碩士論文質(zhì)量評價問題1

1、碩士論文質(zhì)量評價摘要本文通過2006, 2007, 2008年的碩士生論文的評價信息，對所給的表一；表二的數(shù)據(jù)采用 概率函數(shù)分布法，回歸分析法，針對問題一，我們首先對個年級，各專業(yè)求出其均值，按照分數(shù)對其進行排列。開題 的分數(shù)以KT1KT6的總得分作為其分數(shù)。針對問題二，在各年級的基礎(chǔ)對，對其分數(shù)進行劃分為多個等級。然后各年級進行比 較。各專業(yè)求其均值與方差，利用EXCLE做圖。針對問題三利用回歸分析的方法，用matlab擬合出論文得分與選題開題期望的線性關(guān) 系。針對問題四，我們建立對應(yīng)復(fù)審得分的隨機變量。計算各年級各專業(yè)碩士論文復(fù)審評 分的數(shù)學(xué)期望和方差，求解問題。針對問題五，在問題二與問題

2、四的基礎(chǔ)上，對初審與復(fù)審的各項指標進行比較。通過 折線圖的比較發(fā)現(xiàn)，初審的時候普遍的比較寬，而復(fù)審時則比較的嚴格。二、關(guān)鍵字量化層次分析法（AHP）權(quán)重系數(shù)判斷矩陣一致性模糊綜合評價法線性回歸分析復(fù) 相關(guān)系數(shù)SPSS軟件MATLAB軟件柱形圖三、問題的重述我國自1980年建立新的學(xué)位制度以來，已初步形成了具有我國特色的研究生招生和培養(yǎng) 模式，并且隨著社會環(huán)境的變化和人才培養(yǎng)的不同要求適時作出調(diào)整。近年來研究生招生規(guī) 模的迅速擴張，以及研究生在國家發(fā)展與社會進步中發(fā)揮的越來越大作用，更使研究生論文 質(zhì)量問題成為人們關(guān)注的焦點。如何建立合理的研究生論文質(zhì)量評價體系，并通過量化的手 段找出當前國家在

3、研究生招生過程中存在的問題，進而調(diào)整招生政策，改革招生方式，真正 吸收綜合素質(zhì)高和研究能力強的優(yōu)秀學(xué)生進入研究生隊伍，已成為保證、提高碩士研究生論 文質(zhì)量的第一大關(guān)口，是國家乃至個人都十分關(guān)注的一項課題。為全面貫徹科學(xué)發(fā)展觀，落 實以質(zhì)量為核心的發(fā)展要求，全面分析和評價我國碩士生質(zhì)量，制定進一步提高碩士研究生 教育質(zhì)量的政策，需要對碩士生的招生質(zhì)量、論文質(zhì)量、培養(yǎng)質(zhì)量等進行綜合評價。某校正開展碩士生質(zhì)量評價，現(xiàn)搜集到2006、2007、2008年碩士生論文的評閱信息， 分別按年存放在相關(guān)數(shù)據(jù)庫中。附件1和附件2中給出2006, 2007, 2008年各年碩士論文 的評閱信息。全部存放在Exce

4、l表中。請根據(jù)這些信息分析解決以下問題。對2006,2007,2008年各年碩士生論文選題與開題進行總體評價，包括各專業(yè)的評價和各年的總體評價。 對2006, 2007, 2008年各年碩士論文評分的評價，包括各專業(yè)與各年的總體評價。對各專業(yè)、各年碩士論文選題開題與論文得分之間的相關(guān)性進行分析，從中得出相應(yīng)的 結(jié)論。 對2006, 2007, 2008年復(fù)審（畢業(yè)后的重新評閱）論文的評價。包括各專業(yè)與各年的 總體評價。對碩士畢業(yè)前后論文的評分結(jié)果進行分析，得出碩士論文質(zhì)量綜合評價，以及觀點與結(jié) 論并提出相應(yīng)合理的建議，制定進一步提高碩士研究生教育質(zhì)量的政策，需要對碩士生 的招生質(zhì)量、論文質(zhì)量、

