CET-4作文評分人評分標(biāo)準(zhǔn)使用情況的研究

徐 鷹

(華南理工大學(xué)外國語學(xué)院，廣東廣州 510641)

CET-4作文評分人評分標(biāo)準(zhǔn)使用情況的研究

徐 鷹

(華南理工大學(xué)外國語學(xué)院，廣東廣州 510641)

本研究采用混合研究法對CET-4作文評分人如何使用評分標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行分析。26位CET-4作文評分人對30篇CET-4模擬作文評分，并提供3條按重要性排序的評分理由。研究結(jié)果顯示:(1)雖然存在嚴(yán)厲度的差異，但是26位評分人之間的一致性比較好，且大部分評分人的自身一致性也較好。(2)部分評分人的評分理由呈現(xiàn)了單一化趨勢。(3)評分人所給評分理由的71.91%體現(xiàn)了CET-4作文評分標(biāo)準(zhǔn)所規(guī)定的5個(gè)文本特征，說明大部分評分人對標(biāo)準(zhǔn)的理解和把握還是比較準(zhǔn)確的。

CET-4作文評分標(biāo)準(zhǔn);混合研究法;評分理由

一、引言

CET-4寫作測試采用的是總體評分法，即用一個(gè)分?jǐn)?shù)和不同層級的描述語來表征寫作質(zhì)量［1］。雖然Charney［2］、Elbow［3］等人對總體評分法的主觀性提出了質(zhì)疑，但由于其具有較高的信度和效度、較強(qiáng)的可操作性等優(yōu)點(diǎn)［4］，還是得到了廣泛肯定和運(yùn)用。在這種評分模式下，閱卷質(zhì)量除了受客觀因素(如評分標(biāo)準(zhǔn))的影響，同時(shí)還取決于評分人的主觀判斷，即評分人所給分?jǐn)?shù)是否反映了文本特征［5］。因此，對評分人的研究歷來也是語言測試研究的核心內(nèi)容之一。本文擬在前人研究［6-7］的基礎(chǔ)上，探討CET-4作文評分人對評分標(biāo)準(zhǔn)的理解和使用情況，具體回答以下兩個(gè)問題:(1)CET-4作文評分人給分一致性如何?(2)CET-4作文評分人所給評分理由能否反映評分標(biāo)準(zhǔn)?

二、研究設(shè)計(jì)

(一)研究對象

來自廣州市9所高校的26位CET-4作文評分人在2012年7月CET-4作文閱卷期間參與了本研究。他們都通過了當(dāng)次CET-4作文閱卷培訓(xùn)，且都教授大學(xué)英語課程，擁有碩士及以上學(xué)位。評分人平均年齡為32.96歲(SD=3.80)，平均教齡為9.35年(SD=4.10)，平均參加CET-4作文改卷次數(shù)為8.15次(SD=3.93)。為方便操作，以ri(i=1，2，…，26)的方式來標(biāo)識評分人。

(二)研究材料和工具

來自廣州某大學(xué)的200名大一非英語專業(yè)學(xué)生參加了本研究，他們都沒有參加2012年6月的CET-4考試，筆者擔(dān)任他們的大學(xué)英語任課教師。首先，在這次CET-4考試結(jié)束后第三天的課堂教學(xué)中，要求學(xué)生就作文題目“On Excessive Packaging”寫一篇隨堂作文。然后，筆者按照CET-4作文評分標(biāo)準(zhǔn)對作文進(jìn)行了初評。最后，根據(jù)初評分進(jìn)行隨機(jī)分層抽樣，從200篇作文中選擇了30篇作文作為研究材料。這30篇作文涵蓋了2分檔(0～3分)、5分檔(4～6分)、8分檔(7～9分)、11分檔(10～12分)和14分檔(13～15分)等5個(gè)評分等級。

