрения каждого элемента и фактора, так и с точки зрения шкалы в целом. Результаты представлены в таблице № 5.
№ 4 (70)
UNIVERSUM:
ПСИХОЛОГИЯ И ОБРАЗОВАНИЕ
апрель, 2020 г.
Таблица 5.
Результаты теста-повторного теста (тест-ретест) элементов шкалы
Фактор ПМО-ЗС Фактор ВС-ОО
Эл. № R Эл. № R Эл. № R Эл. № r
1 ,423 (*) 11 ,442(*) 21 ,447(*) 31 ,482(*)
2 ,315(*) 12 ,414(*) 22 ,423(*) 32 ,467(*)
3 ,340(*) 13 ,423(*) 23 ,432(*) 33 ,369(*)
4 ,437(*) 14 ,366(*) 24 ,418(*) 34 ,421(*)
5 ,374(*) 15 ,357(*) 25 ,424(*) 35 ,412(*)
6 ,462(*) 16 ,317(*) 26 ,405(*) 36 ,432(*)
7 ,300(*) 17 ,422(*) 27 ,375(*) 37 ,481(*)
8 ,376(*) 18 ,396(*) 28 ,388(*) 38 ,457(*)
9 ,501(*) 19 ,411(*) 29 ,421(*) 39 ,433(*)
10 ,451(*) 20 ,398(*) 30 ,337(*) - -
n=75; *=p<0,001
В таблице № 5 коэффициенты корреляции теста - повторного теста (тест-ретест) для фактора ПМО-ЗС (1-20-элементы) варьируются между 0,300 и 0,501; для фактора ВС-ОО (21-39-элементы) между 0,337 и 0,482. Каждая взаимосвязь имеет значимое значение р <, 001. Таким образом следует вывод, что каждый элемент шкалы способен выполнять устойчивые измерения (Виуикбйшк, 2012: 170-171). Заключение и предложения Целью данного исследования, является разработка шкалы по самооценке педагогических компетентностей студентов бакалавриата педагогических факультетов. Шкала, называющаяся Шкала по самооценке педагогических компетентностей (СПК), является пятиуровневой шкалой типа Лайкерта и состоит из 39 элементов, собранных на основе двух факторов.
Для того, чтобы определить частоту, с которой студенты отображают учебную практику, напротив
каждого из элементов были даны следующие варианты ответов: "(1) Совсем не компетентен", "(2) Не компетентен", "(3) Частично компетентен", "(4) Компетентен" и "(5) Полностью компетентен". С другой стороны, поскольку количество элементов в факторах различно, можно предложить использовать следующую формулу для преобразования баллов, полученных из факторов и общей шкалы, в стандартный балл. Интерпретация полученных баллов, могут быть сделаны по средним арифметическим значениям, а также могут быть сделаны оценки с помощью этой формулы, сконструировав самое низкое значение равное 20 и самое высокое значение равное 100 баллов. В таблице № 6 приведены средние арифметические и стандартные оценки и их значения:
X
у- _ X faktorhampuan ™
X standart.puan ~ , , , 77 77 x20
Fak.Mad .Say.
Таблица 6.
Значения стандартных баллов и средних арифметических величин по сто-бальной системе измерения,
полученных из шкалы
Диапазон баллов для каждого фактора (100 баллов) Значение (Частота) Средний арифметический диапазон
20-35 Совсем не компетентен 0,00 - 0,80
36-51 Не компетентен 0,81 - 1,60
52-67 Удовлетворительно 1,61 - 2,40
68-83 Компетентен 2,41 - 3,20
84-100 Полностью компетентен 3,21 - 4,00
Достоверность шкалы была проверена путем расчета общей корреляции в результате (1) исследовательского факторного анализа и (2) дискриминант-ного анализа. Согласно результатам исследовательского факторного анализа, шкала СПК включает в себя 39 элементов, имеющих собственное значение выше 1,00, которые были собраны на основе двух факторов. Фактор ПМО-ЗС (1 -20-элементы) состоит из особенностей, касающихся компетентностей педагога в области применения принципов и методов обучения в образовательном процессе и знания специализации. Фактор ВС-ОО (21-39-элементы) состоит из
элементов, касающихся компетентностей педагога по умению педагога взаимодействовать со студентами и навыками оценки и оценивания.
