Entrance assessment in physics at a medical university as a tool for initial pedagogical diagnostics

• Aleksandr A. Krivushin
• Oksana A. Milovanova
• Nataliya V. Doroshina

Abstract

Background. Entrance assessment at a medical university may serve not only an evaluative but also a diagnostic function, enabling the identification of heterogeneity in students’ baseline preparation and of learners who may require early pedagogical support. For the discipline of Physics, this task is particularly relevant in the first year, since differences in pre-university science preparation may hinder subsequent mastery of the biophysical foundations of diagnostics, treatment, and medical equipment operation.

Objective. To evaluate the possibilities and limitations of entrance testing in physics among first-year students enrolled in specialty 31.05.01 “General Medicine” as a tool for initial pedagogical diagnostics.

Material and methods. A retrospective descriptive-analytical study of entrance physics testing results was conducted for 2020, 2022, 2023, 2024, and 2025. Testing was administered electronically using an item bank, random item selection, and randomized answer options. After exclusion of aggregated service records, the final dataset comprised 1,103 entries. The total score, year of testing, and test variant were analyzed. Descriptive statistics, one-way analysis of variance (ANOVA), Scheffé post-hoc test, Pearson’s χ² test, and effect size calculation (η²) were used. A score below 60 points was considered a conditional operational criterion for low baseline performance.

Results. The mean score across the entire dataset was 77.6±0.7. The proportion of students scoring below 60 points was 12.1%, allowing this subgroup to be considered a group of students at potential academic risk. Across the years, mean scores increased relative to the baseline year, from 72.2±1.0 points in 2020 to 78.5±1.2 points in 2025; the proportion of scores below 60 points decreased from 13.9 to 7.6%. Statistically significant differences were found between test variants: the mean score was 77.2±0.7 for variant 1, 72.5±0.8 for variant 2, and 79.3±0.8 for variant 3 (p<0.0001). Variant 2 was associated with significantly lower results compared with variants 1 and 3, with a small effect size (η²=0.04).

Conclusion. Entrance assessment in physics can be used as a tool for initial pedagogical diagnostics and early identification of students at potential pedagogical risk. Correct interpretation of the results depends on the comparability of test variants, the quality of the measurement instrument, and standardization of administration conditions. The findings indicate the need for content review and statistical calibration of test variants, as well as the use of entrance assessment results for planning adaptive pedagogical support. A promising direction for further work is to analyze the relationship between entrance assessment results and students’ subsequent academic trajectories.

Keywords:medical education; entrance assessment; physics; pedagogical diagnostics; first-year students; testing; academic risk group; validity; medical university

Стартовая неоднородность подготовки особенно заметна на I курсе медицинского вуза, когда дисциплины начального этапа обучения выявляют различия в довузовской подготовке студентов. Для физики эта проблема имеет особое значение: в медицинском образовании она не ограничивается общеобразовательной функцией, а служит основой для понимания биофизических процессов, физических принципов диагностики и лечения, а также работы медицинской аппаратуры. Поэтому входной контроль по физике позволяет оценить не только объем остаточных школьных знаний, но и неоднородность естественно-научной подготовки, способную затруднять дальнейшее обучение [1-3].

Педагогическая значимость входной диагностики состоит в том, что она позволяет оценить структуру академической группы, выявить студентов с потенциально уязвимой образовательной траекторией и определить необходимость ранней поддержки [4]. При этом низкий результат входного контроля не следует автоматически трактовать как признак слабой учебной мотивации, поскольку в настоящем исследовании мотивация специально не измерялась [5-7].

Сходная логика рассматривается и в международной литературе по диагностическому оцениванию первокурсников. Стартовые диагностические процедуры используются для оценки уровня знаний при поступлении, выявления зон высокого и низкого результата и планирования поддержки на начальном этапе университетского обучения [8]. В этом контексте входной контроль по физике может рассматриваться не как формальная процедура начала курса, а как элемент внутренней педагогической диагностики, позволяющий соотнести стартовый уровень подготовки первокурсников с требованиями образовательной программы по специальности 31.05.01 "Лечебное дело".

Тестирование удобно для входной диагностики, поскольку позволяет быстро получить данные о стартовом уровне подготовки больших контингентов обучающихся. Вместе с тем тестовая форма надежнее фиксирует освоение определенного содержания, чем глубину понимания, логику рассуждения и способность к развернутому объяснению. Поэтому тестирование целесообразно рассматривать как инструмент первичного скрининга и один из элементов системы контроля, но не как самодостаточную форму оценки подготовленности студента [9].

