Общая психодиогностика



Download 2,85 Mb.
Pdf ko'rish
bet31/91
Sana26.02.2022
Hajmi2,85 Mb.
#471582
1   ...   27   28   29   30   31   32   33   34   ...   91
Bog'liq
Бодалев А.А. Столин В.В. Общая психодиагностика (2000)

n
k
X
n





)
1
(
)
1
(
2
1
(3.2.10) 
где 
2
1

n
X
- эмпирическое значение статистики % квадрат с п-1 степенью свободы; 
k - количество пунктов теста; 
n - количество испытуемых;. 
a
- надежность. 
Формулы (3.2.8) и (3.2.9) позволяют оценить взаимную согласованность пунктов теста, ис-
пользуя при этом только подсчет дисперсий. Однако коэффициенты а и KR
2I>
позволяют оценить 
и среднюю корреляцию между 
i
-м и 
j
-м произвольными пунктами теста, так как связаны с этой 
средней корреляцией следующей формулой: 
ij
ij
r
k
r
k
a
)
1
(
1



11) 
где 
ij
r
- средняя корреляция между пунктами теста. Легко увидеть идентичность формулы 
(3.2.11) обобщенной формуле Спирмена - Брауна, позволяющей прогнозировать повышения син-
хронной надежности теста с увеличением количества пунктов теста в k раз (Аванесов В. С., 1982, 
с. 121). Из этой формулы видно, что при больших k малое значение 
ij
r
может сочетаться с высо-
кой надежностью. Пусть 
ij
r
= 0,1, a k =100, тогда по формуле (3.2.11) 
91
,
0
9
,
10
10
1
,
0
99
1
1
,
0
100






a
Широкое распространение компьютерных программ факторного анализа для исследования 
взаимоотношений между пунктами теста (по одномоментным данным) привело к обоснованию 
еще одной достаточно эффективной формулы надежности теста, которой легко воспользоваться, 
получив стандартную распечатку компьютерных результатов факторного анализа по методу 
главных компонент: 









1
1
1
1


k
k
(3.2.12) 
где 
θ
- коэффициент, получивший название тета-надежности теста;
k - количество пунктов теста;
λ
1
- наибольшее значение характеристического корня матрицы 
интеркорреляций пунктов (наибольшее собственное значение, или абсолютный вес первой 
главной компоненты). 
Как и предыдущие формулы, формула (3.2.12) также относится к оценке надежности теста, 


66 
направленного на измерение одной характеристики. Но, кроме того, она применима и для мно-
гофакторного теста, хотя и нуждается в пересчете после первоначального отбора пунктов, реле-
вантных фактору (после того, как на основании многофакторного анализа отобраны пункты по 
одному фактору, снова проводится факторный анализ - только для этих отобранных пунктов). 
Надежность отдельных пунктов теста. Надежность теста обеспечивается надежностью 
пунктов, из которых он состоит. Чтобы повысить ретестовую надежность теста в целом, надо 
отобрать из исходного набора пунктов, апробируемых в пилотажных психометрических экспе-
риментах, такие пункты, на которые испытуемые дают устойчивые ответы. Для дихотомических 
пунктов (типа «решил - не решил», «да - нет») устойчивость удобно измерять с использованием 
четырехклеточной матрицы сопряженности: 
Тест 1 
Да Нет 
Да
Тест 2 
Нет 
Здесь в клеточке а суммируются ответы «Да», данные испытуемым при первом и втором 
тестировании, в клеточке b - число случаев, когда испытуемый при первом тестировании отвечал 
«Да», а при втором - «Нет» и т. д. В качестве меры корреляции вычисляется фи-коэффициент: 
)
)(
)(
)(
(
d
b
c
a
d
c
b
a
bc
ad







(3.2.13) 
Как известно, значимость фи-коэффициента определяется с по мощью критерия хи-квадрат: 
n
X
2
2
1


