Методика складання психологічного опитувальника

[ виправити ] текст може містити помилки, будь ласка перевіряйте перш ніж використовувати.

скачати

ЗМІСТ:
Введення
1. Складання опитувальника
2. Аналіз труднощі завдання
3. Обчислення індексу діскрімінатівності
3.1. Обчислення коефіцієнта дискримінації
3.2. Обчислення індексу дискримінації
4. Визначення надійності тесту
4.1. Визначення надійності цілого тесту
4.2. Визначення надійності частин тесту
5. Визначення валідності тесту
6. Стандартизація показників (z-перетворення оцінок)
7. Визначення асиметрії та ексцесу розподілу
Висновок
Список використаної літератури
Додаток 1
Додаток 2
Додаток 3
Додаток 4
Додаток 5

ВСТУП
В тій чи іншій мірі хвилювання і тривога знайомі кожній людині. Навіть маленькі діти відчувають почуття тривоги, хоча і не завжди усвідомлено. Бувають випадки, коли тривога виконує позитивну функцію - змушує сконцентруватися, ретельно підготуватися до майбутнього випробування (наприклад, до іспиту), підвищує почуття відповідальності. Але частіше буває по-іншому, страх набуває зовсім іншу природу і замість концентрації та мобілізації ресурсів призводить до їх блокування, починає гальмувати будь-які форми соціальної активності і доставляє людині (і особам з його близького оточення) масу неприємних переживань. На тлі подібних переживань можуть виникати больові страхи, які виражаються в нав'язливих, дивних і не зрозумілих оточуючим діях, наприклад, постійному миття рук із-за страх заразитися або в нав'язливому контролі за виросли вже дітьми через побоювання, що з ними може статися що -небудь страшне.
МЕТА ДОСЛІДЖЕННЯ: розробити тест-опитувальник для визначення рівня страху перед майбутнім у студентів останніх курсів гуманітарного коледжу. Ми сподіваємося, що розроблений нами опитувальник буде відповідати встановленим вимогам до опитувальника і вимірювати схильність страхам з достатньою валидностью і надійністю.
ОБ'ЄКТ ДОСЛІДЖЕННЯ: тривога як психічне явище.
ПРЕДМЕТ ДОСЛІДЖЕННЯ: розробка тесту-опитувальника, що відображає рівні тривоги і страху перед майбутнім у студентів.
ЗАВДАННЯ ДОСЛІДЖЕННЯ:
1. розглянути поняття (структуру поняття);
2. розробити опитувальник;
3. провести аналіз труднощі завдання;
4. розрахувати діскрімінатівность;
5. визначити надійність (ретестовой і надеж.частей тесту);
6. обчислити валідність тесту;
7. провести стандартизацію показників;
8. розрахувати ассиметрию і ексцес емптріческого дослідження;
МЕТОДОЛОГІЯ: в даній курсовій роботі використані психологічні методи: особистісна шкала прояву тривоги Дж. Тейлор (адаптація Т. А. Немчинова) (Додаток 1), шкала брехливості В. Г. Норакидзе. Також були використані математичні методи: програма «Excel». Проблемі тривожності присвячена велика кількість теоретичних і емпіричних досліджень, як в закордонній, так і вітчизняної психології. У своїй роботі ми спиралися на праці Немова Р. С., Бурлачук Л.Ф., Морозова С.М.
ЕМПІРИЧНА БАЗА ДОСЛІДЖЕННЯ: Вибірка, на якій проводилося дослідження, представлена ​​студентами останнього курсу гуманітарного коледжу. Загальна кількість обстежуваних - 50 осіб, з них 26 дівчат і 24 юнака, у віці від 17 - 21 року із середнім віком 18,6 років. Дослідження проводилося 2 рази з інтервалом в 1 місяць.