Диагностическая ценность входного тестирования определяется не самим фактом его проведения, а качеством измерительного инструмента и условиями процедуры. Для корректной интерпретации результатов необходимо учитывать валидность, надежность, содержательное покрытие, трудность заданий, сопоставимость вариантов теста и соответствие инструмента целевой группе обучающихся [10, 11]. Если варианты различаются по сложности, итоговый балл может отражать не только стартовый уровень подготовки студентов, но и свойства самого инструмента, что повышает риск ошибочного выделения или пропуска студентов группы педагогического риска.

Дополнительные ограничения связаны с цифровой образовательной средой: при выполнении тестирования на личных устройствах и потенциально неодинаковом доступе к внешним ресурсам усложняется обеспечение единых условий контроля. Поэтому диагностическая состоятельность входного контроля зависит не только от содержания заданий, но и от стандартизации организационных условий его проведения.

Таким образом, диагностическая значимость входного контроля по физике не является самоочевидной: она зависит от качества тестового инструмента, эквивалентности вариантов и стандартизации процедуры. В связи с этим цель исследования - оценить возможности и ограничения входного тестирования по физике у студентов I курса специальности 31.05.01 "Лечебное дело" как инструмента первичной педагогической диагностики. В фокусе анализа находятся распределение результатов входного контроля в многолетнем массиве данных, доля студентов с низкими стартовыми показателями, различия между вариантами теста и динамика результатов по годам наблюдения.

Материал и методы

Проведено ретроспективное описательно-аналитическое исследование результатов входного тестирования по физике у студентов I курса специальности 31.05.01 "Лечебное дело". В анализ включены обезличенные выгрузки результатов входного контроля за 2020, 2022, 2023, 2024 и 2025 гг. После исключения агрегированных служебных строк итоговый массив составил 1103 записи. Результаты оценивали по шкале от 0 до 100 баллов.

Входное тестирование проводили в электронной форме с использованием банка заданий, случайной выдачи вопросов и перемешивания вариантов ответа. В исходной выгрузке фиксировались итоговый балл, год проведения, номер варианта теста и время выполнения; поответные данные по отдельным заданиям в анализируемом массиве отсутствовали.

Основной анализируемой переменной являлся итоговый балл тестирования. Дополнительно учитывали год проведения, номер варианта теста и время выполнения. Показатель времени использовался только как описательная характеристика процедуры и не рассматривался как основание для причинных интерпретаций. Результат ниже 60 баллов рассматривался как условный операциональный критерий низкого стартового результата; при этом в используемой системе тестирования минимальный проходной уровень, как правило, соответствует 70 баллам.

Статистическая обработка данных проводилась с использованием пакета прикладных программ Statistica 12.0 (StatSoft, USA). Анализ включал расчет описательных показателей распределения результатов, сравнение средних значений по вариантам теста, оценку динамики по годам наблюдения и расчет размеров эффекта. Для проверки устойчивости выводов дополнительно анализировалась подвыборка участников с единственной записью технического идентификатора.

Характер распределения в сравниваемых выборках оценивали визуально с использованием Q-Q-графиков и гистограмм. С учетом объема выборок по годам и вариантам теста (n=144-446) формальные тесты на нормальность не применялись. По данным визуальной оценки выраженных выбросов и грубых отклонений от нормального распределения выявлено не было; на отдельных гистограммах отмечалась незначительная асимметрия. Это позволило рассматривать распределения как приближенные к нормальному и использовать параметрические методы анализа. Данные описательной статистики каждой выборки представлены в виде ±SE, где - среднее значение, SE - стандартная ошибка среднего. Для сравнения средних значений нескольких независимых выборок применяли однофакторный дисперсионный анализ ANOVA. Гомогенность дисперсий предварительно оценивали с помощью критерия Левена. Для сравнения долей в нескольких выборках применяли χ²-критерий Пирсона. Критический уровень значимости p при проверке статистических гипотез принимали равным 0,05.

Исследование имело ограничение, связанное со структурой исходных данных: поответные данные по отдельным заданиям в анализируемом массиве отсутствовали, а их восстановление и анализ требовали бы отдельного исследования. Поэтому предметом настоящей работы стали интегральные результаты входного контроля, их вариативность и различия между вариантами теста. Трудность отдельных заданий, их психометрические характеристики, внутренняя структура теста и тематическая структура ошибок в данном исследовании не оценивались.