研究工具有CET-4作文評分標(biāo)準(zhǔn)［8］以及評分理由編碼框架。CET-4作文評分標(biāo)準(zhǔn)要求評分人從以下5個(gè)文本特征給分:切題、表達(dá)思想的清晰性、語篇的連貫性、語言表達(dá)的準(zhǔn)確性、篇幅及完整度。在Shi評分理由編碼方案［9］324-325的基礎(chǔ)上，筆者制定了本研究的評分理由編碼草案，經(jīng)過3輪實(shí)驗(yàn)和多次修正，最終確定了能對所有評分人的評分理由進(jìn)行歸類的評分理由編碼框架。接著還邀請了一名語言測試方向的博士研究生對7位評分人(占總評分人數(shù)的26.92%)的評分理由進(jìn)行編碼。在她所編碼的606條評分理由中，不同編碼人之間的信度(intercoder reliability)達(dá)到了95.71%，從而驗(yàn)證了該編碼框架的可靠性。

(三)數(shù)據(jù)搜集

閱卷工作第一天主要是對評分人進(jìn)行培訓(xùn)，因此本研究在閱卷開始后第二天進(jìn)行。30篇作文復(fù)印后隨機(jī)排序，并在第二天工作結(jié)束時(shí)分發(fā)給評分人。評分人在第二天晚上給全部作文評分，同時(shí)按重要性順序?yàn)槊科魑奶峁?條評分理由，所有材料要求在第三天工作開始前交回。相較于有聲思維法，提供評分理由的方法相對更為簡單，容易操作，有利于搜集更多的樣本。

(四)數(shù)據(jù)分析

由于可以在同一洛基量尺(logit scale)上對所有層面(如考生、評分人)進(jìn)行建模，多層面Rasch模型(Multi-faceted Rasch Model)在做事測試中的培訓(xùn)效果研究、評分人偏頗性研究以及量表效度驗(yàn)證等方面得到了廣泛的運(yùn)用［10-12］。本研究采用FACETS 3.58軟件［13］進(jìn)行數(shù)據(jù)分析，構(gòu)建的數(shù)學(xué)模型包括評分人、考生兩個(gè)層面，這兩個(gè)層面可用下面數(shù)學(xué)模型表示:

其中Pijk表示評分人j給考生i打k分?jǐn)?shù)的概率;Pijk－1表示評分人j給考生i打k－1分?jǐn)?shù)的概率;Bi是考生i的寫作能力;Cj是評分人j的嚴(yán)厲度;Fk是k分?jǐn)?shù)相對于k－1分?jǐn)?shù)的難度。

三、結(jié)果和討論

(一)評分人一致性分析

SPSS 18.0軟件的統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示26位評分人的Cronbach ɑ值為0.991，說明參加研究的評分人間一致性非常好，其主要原因在于參加此次實(shí)驗(yàn)的大部分評分人的閱卷經(jīng)驗(yàn)豐富。

多層面Rasch模型分析結(jié)果顯示:26位評分人的嚴(yán)厲度存在顯著差異，最嚴(yán)格的評分人r15(0.90 logits)和最寬松的評分人r18(－1.00 logits)之間相差1.90 logits。全體評分人的平均嚴(yán)厲度為0.00 logits(SD=0.39)。12位評分人的嚴(yán)厲度高于平均值，14位評分人的嚴(yán)厲度低于平均值。Knoch指出，如果評分人的嚴(yán)厲度在平均值±0.50 logits之外，則可以認(rèn)為其顯著偏嚴(yán)或偏松［14］。因此r15、r10和r11顯著偏嚴(yán)，r25、r18顯著偏松，其他21位評分人的嚴(yán)厲度適中(見表1)。

表1 評分結(jié)果統(tǒng)計(jì)

表1的第4列是加權(quán)均方擬合度(Infit MnSq)，顯示的是評分人自身一致性。McNamara建議其可接受的取值范圍在平均值±2SD之間［15］，因此本研究設(shè)定取值區(qū)間為(0.38，1.46):大于1.46的評分人評分出現(xiàn)不擬合(misfit)，即評分人自身一致性較差;小于0.38的評分人的評分出現(xiàn)過度擬合(overfit)，即評分人的評分沒有區(qū)分考生的差異，可能存在集中趨勢。除r20外其他所有評分人的加權(quán)均方擬合度均在合理范圍內(nèi)，說明絕大部分評分人自身一致性較好。此外，表1的第5列標(biāo)準(zhǔn)Z值也可作為判斷自身一致性的依據(jù)，Z＞2為顯著不擬合，而Z＜－2為過度擬合［16］。所有評分人中只有r20出現(xiàn)了過度擬合，這進(jìn)一步驗(yàn)證了上述結(jié)論。

