Учебник - общая психодиагностика - 2006 (846296), страница 22

Просмтор этого файла доступен только зарегистрированным пользователям. Но у нас супер быстрая регистрация: достаточно только электронной почты!

Текст из файла (страница 22)

Но, кроме того, она применима и для многофакторного теста, хотя и нуждается в пересчете после первоначального отбора пунктов, релевантных 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 экспериментах, 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 1ДаНетДаНетaBcDТест 2Здесь 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 фикоэффициент:ad  bc(3.2.13)(a  b)(c  d )(a  c)(b  d )105Как известно, значимость фи-коэффициента определяется с помощью критерия хи-квадрат:X 12   2 n(3.2.14)Если вычисленное значение хи-квадрат выше табличного с одной степенью свободы, то нулевая 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 несимметричность в устойчивости ответов «да» и«нет» (это важнее для задач, чем для вопросов: например, 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 происходит сбережение опыта, приобретенного при первом тестировании).

Выявленные в результате такогоанализа неустойчивые и неинформативные (слишком сильные илислишком слабые) пункты должны быть исключены из теста. Пунктыследует считать недостаточно устойчивыми, если на репрезентативнойвыборке величина1   превышает 0,71. При этом φ< 0,5.Для т<?го чтобы повысить одномоментную (синхронную) надежность теста, следует из исходной пилотажной батареи пунктов отбросить те, которые плохо согласованы с остальными1. В отсутствие компьютера согласованность для пунктов также очень просто определяется с помощью четырехклеточной матрицы. В этом случае в первомстолбце суммируются ответы испытуемых из «высокой».группы (првеличине суммарного балла), во втором столбце - из «низкой».ВысокаяНизкая1В ряде пособий показатель согласованности для пунктов называется дискриминативностьюпунктов (Гайда В. К., Захаров В П., 1982).106ДаABНетCDПри 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 применяетсяполная1 или упрощенная формула фи-коэффициента:2a  P1 1i Pi (N * Pi )(3.2.15)2где Pi - количество ответов «верно» («да») на i-й пункт теста;N* - сумма всех элементов матрицы;N* = n • 0,54 где n - объём выборки;Pi = а + b - При включении в эстремальную группу 1/3 выборкиN* = 0,66 • n.Рис. 8.

Квантили «высокой» и «низкой» группы на графике распределения тестовых балловВ некоторых случаях подобный анализ позволяет уточнить ключдля пункта: если пункт получает значимый положительный фи-коэффициент, то ключ определяется значением «+1», если пункт получаетзначимый отрицательный фи-коэффициентзначением «-1». Еслипункт получает незначимый фи-коэфф.ициент, то его целесообразно1Полная формула отличается от формулы (3.2.13) наличием в числителе вычитаемого (а + b + с+d)/2 - поправки с учетом вклада, который i-й пункт вносит в суммарный балл:2Если 2а –Р1< 0, то числитель в формуле (3.2 15) выглядит так: 2а-Р1+1107исключить из теста.При ручных вычислениях фи-коэффициента удобно вначале спомощью формул (3.2.14) и (3.2.15) определить граничное значениезначимого (по модулю) фи-коэффициента. Например, при объеме выборки в 100 человек и уровне значимости р < 0,01 пороговое значение вычисляется так:x 20 , 01n6,63 0.27100(3.2.16)При постоянном использовании компьютера при подсчете суммарных баллов ключ для каждого пункта Q целесообразно определитьв виде самого фи-коэффициента (или другого коэффициента корреляции), определенного при коррелировании ответов на пункт с суммарным баллом.

Тогда тестовый балл подсчитывается по формулеkxi  RijCj ,(3.2.17)j1где хi — суммарный балл i-го испытуемого;Rij -ответ «верно» (+1) или «неверно» (-1) i-го испытуемого наi-й пункт;Сi- ключ для i-го пункта: С = +1 для прямого, С= -1 для обратного.Более чувствительный коэффициент, который также применяется для дихотомических пунктов, - это точечный бисериальный коэффициент корреляции, учитывающий амплитуду отклонения индивидуальных суммарных баллов от среднего балла:r pbi1 n x *  pi xnS x pi qi3.2.18)где  x* - сумма финальных баллов тех индивидов, которые дали утвердительный ответ на i-й пункт теста (решили i-ю задачу);108Sx - стандартное отклонение для суммарных баллов всех индивидов из выборки;pi qi - стандартное отклонение по i-му пункту;x - средний балл по всем пунктам.А.

Анастази относит критерий внутренней согласованности тестак валидности (Анастази А., 1982, кн. 1, с. 143), однако если и можно вданном случае говорить о валидности, то только в смысле особойвнутренней валидности теста. Как правило, слишком высокая согласованность снижает внешнюю валидность теста по критерию (см.раздел 3.3). Если проверяется согласованность пунктов, составленныходним автором (одним коллективом по стандартной инструкции), товыявление достаточного набора согласованных пунктов свидетельствует о внутренней валидности (согласованности) разработанногодиагностического понятия (конструкта).В компьютерных данных факторного анализа аналогом корреляции пункта с суммарным баллом является нагрузка пункта на ведущийфактор («факторная валидность» в терминах А.