1. СКЛАДАННЯ ОПИТУВАЧА
Метою розробки опитувальника є створення тесту, що визначає рівень тривожності у студентів останніх курсів. Наш опитувальник (Додаток 3) був розроблений на базі опитувальника Дж.Тейлора, який відображає особистісну шкалу прояви тривоги.
Розроблений нами опитувальник відображає рівень тривоги перед майбутнім у студентів останніх курсів, спрямований на діагностику страху. Тест складається з 50 питань.
За допомогою розробленого нами опитування на базі НОУ «Гуманітарний коледж» було протестовано 50 чол, з них 26 дівчат і 24 юнака, у віці від 17 - 21 року із середнім віком 18,6 років. Дослідження проводилося 2 рази з інтервалом в 1 місяць. Перше дослідження пілотажне і повторне - через місяць.
Структура опитувальника представлена ​​в Таблиці 1.
Таблиця 1.
СТРУКТУРА ТРИВОЖНОСТІ
Шкала страху
Шкала брехні
поведінковий
5,11,14,18,30,31,32,34,41
8,12,36,45,47,49
когнітивний
2,3,9,15,19,21,22,24,
26,27,28,33,43,44,46,50
1,16,25
емоційний
4,6,7,10,13,17,20,29,
35,37,38,39,40,42,48
23

2. АНАЛІЗ ТРУДНОЩІ ЗАВДАННЯ (ITEM-АНАЛІЗ)
Аналіз завдань за результатами, що вийшов в пілотажне дослідження, має своєю метою відбір остаточних питань опитувальника і включає в себе визначення труднощів (складнощів) і дікрімінатівності кожного завдання.
Для обчислення труднощі завдання використовується наступна формула:
Uт = 100 (1 - ), Де
Uт-індивідуальна труднощі у відсотках,
Nn-число досліджуваних, правильно вирішили дане завдання відповідно до ключа (Додаток 4),
N-загальна кількість випробовуваних, N = 50.
Обчислення труднощі завдання наведено таблиці 2.
Таблиця 2
Номер завдання
Nn

1
41
18
2
16
68
3
23
54
4
32
36
5
37
26
6
46
8
7
35
30
8
45
10
9
38
24
10
14
72
11
27
46
12
13
74
13
29
42
14
42
16
15
33
34
16
23
54
17
39
22
18
9
82
19
36
28
20
25
50
21
34
32
22
34
32
23
27
46
24
35
30
25
25
50
26
47
6
27
36
28
28
40
20
29
32
36
30
26
48
31
34
32
32
42
16
33
37
26
34
26
48
35
42
16
36
24
52
37
13
74
38
11
78
39
26
48
40
40
20
41
30
40
42
33
34
43
21
58
44
34
32
45
33
34
46
33
34
47
35
30
48
31
38
49
24
52
50
33
34
Враховуючи, що допустимі межі труднощі завдання становлять від 16 до 84%, то завдання під номерами 6,8, 26 видаляються з опитувальника, так як вони не відповідають цій труднощі.

3. ОБЧИСЛЕННЯ ІНДЕКСУ ДІСКРІМІНАТІВНОСТІ
Діскрімінатівность - це здатність відокремлювати випробуваних з високим загальним балом за тестом від тих, хто отримав низький бал.
Для обчислення індексу діскрімінатівності необхідно обчислити стандартне відхилення оцінок всіх випробовуваних вибірки за формулою:
Sx = , Де
Sx-стандартне відхилення індивідуальних оцінок всіх випробовуваних вибірки,
Xi-індивідуальний бал кожного випробуваного по всьому тесту,
- Середнє арифметичне оцінок по всьому тесту всіх випробовуваних,
n-загальна кількість випробовуваних, n = 50;
Середнє арифметичне можна обчислити за формулою:
=
Індивідуальні бали кожного випробуваного по всьому тесту і їх сума наведені в таблиці 3.
Таблиця 3
i
Xi
1
46
2
43
3
40
4
30
5
35
6
17
7
27
8
22
9
18
10
38
11
42
12
39
13
32
14
45
15
39
16
44
17
15
18
47
19
36
20
35
21
28
22
16
23
26
24
38
25
42
26
30
27
13
28
43
29
36
30
21
31
40
32
48
33
36
34
18
35
40
36
43
37
17
38
27
39
15
40
19
41
29
42
26
43
34
44
32
45
19
46
16
47
25
48
17
49
18
50
39
Σ Xi
1541
На підставі таблиці середнє арифметичне:
= = = 30,82;
Таблиця 4
i
Xi