表1的最后一列數(shù)據(jù)顯示，26位評分人的點(diǎn)二列相關(guān)系數(shù)(PtBis)介于0.84至0.96之間(Mean=0.91，SD=0.03)，沒有出現(xiàn)典型的隨機(jī)效應(yīng)，在可接受的范圍內(nèi)［17］208。但r18的點(diǎn)二列相關(guān)系數(shù)(0.84)低于平均值-2SD(0.85)，說明該評分人的評分具有一定隨機(jī)性，在使用某些分?jǐn)?shù)段時(shí)其評分有明顯不一致的地方，導(dǎo)致其對部分考生的分?jǐn)?shù)高低排序與其他評分人有顯著差別。分隔信度(0.87)和卡方分析(χ2=176.50，df=25，p=0.00)說明評分人的嚴(yán)厲度有顯著差異。分隔比率(2.54)說明評分人的嚴(yán)厲度差異比測量誤差大2倍多。按照Myford＆Wolfe的分離指數(shù)計(jì)算公式(4G+1)/3，其中G為分隔比率［17］196，可算出分隔指數(shù)為3.72，說明評分人的嚴(yán)厲度大約可分為4個(gè)不同層次。

以上分析說明，雖然26位評分人之間的一致性較好，且大部分評分人的自身一致性也較好，但也存在一些個(gè)別問題，如r20的評分出現(xiàn)過度擬合，而r18的評分具有一定隨機(jī)性。

(二)評分理由分析

由于評分人對CET-4作文評分標(biāo)準(zhǔn)理解和把握存在差異，容易導(dǎo)致分?jǐn)?shù)相同但評分理由不同，而評分理由編碼分析可以在一定程度上揭示這種差異。

1.評分理由編碼框架概述

評分人評分理由編碼框架包括6個(gè)大類和15個(gè)小類，具體見表2。

表2 CET-4作文評分人評分理由編碼框架

2.評分理由編碼的描述性統(tǒng)計(jì)

因?yàn)橛猩贁?shù)評分人沒有對每篇文章給足3條評分理由，所以26位評分人對30篇作文共提出了2104條評分理由，低于理想值(2340)，其描述性統(tǒng)計(jì)見表3。

表3 評分理由編碼的描述性統(tǒng)計(jì)

表3的第2列是評分理由1(即最重要的評分理由)，B3(論證)數(shù)量最多(407條)。第4列是評分理由2，D3(準(zhǔn)確度)數(shù)量最多(246條)。第6列是評分理由3，D3(準(zhǔn)確度)的數(shù)量也是最多(309條)。在全部2104條評分理由中，語言大類(D)出現(xiàn)頻數(shù)最多(1102)，占比最高(52.38%);而準(zhǔn)確度(D3)在小類中出現(xiàn)頻數(shù)最多(681)，占比最高(32.37%)。這個(gè)結(jié)論也印證了前人研究的結(jié)果:英語為非母語評分人在作文評分時(shí)更關(guān)注語言形式，尤其是語言的準(zhǔn)確性［9］312［18］。

卡方分析顯示，3條評分理由在5個(gè)大類上(由于F類頻數(shù)太少，無法做統(tǒng)計(jì)分析)有顯著差異(χ2=438.10，df=8，p=0.000)。且3 條評分理由在 B 類(χ2=351.21，df=2，p=0.000)、C 類(χ2=21.26，df=2，p=0.000)、D 類(χ2=84.39，df=2，p=0.000)和 E 類(χ2=14.31，df=2，p=0.001)上都有顯著差異。

