Capture249

on następującą postać:

r„ ~

gdzie:

n

PU'

. możliwe jest przeprowadzenie tylko ,0 ^

W widu sy^|uacJ“" _na połowy Dość    "

iłem. TcM il/«dnn> "•'    _{|c ob}i,cxamy wyniki z obu połówek,

pozycje P*^" ' fL.ymany wynik jest współczynnikiem r/<t , I relację między ^nimi TT ;_nnik rzetelności dla połowy ^U'^slu    I

_wv testu Maj* ^wsp°‘ . ^ r:iteco testu, stosuje wzór Speumu-ufc. 1

wlpńtczynnli rzrfdnofc. da

<Xł

gd/.ie jest rzetelnością połowy ^{,c5,u Jcieli na} pr/ykład r_K, = ns.n ... Wzór Spearmana-Browna pozwala oszacować rzetelność całego testu vt_M ... śla. jaka byłaby rzetelność, gdyby każda z połówek testu była dua _rj/, ^/ Metody połówkowej nic należy stosować, jeżeli test wykonywam ,    1

Jest rzeczą oczywistą, ze gdy test zawiera pozycje łatwe, a osołn h*L.-_: zadanie podać odpowiedź nu jak największą liczbę pozycji w ogranie/., wówczas jeżeli wszystkie bądź prawie wszystkie odpowiedzi są prawic . J obu połówek są mniej więcej takie same i korelacja okazuje się bliskj , Metodę określaniu współczynnika rzetelności za pomocą statyw,¹,. . zależność między testem a jego pozycjami opracowali Ruder 1 Ri.hci, -Wiele testów psychologicznych składa się z pozycji o wynikach /dwV - I nych. Osoba badana podaje odpowiedź właściwą bądź niewłaściwą o._;-.. właściwej przypisuje się punktację 1. a odpowiedzi niewłaściwej0 \\y\_r jest liczba pozycji, na które osoba badana podała odpowiedź wlav.A₄ •• osób. które w pozycji 1 podały odpowiedź właściwą, oznac/anr. syr.s. proporcję osób. które podały odpowiedź niewłaściwą, symbolem </, cJ/,:

- p, Oszacowanie rzetelności wyrażone jest wzorem:

- Im

n - I

—    liczba pozycji.

—    wariancja wyników testu zdefiniowana jako I-.Y V

—    iloczyn proporcji odpowiedzi właściwych 1 nicwLs

„    h*/ycji.

£ p, q_Ł — suma tych iloczynów dla n pozycji

Wzór ten określa się często mianem wzoru 20. Kudcm-Richardsonj W'? . r_u obliczony według tego wzoru przyjmuje wartości od 0 do 1 Jeżeli o - ■

podają odpowiedzi losowo, to wartość oczekiwana .v; równa jest Ypj -    |

oczekiwana r_M równa jest 0. Jeżeli między wszystkimi pozycjami u- :l korelacja doskonała, co może mieć miejsce tylko wówczas, gdy wszystkie sam stopień trudności, to r„ = 1.

Jeżeli wi/.ystkic założenia leżące domyślnie u podłoża metody połówkowej są spełnione. «o metoda u oraz wzór 2/) Rudera-R.chardonu dają .demyc/ne wsrnki Założenia ic wszakże w praktyce bard//, rzadko bywj„ vpdmo« wkc rmęrfzy współczynnikami otrzymywanymi tymi dwiema metodami występują różnice Jedną i trudności, jakie wią/ą się z metodą połówkową, jest to. ze test można podzielić na pół na bardzo wicie rozmaitych sposobów, za każdym razem otrzymując mną

wartość

^ir Można wykazać, że jeżeli test pod/tchmy na połow, na wv/vitkie możliwe sposoby, wartość średnia wszystkich współc/.ynmków rzetelności otrzymanych metodą połówkową, z zastosowaniem poprawki Spcamuna-Browna. równa jest wartości współczynnika otrzymanej według wzoru 20 Kudera-Richardvma Współczynnik ten ma jedną wartość dla każdego konkretnego testu

Wzór 20. Kudera-Richardsona jest miarą zgodności wewnętrznej, inaczej — jednorodności bądź skalował noki materiału testowego W tym kontekście terminy te można uznać za równoznaczne Gdy pozycje testu są u sobą silnie wzajemnie skorelowane i w znacznym stopniu są miarami tej samej cechy, wówczas współczynnik rzetelności jest wysoki. Natomiast gdy korelacje wzajemne są słabe — czy to dlatego, że poszczególne pozycje mierzą inne cechy, czy tez wskutek błędu — współczynnik rzetelności jest niski

Wzór 20. Rudera-Richardsona można stosować wobec testów dopuszczających więcej niż dwie kategorie odpowiedzi Kwestionariusze osobowości, testy zainteresowań. a także skale postaw często mają trzy lub więcej kategorii Spowiedzi Zwróćmy uwagę, żc przy pozycjach o wynikach zdychotomizowanych p//. jest

a

wariancją pozycji sp. a £/>.</, = £• czyli sumie wariancji poszczególnych

pozycji. Przy pozycjach mających więcej niż dwie kategorie odpowiedzi, z których

każdej przypisujemy wagę. możemy obliczyć wariancję każdej pozycji 1 ich sumę

*

podstawić do wzoru 20. Kudcra-Ricbardsona na £ P/ł, Rozważmy test złozony z

**1

twierdzeń, do których osoba badana ma się ustosunkować, podając odpowiedz ..zgadzam się". ..nie zgadzam się" lub ..nie mam zdania Niech />,. p? i Pt będą proporcjami osób podających ic trzy kategone odpowiedzą Jeżeli kategoriom tym przypiszemy wagi 3. 2. 1 lub >1. 0 -1 bądź tez jeszcze jaki> inny system wag. możemy obliczyć wariancje pozycji. Wariancje te następnie dodajemy do siebie 1

otrzymaną sumę podstawiamy do £ PM, Wielkość H jest oczywiście wariancja

wyników otrzymanych przez dodanie do 'iebic wag przypisanych poszczególnym

pozycjom.    . ,    . . .

Prz.v założeniu, źc wszystkie pozycje tcMu mają jednakowy stopień trudności.

możemy otrzymać prostszą postać wzoru 20 Kudcra-Rtchardsona. przeznaczoną dla pozycji o wynikach zdychotomizowanych Wzór ten możemy zapisać następująco:

495