1
46
15,18
230,4324
2
43
12,18
148,3524
3
40
9,18
84,2724
4
30
-0,82
0,6724
5
35
4,18
17,4724
6
17
-13,82
190,9924
7
27
-3,82
14,5924
8
22
-8,82
77,7924
9
18
-12,82
164,3524
10
38
7,18
51,5524
11
42
11,18
124,9924
12
39
8,18
66,9124
13
32
1,18
1,3924
14
45
14,18
201,0724
15
39
8,18
66,9124
16
44
13,18
173,7124
17
15
-15,82
250,2724
18
47
16,18
261,7924
19
36
5,18
26,8324
20
35
4,18
17,4724
21
28
-2,82
7,9524
22
16
-14,82
219,6324
23
26
-4,82
23,2324
24
38
7,18
51,5524
25
42
11,18
124,9924
26
30
-0,82
0,6724
27
13
-17,82
317,5524
28
43
12,18
148,3524
29
36
5,18
26,8324
30
21
-9,82
96,4324
31
40
9,18
84,2724
32
48
17,18
295,1524
33
36
5,18
26,8324
34
18
-12,82
164,3524
35
40
9,18
84,2724
36
43
12,18
148,3524
37
17
-13,82
190,9924
38
27
-3,82
14,5924
39
15
-15,82
250,2724
40
19
-11,82
139,7124
41
29
-1,82
3,3124
42
26
-4,82
23,2324
43
34
3,18
10,1124
44
32
1,18
1,3924
45
19
-11,82
139,7124
46
16
-14,82
219,6324
47
25
-5,82
33,8724
48
17
-13,82
190,9924
49
18
-12,82
164,3524
50
39
8,18
66,9124

5441,38
На підставі таблиці 4 стандартне відхилення оцінок всіх випробовуваних вибірки можна обчислити таким чином:
Sx = = = 10,538;
3.1 Обчислення коефіцієнта дискримінації
Виходячи з того, що в нашому опитувальнику кожне завдання буде оцінюватися за двухбалльной шкалою («вірно», «не вірно»), ми обчислюємо коефіцієнт дискримінації за формулою:
r = , Де
r -Коефіцієнт дискримінації,
- Середнє арифметичне оцінок за тестом у випробовуваних, правильно виконали завдання відповідно до ключа,
N +-число досліджуваних, правильно вирішили задачу (тих, чий відповідь на даний пункт опитувальника відповідає ключу),
- Середнє арифметичне оцінок по всьому тесту всіх випробовуваних, = 30,82;
Sx - стандартне відхилення індивідуальних оцінок всіх випробовуваних вибірки,
Sx = 10,538;
N - загальна кількість випробовуваних, N = 50;
Обчислення коефіцієнта дискримінації зведено в таблицю 5.
Таблиця 5
Номер завдання