В заключение, можно утверждать, что шкала СПК является достоверной и надежной шкалой и может использоваться будущими учителями для самооценки уровня их педагогических компетентностей. С другой стороны, данная шкала может использоваться также для оценивания компетентностей специалистов, работающих педагогами в начальных, средних и высших учебных заведениях. Однако следует отметить, в таком случае
№ 4 (70)
будет полезно повторно провести анализы достоверности и надежности.
Данные, собранные этой шкалой, будут способствовать определению потребностей в обучении и
апрель, 2020 г.
могут быть полезны в процессе создания программ обучения в системе подготовки и повышения квалификации учителей.
Auni
/W\ пси:
UNIVERSUM:
ПСИХОЛОГИЯ И ОБРАЗОВАНИЕ
Список литературы:
1. Aidorova, M.D. ve Erge§ali Kizi, M.D. [Айдарова М.Д., Эргешали Кызы А.] (2016). Модель Качеств Профессиональной Компетентности И Методического Мастерства Будущего Учителя Начальных Классов. Известия Вузов Кыргызстана, 7 (1), 16-19.
2. Atanaev, T.B., Tokonbekova, K.Q. [Атанаев Т.Б., Токонбекова К.Ч.], (2016). К Вопросу Формирования Профессиональной Компетенции Учителя Естественно-Научных Дисциплин. Известия Вузов Кыргызстана, 5 (1), 184-186.
3. Baitikova, T.A. [Байтикова Т.А.] (2016). Психологические Особенности Учителя Начальных Классов. Известия вузов Кыргызстана, 7 (1), 136-137.
4. Balci, Ali (2015). Sosyal bilimlerde ara§tirma: Yöntem, teknik ve ilkeler. Ankara: PegemA Yayinevi.
5. Balci, S., Alimbekov, A. ve Boobekova, K. (2017). Gegmi§ten Günümüze Kirgizlarda Egitim. Kirgizistan: Tarih-Toplum-Ekonomi-Siyaset. (Editör: C. Buyar). Bi§kek: Kirgiz-Türk Manas Üniversitesi Orta Asya Ara§tirmalari Merkezi (ORSAM) Yayinlari, ss. 531-556. ISBN 978-9967-28-095-3.
6. Boobekova K. (2002). Kar§ila§tirmali Egitim Uygulamasi: Kirgizistan Ve Türk Egitim Sistemleri Örnegi, Türk Dünyasi Ara§tirmalari Dergisi, 137.
7. Bozku§, K. & Marulcu, i. (2016). Ögretmen Adaylarina Göre Etkili Ögretmen Nitelikleri. 8. Uluslararasi Egitim Ara§tirmalari Kongresi, Qanakkale, Türkiye. 07.10.2019 tarihinde
8. Büyüköztürk, §. (2012). Sosyal bilimler igin veri analizi el kitabi. Ankara: Pegem Yayinlari.
9. Cumabayeva, D.C. [Жумабаева, Д. С.] (2016). Роль Учителя В Формировании Компетентности На Уроках Кыргызской Литературы. Известия Вузов Кыргызстана, 8 (1), 152-154.
10. Daniyar Uulu, N. ve Ye§il, R. (2020). Kirgiz toplumunda iyi ve kötü ögretmen profili: Ögretmen adayi perspektifi.
Uluslararasi Sosyal Bilimler Kongresi USBiK-2020 (25-27 Ocak 2020). Kayseri, Türkiye.
11. Dedebal, N.c., Kubat, U. ve Dursun, F. (2018). Higbir Egitim Sisteminin Kalitesi Ögretmenin Kalitesini A§amaz. Turkish Studies Educational Sciences. 13(27), 531-546. ISSN: 1308-2140.
12. DeVellis, R.F. (2003). Scale development: Theory and application. California: Sage Publications.
13. Du§eva, H. (2017). Мугалимдердин Квалификациясын Жогорулатуу-Билим Санатын Летеруунун Негизги Фактору Болуудда. Кут Билим Газетасы (20.01.2017).