5、培養(yǎng)質(zhì)量等進行綜合評價。四、模型假設(shè)1、搜集到的論文評閱信息都是真實的，而且具有完整的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，其預(yù)測值容易確 定。2、在各年的評價中忽略各專業(yè)因素的影響，在各專業(yè)的評價中考慮2006、2007、2008 三年的總體情況。3、對各專業(yè)、各年碩士論文選題開題與論文得分之間的相關(guān)性分析需滿足線性回歸 分析的條件。4、論文選題和開題的量化允許存在合理的主觀因素和客觀因素。5、在數(shù)據(jù)計算過程中，假設(shè)誤差在合理范圍之內(nèi)且對數(shù)據(jù)結(jié)果的影響可以忽略。五、符號說明符號含義u評價指標S判斷矩陣max判斷矩陣的最大特征值A(chǔ)最大特征值對應(yīng)的特征向量CI判斷矩陣的一致性指標RI平均隨機一致性指標CR隨即一致性比率Vi

6、等級評價級wi每項指標的權(quán)重We熵值法確定的指標權(quán)值Wm均方差法確定的指標權(quán)值向量W綜合權(quán)重向量六、問題的分析隨著時代的發(fā)展，碩士生在國家的建設(shè)和社會的發(fā)展中發(fā)揮著越來越重要的作用，而碩 士生的質(zhì)量顯得尤為重要，我們本著“質(zhì)量第一”的原則，從各專業(yè)、各年的角度，同時考 慮主客觀因素分析出合理有效地論文總體評價。問題一：建立模糊層次綜合評價模型，根據(jù)模糊數(shù)學(xué)的隸屬度理論把碩士生論文選題 與開題的定性評價轉(zhuǎn)化為定量評價，即用模糊數(shù)學(xué)對受到多種因素制約的事物或?qū)ο笞?出一個總體的評價。由于它具有結(jié)果清晰，系統(tǒng)性強的特點，能較好地解決模糊的、難以 量化的問題，所以適合解決此問題。問題二：我們采用層次分

7、析模型來解決，主要因為層次分析法是一種定性與定量相結(jié) 合確定因子權(quán)重的科學(xué)方法適用于存在不確定性和主觀信息（兩位專家盲審評閱）的情況。在對碩士論文評分問題的影響因素及其內(nèi)在關(guān)系等進行深入分析的基礎(chǔ)上，利用較少的定量信息使思維過程數(shù)學(xué)化，從而為解決各專業(yè)與各年的總體評價問題提供簡便的 分析評價方法。問題三：我們借助多元線性回歸模型來進行相關(guān)性分析，結(jié)合問題1和問題2的分析評 價，利用SPSS軟件求出因變量論文得分與自變量選題開題之間的線性關(guān)系，在計算出回歸 模型之后，要對模型進行各種檢驗，檢驗采用線性回歸是否適合，好壞程度的度量等。問題四：對于復(fù)審論文的評價，與問題2類似因而可以采用層次分析模型

8、對各專業(yè)與各 年的復(fù)審論文進行總體評價，評價過程基本同問題2,其中此問題中的樣本是總體中的隨機抽 樣。問題五：為了分析初審與復(fù)審的結(jié)果，我們采用了直觀的柱狀圖，分別考慮各年各專業(yè) 的情況，根據(jù)柱狀圖的總體趨勢得出結(jié)論。七、模型建立與求解7.1對2006,2007,2008年各年碩士生論文選題與開題進行總體評價7.1.1對2006,2007,2008年各年碩士生論文選題進行總體評價：由于論文選題的評分標準是一個定性化的指標，采取對論文選題評分標準定量化以方便對論文選題進行總體評價。根 據(jù)主觀判斷，定量如下：有理論意義有實用價值兩者都有意義不大1分2分3分0分對選題從兩個方面進行總體評價：從定量后

9、的平均分，認為定量后平均分越高也好。從有理論意義和有實用價值的論文選題所占的比例，認為有理論意義和有實用價 值的論文選題所占的比例越高越好。對各專業(yè)的評價：(1)由SPSS統(tǒng)計數(shù)據(jù)得各專業(yè)選題專業(yè)量化后排名如下表：排名專業(yè)各專業(yè)選題量化平均分12332252.807692308352.8412.7931034485152.7931034486122.7761194037272.7692307698242.758620699262.7586206910342.7511202.70422535212172.70370370413282.7021276614302.71592.66666666716

10、222.6511627911762.63333333318322.6296296319132.62520142.6252142.62162162222182.59701492523292.562524192.55714285725312.5555555562672.55172413827212.53658536628332.53571428629102.52941176530162.5057471263122.4761904763282.18367346933112.053432各 專 業(yè) 選 題 量 化 平 均 分排名23,25,5,1,15,12,27,24,26,34,20,17,28,