r
1
41
26,66
-0,8
2
16
10,64
-1,3
3
23
15,96
-1,3
4
32
21,46
-1,1
5
37
24,22
-1,0
6
46
28,94
-0,6
7
35
22,3
-1,2
8
45
28,92
-0,5
9
38
24,84
-1,0
10
14
10,04
-1,2
11
27
18,7
-1,2
12
13
9,4
-1,2
13
29
20,14
-1,1
14
42
27,32
-0,7
15
33
22,26
-1,1
16
23
18,46
-1,0
17
39
25,2
-1,0
18
9
7,16
-1,0
19
36
25,4
-0,8
20
25
18,84
-1,1
21
34
24,3
-0,9
22
34
23,8
-0,9
23
27
18,9
-1,2
24
35
24,02
-0,9
25
25
17,48
-1,2
26
47
29,64
-0,4
27
36
24,58
-0,9
28
40
26,92
-0,7
29
32
23,06
-0,9
30
26
19,72
-1,0
31
34
23,32
-1,0
32
42
27,52
-0,7
33
37
25,62
-0,8
34
26
18,72
-1,1
35
42
27,64
-0,6
36
24
17,66
-1,1
37
13
8,78
-1,2
38
11
8,58
-1,1
39
26
18,04
-1,2
40
40
26,54
-0,8
41
30
21,86
-1,0
42
33
23,22
-1,0
43
21
15,24
-1,2
44
34
22,78
-1,1
45
33
23,04
-1,0
46
33
23,54
-0,9
47
35
24,64
-0,8
48
31
22
-1,0
49
24
17,56
-1,2
50
33
23,12
-1,0
ВИСНОВОК: Враховуючи, що коефіцієнти дискримінації можуть приймати значення від +1 до -1, то завдання під номерами 2, 3, 4, 7, 10, 11, 12, 13, 15, 20, 23, 25, 34, 36, 37, 38, 39, 43, 44, 49 розглядаються як непридатні і виключаються.
3.2 Обчислення індексу дискримінації
Індекс дискримінації - це різниця між числом випробовуваних, які виконали дане завдання "правильно" в «високої» контрастної групі і числом випробовуваних, які виконали дане завдання "правильно" в «низькою» контрастної групі і ділені на обсяги контрастних груп.
Для обчислення індексу дискримінації використовуємо таку формулу:
D = (N / N ) - (N / N ), Де
D - індекс дискримінації,
N + , N + -Числа піддослідних, які виконали дане завдання в «високої» і «низькою» контрольній групах.
N , N - Це обсяги контрольних груп.
Існує декілька підходів для вибору крайніх груп:
1) кількість випробуваних у крайніх групах однаково (беруть по 27% від загальної кількості досліджуваних);
2) беруть групи з високим і низьким показником випробовуваних, після чого вважається кількість випробовуваних, що потрапили в групи.
Для обчислення обсягу контрольної групи скористаємося першим підходом, тобто «відсікаємо» по 27% випробовуваних з груп з «високими» і «низькими» показниками із загального числа досліджуваних.
N = 0,27 * 50 = 13,5 ≈ 14;
N = 0,27 * 50 = 13,5 ≈ 14;
У «високу» контрольну групу входять випробовувані під номерами: 1, 2, 3, 12, 14, 15, 16, 18, 24, 31, 32, 35, 36, 50.
У «низьку» контрольну групу входять випробовувані під номерами: 6, 9, 17, 22, 27, 30, 34, 37, 39, 40, 45, 46, 48, 49.
Результати обчислення індексу дискримінації зведені в таблицю 6.
Таблиця 6.
i
N + max
N + min
D
1
14
10
0,28
2
5
3
0,14
3
10
4
0,42
4
13
8
0,31
5
12
8
0,28
6
13
11
0,14
7
12
10
0,14
8
14
10
0,28
9
11
8
0,21
10
8
2
0,42
11
10
5
0,35
12
6
1
0,35
13
11
4
0,50
14
14
8
0,42
15
12
7
0,35
16
12
0
0,85
17
12
10
0,14
18
6
1
0,35
19
14
3
0,78
20
12
1
0,78
21
14
3
0,78
22
12
4
0,57
23
10
4
0,42
24
14
5
0,64
25
8
4
0,28
26
14
12
0,14
27
14
5
0,64
28
14
7
0,50
29
14
2
0,85
30
13
0
0,92
31
12
5
0,50
32
14
9
0,35
33
14
5
0,64
34
12
2
0,71
35
14
8
0,42
36
10
2
0,57
37
4
3
0,07
38
7
1
0,42
39
9
3
0,42
40
14
7
0,50
41
14
2
0,85
42
12
4
0,57
43
13
3
0,71
44
12
7
0,35
45
14
4
0,71
46
13
3
0,71
47
14
3
0,78
48
12
2
0,71
49
12
2
0,71
50
14
4
0,71
Зазвичай індекс дискримінації приймає знач.от -1 до +1, чим вище індекс дискримінації, тим вище діскрімінатівность завдання.
Якщо D близько до 1, значить, завдання добре розділяє випробовуваних на «слабких» і «сильних».
Якщо D <0, то необхідно видалити завдання з тіста.
Якщо D близько до нуля, значить завдання некоректно сформульовано.
В ідеалі D> = 0,2 та D <1
Завдання, що не відповідають вимозі видаляються з опитувальника, т.е.удаляем з опитувальника завдання під номерами 2, 6, 7, 17, 26, 37.

