Общая психодиогностика

n
n
d
p
i
, 
(3.2.6) 
где d
i
— разность рангов /-го испытуемого в первом и втором ранговом ряду.
С помощью компьютера определяется более надежный коэффициент ранговой корреляции 
Кендалла (1975). 

---

64 
2. Надежность- согласованность (одномоментная надежность). 
Эта разновидность надежности не зависит от устойчивости, имеет особую содержательную 
и операциональную природу. Простейшим способ ее измерения 
СОСТОИТЕ 
коррелировании па-
раллельных форм теста (Анастази Д., 1982, кн. 1,с. 106). Чаще всего параллельные формы теста 
получают расщеплением составного теста на «четную» и «нечетную» половины: к первой отно-
сятся четные пункты, ко второй - нечетные. По каждой половине рассчитываются суммарные 
баллы и между двумя рядами баллов по испытуемым определяются допустимые (с учетом уров-
ня измерения) коэффициенты корреляции. Если параллельные тесты не нормализованы, то пред-
почтительнее использовать ранговую корреляцию. При таком расщеплении получается коэффи-
циент, относящийся к половинам теста. Для того чтобы найти надежность целого теста пользу-
ются формулой Спирмена - Брауна: 
x
x
xx
r
r
r


1
2
(3.2.7) 
где r
x
- эмпирически рассчитанная корреляция для половин. 
Делить тест на две половины можно разными способами, и каждый раз получаются не-
сколько разные коэффициенты (Аванесов В. С., 1982, с. 122), поэтому в психометрике существу-
ет способ оценки синхронной надежности, который соответствует разбиению теста на такое ко-
личество частей, сколько в нем отдельных пунктов. Такова формула Кронбаха: 

















2
1
2
1
1
x
j
j
j
S
S
k
k
a
(3.2.8) 
где а - коэффициент Кронбаха; 
k- количество пунктов теста;
2
j
S
- дисперсия по 
j
-му пункту теста;
2
x
S
- дисперсия суммарных баллов по всему тесту. 
Обратите внимание на структурное подобие формулы Кронбаха (3.2.2) и формулы Рюлона 
(3.2.8). 
Несколько раньше была получена формула Кьюдера - Ричардсона, аналогичная формуле 
Кронбаха для частного случая - когда ответы на каждый пункт теста интерпретируются как ди-
хотомические переменные с двумя значениями (1 и 0): 

















2
1
2
20
1
x
k
j
j
j
x
S
q
p
S
k
k
KR
(3.2.9) 
где KR
20
- традиционное обозначение получаемого коэффициента;
j
j
q
p
-дисперсия 
i
-и дихотомической переменной, какой является 

---

65 
i
-й пункт теста; р = 
n
верно
N
)
»
«
(
, 
q
= 1 - 
p
В 1957 г. Дж. Ките предложил следующий критерий для оценки статистической значимости 
коэффициента 
a
: 
a
a
k