11、30,9,22,6,32,13,14,4,18,29,19,31,7,21,33,1 0,6,2,8,11,3。(2)各專業(yè)有理論意義和有實用價值的論文選題所占的比例如下表：(3占比越高越好)排名專業(yè)號各專業(yè)XT=3所占比重12312250.884615385310.8275862074240.8275862075260.8275862076120.820895522750.8890.89300.810150.7931034481140.78378378412170.77777777813270.76923076914280.76595744715130.7516340.7517200.746

12、4788731870.7241379311960.720210.69512195121160.6781609222220.6744186052320.66666666724140.66666666725190.65714285726180.65671641827290.6562528100.64705882429320.6296296330330.60714285731310.5925925933280.5510204083330.534110.45各專業(yè)XT=3所占比重的排名依次為：23,25,1,24,26,12,5,9,30,15,4,17,27,28,13,34,20,7,6,21,1

13、6,22,2,14,19, 18,29,10,32,33,31,8,3,11對各年的總體評價：（1）由SPSS統(tǒng)計數(shù)據(jù)得選題年量化后排名 如下表：年份年量化平均分20062.5570320072.6720620082.60262各年選題量化后排名依次為200720082006（2）2006、2007、2008年有理論意義和有實用價值的論文選題所占的比例 如下表：（3占比越高越好）3總數(shù)總數(shù)3占比20062593770.68700320073744940.75708520083194580.696507各年XT=3所占比重的排名依次為2007200820067.1.2對2006,2007,200

14、8年各年碩士生論文開題進行總體評價1模型建立2層次分析法確定權(quán)重2.1層次分析法求權(quán)重是綜合評價的關(guān)鍵。層次分析法是一種行之有效的確定權(quán)系數(shù)的有效方法。特別 適宜于那些難以用定量指標進行分析得復(fù)雜問題。它把復(fù)雜問題中的各因素劃分為互相聯(lián)系 的有序?qū)邮怪畻l理化，根據(jù)對客觀實際的模糊判斷，就每一層次的相對重要性給出定量的表 示，再利用數(shù)學(xué)方法確定全部元素相對重要性次序的權(quán)系數(shù)。2.2層次分析法的步驟2.2.2.1確定目標和評價因素P個評價指標，u = u 1, u 2,，u 。2.2.2.2構(gòu)造判斷矩陣判斷矩陣元素的值反映了人們對各元素相對重要性的認識，一般采用19及其倒數(shù)的標 度方法。但當相互比

15、較因素的重要性能夠用具有實際意義的比值說明時，判斷矩陣相應(yīng)元素 的值則取這個比值。即得到判斷矩陣S = （“，）,.p 2.2.2.3計算判斷矩陣用Matlab軟件計算判斷矩陣S的最大特征根人，及其對應(yīng)的特征向量，此特征向 量就是各評價因素的重要性排序，也即是權(quán)系數(shù)的分配。2.2.2.4 一致性檢驗為進行判斷矩陣的一致性檢驗，需計算一致性指標CI = max - n，平均隨機一致性指 n 一 1標RI。它是用隨機的方法構(gòu)造500個樣本矩陣，構(gòu)造方法是隨機地用標度以及它們的倒數(shù) 填滿樣本矩陣的上三角各項，主對角線各項數(shù)值始終為1，對應(yīng)轉(zhuǎn)置位置項則采用上述對應(yīng) 位置隨機數(shù)的倒數(shù)。然后對各個隨機樣本

16、矩陣計算其一致性指標值，對這些CI值平均即得 到平均隨機一致性指標RI值。當隨機一致性比率CR = C 0.10時，認為層次分析排序RI的結(jié)果有滿意的一致性，即權(quán)系數(shù)的分配是合理的；否則，要調(diào)整判斷矩陣的元素取值，重 新分配權(quán)系數(shù)的值。3.2指標權(quán)重求解的層次分析法步驟3.2.1確定評價對象集P =碩士論文開題總體評價。3.2.2構(gòu)造評價因子集u = u, u ,u=論文難度，論文工作量，研究方案可行性，碩士生對文 獻資料和課題的了解 程度，碩士生在論文選題報告中反映出的綜合表達能力，對 論文選 題報告的總體 評價3.2.3確定評分標準論域確定評語等級論域，即建立評價集V。對于評價因子u 1，

17、有匕=偏高，適當，偏低，對于評價因子u2，有V2 = 偏大，適當，偏小，對于評價因子u3，有V3 = 可行，基本可行，不可行，對于評價因子u u u，有V =好，較好，一般，較差 4 5 643.2.4指標權(quán)重的計算6個一級指標因子權(quán)重，我們采用層次分析的方法求出指標權(quán)重。構(gòu)造判斷矩陣S 4/ !6 即1111 1242351_11_1_1_L25346145132S =2111241一32411332123L562431 _用Matlab軟件計算判斷矩陣用Matlab軟件計算判斷矩陣s的最大特征根得人= 6.1 225。為進行判斷矩陣的一致性檢驗，需計算一致性指標:CI =人max 凡=6.