Анастази). Если прибегать к геометрическому изображению нагрузки как проекции вектора-пункта на ось-фактор, то структура пунктов хорошо согласованноготеста предстанет в виде пучка векторов, плотно прилегающих к фактору и вытянувшихся вдоль его оси (рис. 9).Рис. 9. Векторная модель соотношения «прямых» и «обратных» эмпирических пунктов с релевантным (измеряемым)фактором и иррелевантными («шумовыми») факторамиПоследовательность действий при проверке надежности:1.

Узнать, существуют ли данные о надежности теста, предпо109лагаемого к использованию, на какой популяции и в какой диагностической ситуации проводилась проверка. Если проверки не было илипризнаки новых популяции и ситуации явно специфичны, провестизаново проверку надежности с учетом указанных ниже возможностей.2.Произвести повторное тестирование на всей выборке стан-дартизации и подсчитать все коэффициенты, как для целого теста, таки для его отдельных пунктов. Анализ полученных коэффициентов позволит понять, насколько пренебрежима ошибка измерения, дает лиданный тест интервальную шкалу (высокий r) или только диагностичен для крайних групп (высокий φ), насколько устойчиво измеряемоесвойство во времени (возможен ли статистический прогноз - проекциятестового балла на будущее), в каких своих пунктах тест менее надежен (анализ этих пунктов позволяет психологически осмыслить содержательный механизм взаимодействия пунктов с испытуемыми).3. Если возможности обследования испытуемых ограниченны,произвести повторное тестирование только на части выборки (не менее 30 испытуемых), подсчитать (вручную) ранговую или четырехклеточную корреляцию для оценки внутренней согласованности и стабильности теста в целом.3.3.

ВАЛИДНОСТЬ ТЕСТОВПроблемы валидизации психологических тестов являются центральными для дифференциальной психометрики, но, к сожалению, досих пор решенными не до конца. Решение этой проблемы зависит неот статистического аппарата, а от уровня развития теоретического аппарата дифференциальной психологии.Валидность и надежность. Валидность (или обоснованность)всякой процедуры измерения состоит в однозначности (устойчивости)получаемых результатов относительно измеряемых свойств объектов,т, е. относительно предмета измерения. Отличие понятия валидностиот надежности измерения удобно раскрывать с помощью различения«объекта» и «предмета» измерения. Надежность - это устойчивостьпроцедуры относительно объектов. Надежность не обязательно предполагает валидность. В психологии довольно часто возникает такаяситуация, когда исследователь вначале предлагает определенную110процедуру измерения, показывает ее надежность -способность устойчиво различать объекты, но вопрос о валидности остается открытым.Если в сенсорной психофизике вопрос о валидности измеренийоказывается в значительной степени затушеванным тем обстоятельством, что простейшие физические стимулы достаточно однозначнодетерминируют измеряемые свойства ощущений, то в дифференциальной психометрике значимость проблемы валидности резко возрастает.

Здесь ситуация подобна той, когда в психофизическом опытеиспытуемому не указывают, по какому именно параметру следуетсравнивать стимулы. Пусть испытуемый А понял инструкцию так, чтостимульные объекты надо сравнивать по весу, а испытуемый Б - поразмеру. Если процедура измерения будет повторена по отношению ктем же объектам, то она даст вполне устойчивые данные относительнообъектов, но не даст валидной информации ни о шкале ощущений«веса», ни о шкале ощущений «размера».При измерении способностей предъявляемый тест отнюдь необязательно актуализирует именно тот психический процесс, которыйпредполагается измерить.

Например, столкнувшись с уже встречавшейся однажды задачей (например, с анаграммой «дзиканпр»), испытуемый может начать запоминать просто то решение, к которому онуже однажды пришел (слово «праздник»), чем заново решать эту задачу. Здесь будет измеряться скорее уровень словесной памяти, чемуровень вербального интеллекта. Точно так же реальная валидностьнекоторых тестов раскрывается только в результате значительногоопыта работы с ними.

Например, доказано, что ряд тестов, внешне выглядящих интеллектуальными, на деле измеряют скорее личностностилевые особенности индивида, чем операциональные возможностиинтеллекта,например,методика«креативногополя»Д.Б.Бо-гоявленской.Устойчивость теста относительно объектов (испытуемых) является необходимым, но не достаточным условием его устойчивости относительно измеряемых атрибутов (свойств) объектов. Надежность является необходимым, но не достаточным условием валидности.

Отсюдавытекает основное соотношение психометрики:валидность ≤ надежность.111Это означает, что валидность теста не может превышать его надежность.Данное соотношение, однако, неверно трактовать как указаниена прямую пропорциональную связь валидности и надежности.

Характеристики

Список файлов книги