(3.2.14) 
Если вычисленное значение хи-квадрат выше табличного с одной степенью свободы, то ну-
левая гипотеза (о нулевой устойчивости) отвергается. Удобство использования фи-коэффициента 
состоит в том, что он одновременно оценивает степень оптимальности данного пункта теста по 
силе (трудности): фи-коэффициент оказывается тем меньшим, чем сильнее частота ответов «да» 
отличается от частоты ответа «нет». 
Кроме того, сама четырехклеточная матрица позволяет проследить возможную несиммет-
ричность в устойчивости ответов «да» и «нет» (это важнее для задач, чем для вопросов: напри-
мер, может оказаться, что все испытуемые, уже решившие однажды данную задачу, решают ее 
при повторном тестировании; это наводит на мысль о том, что при втором тестировании проис-
ходит сбережение опыта, приобретенного при первом тестировании). Выявленные в результате 
такого анализа неустойчивые и неинформативные (слишком сильные или слишком слабые) 
пункты должны быть исключены из теста. Пункты следует считать недостаточно устойчивыми, 
если на репрезентативной выборке величина 


1
превышает 0,71. При этом φ< 0,5. 
Для тходной пилотажной батареи пунктов отбросить те, которые плохо согласованы с остальными
1
. В 
отсутствие компьютера согласованность для пунктов также очень просто определяется с помо-
1
В ряде пособий показатель согласованности для пунктов называется дискриминативностью пунктов (Гайда В. К., 
Захаров В П., 1982). 






67 
щью четырехклеточной матрицы. В этом случае в первом столбце суммируются ответы испыту-
емых из «высокой».группы (пр величине суммарного балла), во втором столбце - из «низкой». 
Высокая Низкая 
Да
Нет
При нормальном распределении частот суммарных баллов «высокая» и «низкая» группы 
отсекаются справа и слева 27%-ными маргинальными квантилями (рис. 8). 
Для оценки согласованности с суммарным баллом применяется полная
1
или упрощенная 
формула фи-коэффициента: 
)
*
(
1
2
1
i
i
P
N
P
P
a
i





(3.2.15)
2
где 
i
P
- количество ответов «верно» («да») на 
i
-й пункт теста; 
N* - сумма всех элементов матрицы; 
N* = n • 0,54 где n - объём выборки; 
P
i
= а + b - При включении в эстремальную группу 1/3 выборки
N* = 0,66 • n. 

Download 2,85 Mb.

Do'stlaringiz bilan baham:
1   ...   27   28   29   30   31   32   33   34   ...   91




Ma'lumotlar bazasi mualliflik huquqi bilan himoyalangan ©hozir.org 2024
ma'muriyatiga murojaat qiling

kiriting | ro'yxatdan o'tish
    Bosh sahifa
юртда тантана
Боғда битган
Бугун юртда
Эшитганлар жилманглар
Эшитмадим деманглар
битган бодомлар
Yangiariq tumani
qitish marakazi
Raqamli texnologiyalar
ilishida muhokamadan
tasdiqqa tavsiya
tavsiya etilgan
iqtisodiyot kafedrasi
steiermarkischen landesregierung
asarlaringizni yuboring
o'zingizning asarlaringizni
Iltimos faqat
faqat o'zingizning
steierm rkischen
landesregierung fachabteilung
rkischen landesregierung
hamshira loyihasi
loyihasi mavsum
faolyatining oqibatlari
asosiy adabiyotlar
fakulteti ahborot
ahborot havfsizligi
havfsizligi kafedrasi
fanidan bo’yicha
fakulteti iqtisodiyot
boshqaruv fakulteti
chiqarishda boshqaruv
ishlab chiqarishda
iqtisodiyot fakultet
multiservis tarmoqlari
fanidan asosiy
Uzbek fanidan
mavzulari potok
asosidagi multiservis
'aliyyil a'ziym
billahil 'aliyyil
illaa billahil
quvvata illaa
falah' deganida
Kompyuter savodxonligi
bo’yicha mustaqil
'alal falah'
Hayya 'alal
'alas soloh
Hayya 'alas
mavsum boyicha


yuklab olish