18、1 225 6 = 0.0 245n 一 16 一 1平均隨機一致性指標RI = 1.24。隨機一致性比率:CR =旦=0 245 = 0.0 198 0, p 0)由于論文評分各項所占的比重已經(jīng)確定，因此W= 0。故W = p W只需知道論文評分 表中各項的評分均方差即可。對均方差歸一化，除以相應(yīng)所占的比重則得到專家評分中 各項的權(quán)重W =(c , c , c , c , c , c , c )。各項評分與對應(yīng)的權(quán)重的乘積就是對專家評 1234567分修正后的論文得分。7.2.1對2006，2007，2008年各年碩士論文評分的總體評價：年份2006 年2007 年2008 年95分以上52

19、485分-94分21932029675分-84-74分64165分以下000平均值85.5112786.0425186.14738論文數(shù)量377494458優(yōu)秀論文以上的比例0.5941640.6518220.6550227.2.2對2006, 2007, 2008年碩士論文評分的各專業(yè)評價:各專業(yè)排名學(xué)科序號平均分各專業(yè)排名學(xué)科序號優(yōu)秀論文所 占比重12488.965521240.896551721688.198282160.885057531088390.83333334987.633334300.833333352587.317315110.861187.225

20、6170.777777871287.223887310.777777883087.183338250.769230891787.111119100.7647059103286.5925910280.7553191112386.511120.7462687122886.4148912320.7037037131386.213541320.6666667142986.062514210.6585366153186.018521580.6530612162185.9542716130.6458333172085.9471817200.633802818285.8809518290.593751918

21、85.8432819260.586206920785.6724120180.582089621885.637762170.5517241222685.5862122150.517241423485.2635123190.514285724148524140.525684.4525230.526184.4482826340.5272784.298082740.4864865281984.2752860.4666667291584.1637929270.4615385303384.1253010.413793131583.83150.4323483.37532330.3928571332283.3

22、372133220.337209334377.253430初審各專業(yè)論文平均得分排名依次為:24161092511123017322328132931212021878264146127191533534223初審各專業(yè)優(yōu)秀論文所占的比例排名241693011173125102812322218132029261871519142334462715332237. 3對各專業(yè)、各年碩士論文選題開題與論文得分之間的相關(guān)性進行分析建立多元線性回歸模型：當多個自變量與因變量之間是線性關(guān)系時，所進行的回歸分析 就是多元線性回歸。 TOC o 1-5 h z 設(shè)y為因變量，x , x ,，x為自變量，并且

23、自變量與因變量之間為線性關(guān)系時，則 12k多元線性回歸模型為：y = b + b x + b x + + b x + e01122 k k其中，b為常數(shù)項，b , b ,b為回歸系數(shù)，b為x , x ,，x固定時，x每增加 012k123k1一個單位對y的效應(yīng)，即x對y的偏回歸系數(shù)；同理b為x , x ,x固定時，x每增加一212k2個單位對y的效應(yīng)，即，x對y的偏回歸系數(shù)，等等。如果兩個自變量x，x同一個因變12量y呈線相關(guān)時，可用二元線性回歸模型描述為：y = b + b x + b x + e01 12 2多元線性回歸模型的參數(shù)估計，同一元線性回歸方程一樣，也是在要求誤差平方和 （一）為

24、最小的前提下，用最小二乘法求解參數(shù)。此問題中自變量有兩個，分別為選題x1，開題x2，因變量為論文得分y。所以選用二維線性回歸模型:y = b + b x + b x + e二維線性回歸模型:01 12 2下面用SPSS中已有的線性回歸功能來求解此問題，并對得到的相關(guān)性結(jié)果分析，如下:2006年選題開題與論文得分相關(guān)性的回歸分析:模型匯總模型RR方調(diào)整R方標準估計的 誤差1.344a.118.1144.487633a.預(yù)測變量：（常量），x2, x1。Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸1011.8352505.91825.121.000a殘差7531.93037420.139總計85