3.評分人的評分理由與CET-4評分標(biāo)準(zhǔn)的契合度分析

就評分人個(gè)體而言，評分人提供的主要評分理由占比情況的描述性統(tǒng)計(jì)見表4。

表4 評分人主要評分理由占自己全部評分理由的百分比

由表4可見:(1)就評分人個(gè)體而言，B類、C類和D類總占比的平均值達(dá)到了93.15%(SD=4.83)，全體評分人中該值最小的r7也達(dá)到了85.06%，說明全部評分人的評分理由都集中分布在B類、C類和D類。(2)B類和D類總占比在全體評分人中最小的r14達(dá)到了62.12%，且B類和D類總占比的平均值高于B類和C類，而B類和D類總占比的標(biāo)準(zhǔn)差低于B類和C類，說明相較于B類和C類，全部評分人的評分理由更集中分布在B類和D類。(3)r3的評分理由中沒有出現(xiàn)B類和C類，而D類則有94.52%;r12的D3類占比為93.33%;在r22所提出的全部評分理由中，B3類占比為66.67%，同時(shí)B3是其唯一的B類評分理由。這些結(jié)果都說明部分評分人的評分理由呈現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)單一化趨勢，即所謂的評分還原主義(reductionism)［19］。

圖1是B類和D類評分理由分布散點(diǎn)圖。由圖1可見，20位評分人(76.92%)的評分理由中D類占比高于40%，而11位評分人(42.31%)的評分理由中B類占比高于40%。上述現(xiàn)象的主要原因如下:首先，評分人都是有多年經(jīng)驗(yàn)的、母語為非英語的大學(xué)英語教師，在教學(xué)中接觸大量語言錯誤，對語言錯誤特別敏感;其次，參與本研究的學(xué)生的二語能力還不高，尤其是寫作等產(chǎn)出性能力，因而語言準(zhǔn)確性能較有效地區(qū)分學(xué)生。

圖1 B類和D類理由分布散點(diǎn)圖

在本研究中，與CET-4作文評分標(biāo)準(zhǔn)相關(guān)特征對應(yīng)的評分理由編碼頻數(shù)為1513條(71.91%)，這說明大體上評分人能按照CET-4作文評分標(biāo)準(zhǔn)所規(guī)定的文本特征評分，但仍有超過1/4的評分理由同評分標(biāo)準(zhǔn)不相關(guān)，典型例子如論證的創(chuàng)新性、套用模版等(見表5)。張潔對13位CET-4評分人的有聲思維的文本編碼研究也得出了類似結(jié)論［20］。這種評分標(biāo)準(zhǔn)不相關(guān)特征對測試的效度構(gòu)成威脅，同時(shí)也間接說明CET-4作文評分標(biāo)準(zhǔn)作為一個(gè)基于專家直覺和經(jīng)驗(yàn)開發(fā)的量表，需要不斷進(jìn)行效度驗(yàn)證并在相關(guān)研究基礎(chǔ)上加以改進(jìn)。

表5 評分理由編碼與CET-4作文評分標(biāo)準(zhǔn)相關(guān)特征的對應(yīng)

對于以上研究結(jié)果，有兩個(gè)問題值得進(jìn)一步思考:

第一，考慮到大部分評分人經(jīng)驗(yàn)豐富，為什么還會出現(xiàn)28.09%的與CET-4作文評分標(biāo)準(zhǔn)不相關(guān)的評分理由呢?Pula＆Huot［21］的觀點(diǎn)值得參考:評分人豐富的評分經(jīng)驗(yàn)已經(jīng)幫助評分人建構(gòu)了一套內(nèi)在標(biāo)準(zhǔn)，多年的評分實(shí)踐已經(jīng)證明了這套標(biāo)準(zhǔn)的有效性。然而，仍有必要立足實(shí)證研究結(jié)果對CET-4作文評分標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)一步加以完善。