Анализ выполнялся на обезличенных данных. Персональные сведения студентов не использовались для индивидуальной оценки или аттестационных решений.

Результаты

В анализ были включены 1103 результата входного тестирования по физике. В целом по массиву среднее значение со стандартной ошибкой составило 77,6±0,7, диапазон значений - от 0 до 100. При укрупненной группировке результатов 2,8% студентов набрали 0-39 баллов, 9,3% - 40-59 баллов, 38,8% - 60-79 баллов и 49,1% - 80-100 баллов. Следовательно, доля обучающихся с результатом ниже 60 баллов, рассматриваемым в логике исследования как условный порог педагогического риска, составила 12,1%.

Распределение итоговых баллов по годам наблюдения представлено в табл. 1 и на рис. 1. Средние значения результатов входного контроля увеличивались от 72,2±1,0 балла в 2020 г. до 78,5±1,2 балла в 2025 г. Одновременно доля студентов, набравших менее 60 баллов, уменьшалась с 13,9% в 2020 г. до 7,6% в 2025 г.

Визуализация средних значений итогового балла по годам представлена на рис. 1.

Тест Левена не выявил статистически значимого нарушения гомогенности дисперсий (F=1,1408, p=0,3357), что позволило использовать однофакторный дисперсионный анализ.

По результатам ANOVA были выявлены статистически значимые различия средних значений итогового балла между годами наблюдения (p=0,00017). Апостериорный тест Шеффе показал, что значимые различия были связаны преимущественно с более низкими результатами 2020 г.: показатели 2023, 2024 и 2025 гг. были статистически значимо выше, чем в 2020 г. Различия между последующими годами статистической значимости не достигали. Следовательно, выявленная динамика отражает повышение средних результатов относительно начального года наблюдения, однако не свидетельствует о равномерном ежегодном росте показателей.

Размер эффекта составил η²=0,02, что соответствует малому эффекту и указывает на ограниченную практическую выраженность межгодовых различий. Вместе с тем доля результатов ниже 60 баллов также статистически значимо различалась по годам наблюдения (χ²-критерий Пирсона; p=0,03871), что указывает на различия в структуре распределения результатов за период наблюдения.

Сопоставление результатов по трем вариантам теста выявило статистически значимые различия средних итоговых баллов. Результаты сравнительного анализа представлены в табл. 2 и на рис. 2.

Средний итоговый балл по варианту 1 составил 77,2±0,7, по варианту 2 - 72,5±0,8, по варианту 3 - 79,3±0,8. Тест Левена не выявил статистически значимого нарушения гомогенности дисперсий между вариантами теста (F=2,5302; p=0,0801). По результатам однофакторного дисперсионного анализа различия между вариантами были статистически значимыми (p<0,0001).

Апостериорный тест Шеффе выявил статистически значимые различия между вариантами 1 и 2, а также между вариантами 2 и 3. Различия между вариантами 1 и 3 статистической значимости не достигали. Полученные данные указывают на неэквивалентность вариантов теста по уровню трудности: вариант 2 ассоци­ировался со статистически значимо более низкими средними результатами по сравнению с вариантами 1 и 3. Следовательно, при диагностическом использовании входного контроля необходимо учитывать возможное влияние варианта теста на итоговый балл.

Размер эффекта составил η²=0,04, что указывает на небольшой, но методически значимый вклад фактора варианта теста в вариативность итогового балла.

Обсуждение

Полученные результаты подтверждают значение входного контроля по физике как инструмента первичной педагогической диагностики. При относительно высоком среднем балле в исследованном массиве 12,1% студентов имели результат ниже условного порога 60 баллов. Поэтому педагогически значимым является не только средний результат группы, но и внутренняя неоднородность потока: распределение баллов позволяет выявить студентов, которым уже в начале курса может потребоваться дополнительное внимание и поддержка.

Наиболее существенным методическим результатом стало выявление неэквивалентности вариантов теста: вариант 2 был связан со статистически значимо более низкими результатами по сравнению с вариантами 1 и 3, причем это соотношение сохранялось при дополнительной проверке на массиве записей без повторяющихся технических идентификаторов. Для входной диагностики такой эффект принципиален, поскольку итоговый балл может зависеть не только от подготовки студента, но и от предложенного варианта теста. Это создает риск диагностических искажений: более трудный вариант может необоснованно расширять группу педагогического риска, а более легкий - сглаживать реальные дефициты. Поэтому сопоставимость вариантов следует рассматривать как базовое условие корректной педагогической интерпретации результатов.