25、43.765376a.預(yù)測變量：（常量），x2, x1。b.因變量：z2006系數(shù)a模型非標準化系數(shù)標準系數(shù)tSig.B標準誤差試用版1（常量）81.0811.29362.716.000 x1-.579.326-.087-1.775.077x2.086.013.3256.668.000a.因變量：z2006從模型匯總表來看，復(fù)相關(guān)系數(shù)R 2 =0.118,修正復(fù)相關(guān)系數(shù)aR 2 =0.114,均方差根為4.487633。從Anova（方差分析）表來看，總離差平方和S =8543.765，回歸平方和s =1011.835,殘差平方和s =7531.930;F=25.121,且Sig=0.000，

26、說明無論取a =0.05或a =0.1，回歸方程都具有顯 著性。從系數(shù)表來看，該回歸方程為z 2006 =81.081-0.579七+0.086 x 2常數(shù)項及x1, x2都通過了丁檢驗，說明回歸系數(shù)具有顯著性。故回歸方程具有實際價值意義。2007年選題開題與論文得分相關(guān)性的回歸分析:模型匯總模型RR方調(diào)整R方標準估計的誤 差1.290a.084.0803.970820a.預(yù)測變量：（常量），x2, x1。Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸711.3072355.65422.556.000a殘差7741.80049115.767總計8453.107493a.預(yù)測變量：（常量），x2

27、, x1。b.因變量：z2007系數(shù)a模型非標準化系數(shù)標準系數(shù)tSig.B標準誤差試用版1（常量）80.922.99181.633.000 x1.173.289.026.598.550 x2.067.010.2856.544.000a.因變量：z2007從模型匯總表來看，復(fù)相關(guān)系數(shù)R 2 =0.084，修正復(fù)相關(guān)系數(shù)aR 2 =0.080,均方差根為3.970820。從Anova（方差分析）表來看，總離差平方和S =8453.107，回歸平方和S =711.307,殘差平方和s =7741.800;F=22.556,且Sig=0.000，說明無論取以=0.05或以=0.1，回歸方程都具有顯著性

28、。從系數(shù)表來看，該回歸方程為z=80.922+0.173工+0.067工，常數(shù)項及x都通過了丁檢驗，2007122而x未通過T（t2）檢驗，所以剔除X，然后再對因變量尸和自變量X進行回歸分析如下： 112模型匯總模型RR方調(diào)整R方標準估計的誤 差1.289a.083.0823.968227a.預(yù)測變量：（常量），x2。Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸705.6691705.66944.813.000a殘差7747.43849215.747總計8453.107493a.預(yù)測變量：（常量），x2。b.因變量：z2007系數(shù)a模型非標準化系數(shù)標準系數(shù)tSig.B標準誤差試用版1（常量）

29、81.325.727111.872.000 x2.068.010.2896.694.000a.因變量：z2007從模型匯總表來看，復(fù)相關(guān)系數(shù)R 2 =0.083，修正復(fù)相關(guān)系數(shù)aR 2 =0.082,均方差根為3.968227。從Anova（方差分析）表來看，總離差平方和S =8453.107，回歸平方和s =705.669,c殘差平方和s =7747.438;F=44.813,且Sig=0.000，說明無論取以=0.05或以=0.1，回歸方程都具有顯 著性。從系數(shù)表得出，該回歸方程為z2007 =81.325+0.068x2，常數(shù)項及x2都通過了丁檢驗，說明回歸系數(shù)具有顯著性。故回歸方程具有

30、實際價值意義。2008年選題開題與論文得分相關(guān)性的回歸分析：模型匯總模型RR方調(diào)整R方標準估計的誤 差1.278a.077.0733.671209a.預(yù)測變量：（常量），x2, x1。Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸512.1642256.08219.000.000a殘差6132.38845513.478總計6644.552457a.預(yù)測變量：（常量），x2, x1。b.因變量：z2008系數(shù)a模型非標準化系數(shù)標準系數(shù)tSig.B標準誤差試用版1（常量）81.628.95385.658.000 x1.195.263.033.742.459x2.058.010.2756.101.0

31、00a.因變量：z2008從模型匯總表來看，復(fù)相關(guān)系數(shù)R 2 =0.077，修正復(fù)相關(guān)系數(shù)aR 2 =0.073,均方差根為3.671209。從Anova （方差分析）表來看，總離差平方和S =6644.552，回歸平方和s =512.164,殘差平方和s =6132.388;F=19.000,且Sig=0.000，說明無論取以=0.05或以=0.1，回歸方程都具有顯 e著性。從系數(shù)表來看，該回歸方程為z=80.922+0.173工+0.067 x，常數(shù)項及x都通過了丁檢驗，而x未通過T （即t2）檢驗，所以剔除x，然后再對因變量y 211和自變量x2進行回歸分析如下:模型匯總模型RR方調(diào)整R