第二，為什么在有部分評分理由與CET-4作文評分標(biāo)準(zhǔn)不完全契合的情況下，大部分評分人評分的嚴(yán)厲度和自身一致性仍然在可接受范圍之內(nèi)呢?我們認(rèn)為最重要的原因還是在于總體評分標(biāo)準(zhǔn)本身。首先，CET-4作文評分采用印象分，主觀性較強(qiáng)，因此評分理由的差異和分?jǐn)?shù)理解的歧義不可避免［22］。Lumley認(rèn)為，即使評分人盡可能按照評分標(biāo)準(zhǔn)來評分，但還是會受到對文本初次閱讀時(shí)的復(fù)雜直覺心理意象的影響，而這種影響難以用評分標(biāo)準(zhǔn)消除［23］。最終評分人是按照他們的感覺對文本的心理意象進(jìn)行評分，而不是按照評分標(biāo)準(zhǔn)的規(guī)定進(jìn)行評分;而且在實(shí)際評分工作中，由于評分人工作壓力大，且每天要完成一定的評分量，這種情況就更明顯。其次，F(xiàn)reedman＆Calfee的作文評分信息加工模型［24］說明，評分人在閱讀文本時(shí)建構(gòu)了文本的心理意象并儲存在工作記憶中，而文本質(zhì)量的評判就是對文本的心理意象評分。每個(gè)評分人對同一文本產(chǎn)生不同的心理意象，故而給出不同的評分理由。再次，該現(xiàn)象也間接說明評分人采用了某些與CET-4作文評分標(biāo)準(zhǔn)不相關(guān)，但與語言能力相關(guān)的評分理由(比如語言的多樣性)，這在某種程度上能夠有效區(qū)分考生。因此，修改評分標(biāo)準(zhǔn)時(shí)應(yīng)考慮對這些特征作出明確界定。

四、結(jié)論

本研究以26位CET-4作文評分人為研究對象，系統(tǒng)分析了他們對評分標(biāo)準(zhǔn)的理解和使用情況，主要發(fā)現(xiàn)有:(1)雖然評分人之間存在嚴(yán)厲度的差異，但是26位評分人之間的一致性比較好，且大部分評分人的自身一致性也較好。(2)部分評分人的評分理由反應(yīng)了內(nèi)在評分標(biāo)準(zhǔn)單一化的問題。(3)全部評分理由中有71.91%體現(xiàn)了CET-4作文評分標(biāo)準(zhǔn)所規(guī)定的5個(gè)文本特征，說明大部分評分人對標(biāo)準(zhǔn)的理解和把握還是比較準(zhǔn)確的。對于上述不一致問題，還需要通過進(jìn)一步加強(qiáng)評分人培訓(xùn)(尤其是對分?jǐn)?shù)意義的培訓(xùn))和不斷完善評分標(biāo)準(zhǔn)(如增加評分標(biāo)準(zhǔn)描述語、充實(shí)對不同評分檔位的定義)來解決。未來的研究可以繼續(xù)深入討論如何將評分人按照評分理由分成不同決策類型，以及如何處理評分標(biāo)準(zhǔn)不相關(guān)的評分理由。

［1］Hamp-Lyons L．Scoring procedures for ESL contexts［C］//Hamp-Lyons L．Assessing Second Language Writing in Academic Contexts．Norwood，New Jersey:Ablex Publishing Corporation，1991:241-276．

［2］Charney D．The validity of using holistic scoring to evaluate writing:A critical review［J］．Research in the Teaching of English，1984(1):65-81．

［3］Elbow P．Ranking，evaluating，and liking:Scoring out three forms of judgment［J］．College English，1993(2):187-206．

［4］Weigle S C．Assessing Writing［M］．Cambridge:Cambridge University Press，2002．

［5］DeRemer M．Writing assessment:Raters’elaboration of the rating task［J］．Assessing Writing，1998(1):7-29．

［6］鄒申，楊任明．他們?nèi)绾问褂脤懽髟u分標(biāo)準(zhǔn)?——TEM4新老評分員調(diào)查［J］．國外外語教學(xué)，2002(3):1-6．