14. Du§eva, H. (2018). Биздин Максат- Квалификациясын Жогорулатуунун Сапатын Камсыз Кылуу. Кут Билим Газетасы (22.01.2018).
15. Eroglu, A. (2008). Faktör analizi. Spss uygulamali gok degi§kenli istatistik teknikleri. §. Kalayci (Editör). (ss. 321331). Ankara: Asil Yayin Dagitim.
16. Eryilmaz, A., ve Bek, H. (2018). "Pozitif Ögretmen Ölgegi" Ögretmen Formunun Geli§tirilmesi. Kastamonu Egitim Dergisi, 26(4), 1297-1306. doi:10.24106/kefdergi.369825
17. Farmer, A. (2018). The impact Of Student-Teacher Relationships, Content Knowledge, And Teaching Ability On Students With Diverse Motivation Levels. Language Teaching and Educational Research. 1(1)13-24.
18. Gül, Y.E. (2015). Ögretmen Yeti§tirme Sistemlerinin Kar§ila§tirilmasi: Almanya Ve Kirgizistan Örnegi.
Uluslararasi Türk Egitim Bilimleri Dergisi. 4, 68-83.
19. Gül, Y.E. (2019). Günümüzde Türk Devletlerinde Örgün Egitim. Ankara: Nobel Yayinevi.
20. idaeva, A. ve Ünal, U. (2017). Kirgizistan Egitim Sisteminin Temel Özellikleri. Kirgizistan: Tarih-Toplum-Ekonomi-Siyaset. (Editör: C. Buyar). Bi§kek: KTMÜ Orta Asya Ara§tirmalari
21. Kalayci, §. (2010). SPSS uygulamali gok degi§kenli istatistik teknikleri. Ankara: Asil Yayin Dagitim.
22. Karagozuyeva, G.C. [Карагозуева Г.Ж.] (2015). Педагогическая Культура. Известия Вузов Кыргызстана, 7 (1), 222-225.
23. Karasar, N. (2012). Bilimsel ara§tirmayöntemi. 23. Baski. Ankara: Nobel Yayinevi.
24. Kiziltepe, Z. (2002). iyi ve Etkili Ögretmen. Egitim ve Bilim. 27(126), 10-14.
25. Malhotra, N.K. (1999). Marketing research: an applied orientation. 3rd Edition. New Jersey: Upper Saddle River Prentice Hall.
26. Özabaci, N. ve Acat, B.M. (2005). Ögretmen Adaylarinin Kendi Özellikleri ile ideal Ögretmen Özelliklerine Dönük Algilarinin Kar§ila§tirilmasi. Kuram ve Uygulamada Egitim Yönetimi. 11(2), 211-236.
№ 4 (70)
UNIVERSUM:
психология и
ОБРАЗОВАНИЕ
апрель, 2020 г.
27. Ozkan, M. ve Arslantag, H.i. (2013). Etkili Ogretmen Ozellikleri Uzerine Siralama Yontemiyle Bir Olgekleme Qaligmasi. Trakya University Journal of Social Science. 15(1), 311-330.
28. Pallant, J. (2007). SPSS survivalmanual: A step by step guide to data analysis using SPSS. Sydney: Allen&Unwin, Sabon by Bookhouse.
29. §i§man, M. (2019). Egitim Bilimine Giri§. Ankara: Pegem Akademi Yayinlan.
30. §i§man, M. Ve An, A. (2009). Kirgizistan'da Egitimin Temel Problemleri Ve Ogretmenlerin Hizmet igi Egitim ihtiyaci. KTMUSosyal Bilimler Dergisi. 21, 133-147.
31. Tuncel, G. Ve Balci, A. (2015). Demokratik Toplumlarda Ogretmen Nitelikleri Ve Ogrencilere Yansimalan.
Marmara Cografya Dergisi. 31, 82-97.
32. Yegil, R. (2019). PDR bolumu ogrencilerinin kendilerinde tesir birakan ogretmen ozelliklerine iligkin degerlendirmeleri. International Human and Civilization Congress From Past to Future (INES 2019)(17-21 Nisan 2019). Alanya, Turkiye.
33. Yilmaz, H. (2017). Ogretmenim Lutfen Bu kitabi Okur musun!. Konya: Cizgi Yayinevi.