4. ВИЗНАЧЕННЯ НАДІЙНОСТІ ТЕСТУ
Надійність - стійкість результатів, які отримані за допомогою тесту. Надійність - це один з критеріїв якості тесту, що відноситься до точності психологічних вимірювань. Чим більше надійність тесту, тим відносно вільніше він від похибок вимірювання.
Зазвичай тест вважається надійним, якщо з його допомогою виходять одні й ті ж показники для кожного випробуваного при повторному тестуванні / дослідженні. Існує кілька способів визначення надійності.
4.1 Визначення надійності цілого тесту
Надійність ретестовой передбачає повторне пред'явлення того ж самого тіста тим же самим піддослідним в тих же умовах, а потім встановлення кореляції між двома рядами даних. Повторне випробування проводилось через місяць.
Для обчислення надійності цілого тесту необхідно зробити обчислення:
- Визначаємо стандартне відхилення першого випробування:
Sx = , Де
Sx-стандартне відхилення індивідуальних оцінок всіх випробовуваних вибірки для першого випробування,
Xi-індивідуальний бал кожного випробуваного по всьому тесту для першого випробування,
- Середнє арифметичне оцінок по всьому тесту всіх досліджуваних для першого випробування,
n-загальна кількість випробовуваних, для першого випробування;
Стандартне відхилення першого випробування було визначено нами раніше і становить
Sx = 10,538
- Тепер обчислюємо стандартне відхилення другого випробування:
Sy = , Де
Sу-стандартне відхилення індивідуальних оцінок всіх випробовуваних вибірки для другого випробування,
Yi-індивідуальний бал кожного випробуваного по всьому тесту для другого випробування,
- Середнє арифметичне оцінок по всьому тесту всіх досліджуваних для другого випробування, =
Результати обчислення стандартного відхилення всіх досліджуваних для другого випробування зведено в таблицю 7.
Таблиця 7
i
Y i


1
45
13,02
169,5204
2
43
11,02
121,4404
3
41
9,02
81,3604
4
34
2,02
4,0804
5
35
3,02
9,1204
6
23
-8,98
80,6404
7
26
-5,98
35,7604
8
29
-2,98
8,8804
9
21
-10,98
120,5604
10
38
6,02
36,2404
11
42
10,02
100,4004
12
40
8,02
64,3204
13
34
2,02
4,0804
14
44
12,02
144,4804
15
40
8,02
64,3204
16
45
13,02
169,5204
17
18
-13,98
195,4404
18
47
15,02
225,6004
19
38
6,02
36,2404
20
35
3,02
9,1204
21
28
-3,98
15,8404
22
20
-11,98
143,5204
23
26
-5,98
35,7604
24
38
6,02
36,2404
25
43
11,02
121,4404
26
32
0,02
0,0004
27
16
-15,98
255,3604
28
42
10,02
100,4004
29
38
6,02
36,2404
30
24
-7,98
63,6804
31
40
8,02
64,3204
32
47
15,02
225,6004
33
37
5,02
25,2004
34
20
-11,98
143,5204
35
40
8,02
64,3204
36
44
12,02
144,4804
37
19
-12,98
168,4804
38
29
-2,98
8,8804
39
18
-13,98
195,4404
40
19
-12,98
168,4804
41
29
-2,98
8,8804
42
28
-3,98
15,8404
43
35
3,02
9,1204
44
33
1,02
1,0404
45
19
-12,98
168,4804
46
17
-14,98
224,4004
47
25
-6,98
48,7204
48
18
-13,98
195,4404
49
18
-13,98
195,4404
50
39
7,02
49,2804

4614,98
n-загальна кількість випробовуваних, для першого випробування;
Таким чином:
Sy = = = 9,705
- Потім обчислюємо коефіцієнт кореляції між двома тестовими випробуваннями, для цього використовуємо формулу коефіцієнта кореляції творів моментів Пірсона:

Скористаємося наступною таблицею.
Таблиця 8
i
Xi

Y i

*
1
46
15,18
45
13,02
197,6436
2
43
12,18
43
11,02
134,2236
3
40
9,18
41
9,02
82,8036
4
30
-0,82
34
2,02
-1,6564
5
35
4,18
35
3,02
12,6236
6
17
-13,82
23
-8,98
124,1036
7
27
-3,82
26
-5,98
22,8436
8
22
-8,82
29
-2,98
26,2836
9
18
-12,82
21
-10,98
140,7636
10
38
7,18
38
6,02
43,2236
11
42
11,18
42
10,02
112,0236
12
39
8,18
40
8,02
65,6036
13
32
1,18
34
2,02
2,3836
14
45
14,18
44
12,02
170,4436
15
39
8,18
40
8,02
65,6036
16
44
13,18
45
13,02
171,6036
17
15
-15,82
18
-13,98
221,1636
18
47
16,18
47
15,02
243,0236
19
36
5,18
38
6,02
31,1836
20
35
4,18
35
3,02
12,6236
21
28
-2,82
28
-3,98
11,2236
22
16
-14,82
20
-11,98
177,5436
23
26
-4,82
26
-5,98
28,8236
24
38
7,18
38
6,02
43,2236
25
42
11,18
43
11,02
123,2036
26
30
-0,82
32
0,02
-0,0164
27
13
-17,82
16
-15,98
284,7636
28
43
12,18
42
10,02
122,0436
29
36
5,18
38
6,02
31,1836
30
21
-9,82
24
-7,98
78,3636
31
40
9,18
40
8,02
73,6236
32
48
17,18
47
15,02
258,0436
33
36
5,18
37
5,02
26,0036
34
18
-12,82
20
-11,98
153,5836
35
40
9,18
40
8,02
73,6236
36
43
12,18
44
12,02
146,4036
37
17
-13,82
19
-12,98
179,3836
38
27
-3,82
29
-2,98
11,3836
39
15
-15,82
18
-13,98
221,1636
40
19
-11,82
19
-12,98
153,4236
41
29
-1,82
29
-2,98
5,4236
42
26
-4,82
28
-3,98
19,1836
43
34
3,18
35
3,02
9,6036
44
32
1,18
33
1,02
1,2036
45
19
-11,82
19
-12,98
153,4236
46
16
-14,82
17
-14,98
222,0036
47
25
-5,82
25
-6,98
40,6236
48
17
-13,82
18
-13,98
193,2036
49
18
-12,82
18
-13,98
179,2236
50
39
8,18
39
7,02
57,4236
Σ *
4956,82
Коефіцієнт кореляції між двома випробуваннями дорівнює
r = 4956, 82 / ((50-1) * 10,538 * 9,705) = 0,989
Чим ближче до 1 значення r, тим вище надійність тесту.
Мінімальне значення коефіцієнта кореляції дорівнює 0,7.
Тим самим приблизно 98% піддослідних виконали завдання з тими самими значеннями. Це говорить про достатню високої надійності розробленого тесту.
4.2 Визначення надійності частин тесту
Надійність частин тесту визначається зіставленням результатів тестування з двох еквівалентним частинам тіста. «Розбиваємо» наш тест на 2 однаковий частини за принципом поділу на парні і непарні номери завдань.
Всіх піддослідних ми протестуємо спочатку по одній частині тесту, а потім по іншій.
Після тестування обчислимо коефіцієнт кореляції:
- Спочатку обчислюємо стандартні відхилення ( 1 і 2) для половин тесту:
1 = , Де
X1i-загальний бал, отриманий кожним випробуваним по першій половині тесту,
- Це середнє арифметичне балів, отриманих усіма піддослідними по першій половині тесту.
2 = , Де
X2i-загальний бал, отриманий кожним випробуваним по другій половині тесту,
- Це середнє арифметичне балів, отриманих усіма піддослідними по другій половині тесту.
Значення X1i і X2i по парному і непарному частинам тіста наведено в таблиці 9.
Таблиця 9
i
X1i
X2i
1
24
22
2
24
19
3
19
21
4
14
16
5
19
16
6
7
10
7
14
13
8
13
9
9
10
8
10
18
20
11
22
20
12
18
21
13
17
15
14
23
22
15
20
19
16
22
22
17
9
6
18
24
23
19
19
17
20
21
14
21
14
14
22
8
8
23
11
15
24
19
19
25
22
20
26
16
14
27
7
6
28
22
21
29
19
17
30
10
11
31
18
22
32
25
23
33
17
19
34
10
8
35
20
20
36
22
21
37
9
8
38
12
15
39
7
8
40
11
8
41
15
14
42
15
11
43
18
16
44
17
15
45
11
8
46
8
8
47
11
14
48
7
10
49
11
7
50
18
21
Σ
787
754
На підставі даних, наведених у таблиці
= = = 15,74;
= = = 15,08;
Для обчислення значень 1 і 2 скористаємося наступною таблицею.