［7］徐鷹．不同性別評分人差異的實(shí)證研究［J］．外語測試與教學(xué)，2013(3):16-24．

［8］楊惠中，Weir C．大學(xué)英語四、六級考試效度研究［M］．上海:上海外語教育出版社，1998．

［9］Shi L．Native and nonnative-speaking EFL teachers’evaluation of Chinese students’English writing［J］．Language Testing，2001(3)．

［10］Weigle S C．Using FACETS to model rater training effects［J］．Language Testing，1998(2):263-287．

［11］Kondo-Brown K．A FACETSanalysis of rater bias in measuring Japanese second language writing performance［J］．Language Testing，2002(1):3-31．

［12］ Knoch U．Diagnostic Writing Assessment:The Development and Validation of a Rating Scale［M］．Berlin:Peter Lang，2009．

［13］Linacre J M．A User’s Guide to FACETS:Rasch-model Computer Program［M］．Chicago:Chicago MESA Press，2005．

［14］Knoch U．Investigating the effectiveness of individualized feedback to rating behavior——A longitudinal study［J］．Language Testing，2011(2):179-200．

［15］McNamara T．Measuring Second Language Performance［M］．Harlow，Essex:Pearson Education，1996．

［16］李清華，孔文．TEM-4寫作新分項(xiàng)式評分標(biāo)準(zhǔn)的多層面Rasch模型分析［J］．外語電化教學(xué)，2010(1):19-25．

［17］Myford C M，Wolfe E W．Detecting and measuring rater effects using Many-faceted Rasch measurement:Part II［J］．Journal of Applied Measurement，2004(2)．

［18］Connor-Linton J．Looking behind the curtain:What do L2 composition ratings really mean? ［J］．TESOL Quarterly，1995(4):762-765．

［19］Rezaei A R，Lovorn M．Reliability and validity of rubrics for assessment through writing［J］．Assessing Writing，2010(1):18-39．

［20］張潔．評分過程與評分員信念——評分員差異的內(nèi)在因素研究［D］．廣州:廣東外語外貿(mào)大學(xué)，2009．

［21］Pula J J，Huot B A．A model of background influences on holistic raters［C］//Williamson M M，Huot B A．Validating Holistic Scoring for Writing Assessment:Theoretical and Empirical Foundations．Cresskill，NJ:Hampton Press，1993:237-265．

［22］Knoch U．Diagnostic assessment of writing:A comparison of two rating scales［J］．Language Testing，2009(2):275-304．

［23］Lumley T．Assessment criteria in a large-scale writing test:What do they really mean to the raters? ［J］．Language Testing，2002(3):246-276．

［24］Freedman S W，Calfee R C．Holistic assessment of writing:Experimental design and cognitive theory［C］//Mosenthal P，Tamor L，Walmsley S A．Research on Writing:Principles and Methods．New York:Longman，1983:75-98．

An Empirical Study on the Raters’Use of CET-4 Essay Rating Scale

XU Ying
(School of Foreign Languages，South China University of Technology，Guangzhou 510641，China)

This paper studies how raters used CET-4 essay rating scale following a mixed-methods approach．Twenty-six CET-4 accredited raters were invited to score thirty CET-4 mock essays and then to write and rank three reasons for their ratings．It was found that，although raters were different as regards severity，the inter-rater reliability was high and nearly all raters were internally consistent．Besides，some raters reduced the rating scale to certain criterion．Finally，71.91%coded rating reasons could be grouped under the five text features delineated by CET-4 essay rating scale，which indicated that most raters’understanding and utilization of the rating scale were accurate．

CET-4 essay rating scale;mixed-methods approach;reasons for ratings

H319.3 < class="emphasis_bold">文獻(xiàn)標(biāo)識碼:A文章編號:

2095－2074(2014)02－0039－08

2013－12－27

課題項(xiàng)目:2013年廣東省高等教育教學(xué)改革項(xiàng)目(51)

徐鷹(1979－)，男，江西南昌人，華南理工大學(xué)外國語學(xué)院講師，廣東外語外貿(mào)大學(xué)文科基地語言測試專業(yè)2011級博士研究生。