32、方標準估計的誤 差1.276a.076.0743.669398a.預(yù)測變量：（常量），x2。Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸504.7501504.75037.488.000a殘差6139.80245613.464總計6644.552457a.預(yù)測變量：（常量），x2。b.因變量：z2008系數(shù)a模型非標準化系數(shù)標準系數(shù)tSig.B標準誤差試用版1（常量）82.123.679120.907.000 x2.058.009.2766.123.000a.因變量：z2008從模型匯總表來看，復(fù)相關(guān)系數(shù)R 2 =0.105，修正復(fù)相關(guān)系數(shù)aR 2 =0.086,均方差根為3.655748。

33、從Anova（方差分析）表來看，總離差平方和s =1388.872，回歸平方和s =145.974,殘差平方和s =1242.898;F=5.461,且Sig=0.0060.05，說明無論取以=0.05或以=0.1，回歸方程都具 有顯著性。從系數(shù)表來看，該回歸方程為y =80.315+0.448x +0.069x，常數(shù)項及x都通過了丁檢驗，13122而七（t0.1）未通過T檢驗，所以剔除七，然后再對因變量尸和自變量七進行回歸分析如下：具有代表性和廣泛性的13專業(yè)的選題開題與論文得分相關(guān)性的回歸分析：模型匯總模型RR方調(diào)整R方標準估計的誤 差1.324a.105.0863.655748a.預(yù)測變

34、量：（常量），x2, x1。Anovab模型平方和df均方FSig.1回歸145.974272.9875.461.006a殘差1242.8989313.364總計1388.87295a.預(yù)測變量：（常量），x2, x1。系數(shù)a模型非標準化系數(shù)標準系數(shù)tSig.B標準誤差試用版1（常量）80.3152.35634.096.000 x1.448.560.082.801.425x2.069.021.3383.301.001a. 因變量：y13從模型匯總表來看，復(fù)相關(guān)系數(shù)R 2 =0.105，修正復(fù)相關(guān)系數(shù)aR 2 =0.086,均方差根為3.655748。從Anova（方差分析）表來看，總離差平方和

35、S =1388.872，回歸平方和S =145.974,殘差平方和s =1242.898;F=5.461,且Sig=0.0060.05，說明無論取以=0.05或以=0.1，回歸方程都具 有顯著性。從系數(shù)表來看，該回歸方程為y =80.315+0.448工+0.069，常數(shù)項及x都通過了丁檢驗，13122而七（t0.1）未通過T檢驗，所以剔除七，然后再對因變量尸和自變量x 2進行回歸分 析如下：13專業(yè)（即y 13）的各類回歸分析圖如下：95.000-90.000-85.000-80.DOO-75.000=yl 3潮 軸。在這其中，我們將專業(yè)論文數(shù)不大于2的專業(yè)剔除掉，得到圖表如下：1-11專業(yè)

36、初審復(fù)審對比0.80.60.40.20初審1-11專業(yè)初審復(fù)審對比0.80.60.40.20初審1213141516171819202112-21專業(yè)初審復(fù)審對比圖22-33專業(yè)初審復(fù)審對比圖由以上圖表顯示的內(nèi)容可以得到，復(fù)審后的論文從每年分數(shù)分布的角度講，總體上呈 現(xiàn)高分少于初審時的高分而低分多于初審時低分的趨勢，從優(yōu)秀論文所占比例的角度講，總 體上呈現(xiàn)優(yōu)秀論文所占比例低于初審時優(yōu)秀論文所占比例。我們認為復(fù)審的分數(shù)與初審的分數(shù)比值可以作為培養(yǎng)質(zhì)量的量度，比值越高，培養(yǎng)質(zhì) 量越高。因為初審是在本校完成，本校老師在評判時會存在主觀因素，而導(dǎo)致打分較高，復(fù) 審是在外校完成的，結(jié)果更具有客觀性。我們認為，本校老師在評判時應(yīng)當遵循客觀事實，而且初審時，可以由一位本校老師 和一位外校老師共同評審。七、模型檢驗問題1運用主觀賦權(quán)法將選題指標量化，而且也用層次分析法將開題指標進行量化，從 而利用權(quán)重系數(shù)得出了對于2006、2007、2008年選題與開題的結(jié)果，即總體評價，