Повышение средних результатов по годам также требует осторожной интерпретации. Несмотря на снижение доли студентов с результатами менее 60 баллов, выявленные различия между вариантами теста не позволяют однозначно связывать межгодовую динамику только с улучшением исходной подготовки. Кроме того, отсутствие поответных данных не позволяет определить, какие содержательные компоненты теста внесли наибольший вклад в различия между годами и вариантами. Поэтому корректнее говорить о повышении средних значений в имеющемся массиве данных при сохраняющейся вариативности результатов.

Условия проведения входного контроля в цифровой образовательной среде также ограничивают интерпретацию результатов. Настоящее исследование не позволяет делать причинные выводы о влиянии личных устройств, доступа к интернет-ресурсам или внешней цифровой помощи на итоговые баллы. Однако при неодинаковых условиях выполнения теста снижается уверенность в сопоставимости результатов. Поэтому для входного контроля важны не только содержательная корректность заданий, но и стандартизация процедуры: единый регламент, контролируемые устройства или компьютерные классы, ограничение доступа к внешним ресурсам и регулярная проверка сопоставимости вариантов [12, 13].

Отсутствие поответных данных ограничивает глубину интерпретации полученных результатов. В настоящей работе не оценивались трудность отдельных заданий, их психометрические характеристики, внутренняя структура теста и тематические дефициты подготовки студентов. Поэтому результаты позволяют судить прежде всего об интегральном уровне стартовой подготовки и неоднородности потока, но не о содержательной структуре пробелов по отдельным разделам физики. Поответный анализ имеет самостоятельную ценность, однако требует отдельного исследования и иного аналитического фокуса.

Связь результатов входного контроля с последующими контрольными точками и итоговой аттестацией требует отдельного рассмотрения. В настоящей статье эти данные специально не анализируются, поскольку основной фокус работы связан с оценкой входного контроля как инструмента первичной педагогической диагностики. Анализ дальнейшей академической траектории студентов позволит уточнить прогностическую значимость низких стартовых результатов и возможности их использования для раннего педагогического сопровождения. Такая постановка задачи соответствует логике образовательной аналитики и систем раннего предупреждения, где данные раннего этапа обучения используются для выявления студентов группы риска и своевременной организации поддержки [14, 15].

Практическое использование результатов входного контроля должно быть адаптационным, а не карательным. В исследованиях образовательной аналитики подчеркивается, что анализ учебных данных имеет наибольшую педагогическую ценность в том случае, когда он связан с обратной связью и поддерживающими действиями [16]. В данном случае это может включать краткий повторительный модуль в начале семестра, ориентированный на элементы подготовки, без которых дальнейшее освоение курса особенно затрудняется: систему СИ и перевод величин, чтение графиков, базовые количественные зависимости и элементарные расчетные навыки. Такая работа не подменяет основное содержание дисциплины, но снижает риск перехода стартовых предметных дефицитов в устойчивые академические трудности.

Заключение

Проведенный анализ показывает, что входной контроль по физике у студентов I курса медицинского вуза может использоваться как инструмент первичной педагогической диагностики. Несмотря на относительно благоприятный общий уровень результатов, 12,1% обучающихся имели показатели ниже условного порога 60 баллов, что позволяет рассматривать их как группу потенциального педагогического риска.

Наиболее существенным методическим результатом стало выявление неэквивалентности вариантов теста: вариант 2 ассоциировался со статистически значимо более низкими результатами по сравнению с вариантами 1 и 3. Следовательно, интерпретация итоговых баллов должна учитывать свойства измерительного инструмента, а сопоставимость вариантов является необходимым условием корректных педагогических решений.

Диагностическая состоятельность входного тестирования определяется не только содержанием заданий, но и условиями его проведения. Поэтому входной контроль по физике целесообразно использовать как часть адаптационной педагогической работы при условии стандартизации процедуры, калибровки вариантов теста и последующего сопровождения студентов с недостаточной стартовой подготовкой. Перспективным направлением продолжения работы является анализ связи входного контроля с дальнейшей академической траекторией студентов.

All articles in our journal are distributed under the CC BY-NC-ND 4.0 (Creative Commons Attribution-NonCommercial-NoDerivatives 4.0 International)