Таблиця 10.
i
X1i
X2i




1
24
22
8,26
6,92
68,2276
47,8864
2
24
19
8,26
3,92
68,2276
15,3664
3
19
21
3,26
5,92
10,6276
35,0464
4
14
16
-1,74
0,92
3,0276
0,8464
5
19
16
3,26
0,92
10,6276
0,8464
6
7
10
-8,74
-5,08
76,3876
25,8064
7
14
13
-1,74
-2,08
3,0276
4,3264
8
13
9
-2,74
-6,08
7,5076
36,9664
9
10
8
-5,74
-7,08
32,9476
50,1264
10
18
20
2,26
4,92
5,1076
24,2064
11
22
20
6,26
4,92
39,1876
24,2064
12
18
21
2,26
5,92
5,1076
35,0464
13
17
15
1,26
-0,08
1,5876
0,0064
14
23
22
7,26
6,92
52,7076
47,8864
15
20
19
4,26
3,92
18,1476
15,3664
16
22
22
6,26
6,92
39,1876
47,8864
17
9
6
-6,74
-9,08
45,4276
82,4464
18
24
23
8,26
7,92
68,2276
62,7264
19
19
17
3,26
1,92
10,6276
3,6864
20
21
14
5,26
-1,08
27,6676
1,1664
21
14
14
-1,74
-1,08
3,0276
1,1664
22
8
8
-7,74
-7,08
59,9076
50,1264
23
11
15
-4,74
-0,08
22,4676
0,0064
24
19
19
3,26
3,92
10,6276
15,3664
25
22
20
6,26
4,92
39,1876
24,2064
26
16
14
0,26
-1,08
0,0676
1,1664
27
7
6
-8,74
-9,08
76,3876
82,4464
28
22
21
6,26
5,92
39,1876
35,0464
29
19
17
3,26
1,92
10,6276
3,6864
30
10
11
-5,74
-4,08
32,9476
16,6464
31
18
22
2,26
6,92
5,1076
47,8864
32
25
23
9,26
7,92
85,7476
62,7264
33
17
19
1,26
3,92
1,5876
15,3664
34
10
8
-5,74
-7,08
32,9476
50,1264
35
20
20
4,26
4,92
18,1476
24,2064
36
22
21
6,26
5,92
39,1876
35,0464
37
9
8
-6,74
-7,08
45,4276
50,1264
38
12
15
-3,74
-0,08
13,9876
0,0064
39
7
8
-8,74
-7,08
76,3876
50,1264
40
11
8
-4,74
-7,08
22,4676
50,1264
41
15
14
-0,74
-1,08
0,5476
1,1664
42
15
11
-0,74
-4,08
0,5476
16,6464
43
18
16
2,26
0,92
5,1076
0,8464
44
17
15
1,26
-0,08
1,5876
0,0064
45
11
8
-4,74
-7,08
22,4676
50,1264
46
8
8
-7,74
-7,08
59,9076
50,1264
47
11
14
-4,74
-1,08
22,4676
1,1664
48
7
10
-8,74
-5,08
76,3876
25,8064
49
11
7
-4,74
-8,08
22,4676
65,2864
50
18
21
2,26
5,92
5,1076
35,0464
Σ
1445,62
1423,68
На підставі наведених даних:
1 = = = 5,36;
2 = = = 5,34;
Оскільки 1 ≈ 2, то коефіцієнт надійності цілого тесту обчислюється за формулою:
r = , Де
r - коефіцієнт надійності половин тесту, який вираховується за формулою:
, Де
X-загальний бал, отриманий кожним випробуваним по першій половині тесту,
- Це середнє арифметичне балів, отриманих усіма піддослідними по першій половині тесту.
Y-загальний бал, отриманий кожним випробуваним по другій половині тесту,
- Це середнє арифметичне балів, отриманих усіма піддослідними по другій половині тесту.
Усі вихідні дані для обчислення коефіцієнта надійності половин тесту наведені в таблиці 10.
На підставі наведених даних коефіцієнт надійності половин тесту дорівнює:
r = = = 0,76
Відповідно,
r = = = = 0,86
Зазвичай, якщо значення коефіцієнта r xx потрапляють в інтервал 0,80-0,89, то говорять, що тест має гарну надійністю, а якщо цей коефіцієнт не менше 0,90, то надійність можна назвати дуже високою.

5. ВИЗНАЧЕННЯ Дійсний ТЕСТУ
Валідність тесту показує, наскільки добре тест робить те, для чого він був створений. Визначити коефіцієнт валідності тесту - значить визначити, як виконання тесту співвідноситься з іншими незалежно зробленими оцінками знань піддослідних.
Валідація - це поліпшення якостей тіста, наприклад, після зіставлення результатів за тестами і нетестовими формам контролю.
Валідність вимірюється коефіцієнтом валідності. Це число між 0 і 1, яке ступінь близькості «r» між тестом і мірою виконання «роботи» (критерієм). Чим більше значення коефіцієнта, тим більше ви можете бути впевнені в прогнозах, заснованих на тестовому балі. Тим не менш, один тест ніколи не може повністю передбачити ступінь виконання «роботи», тому що занадто багато різних факторів впливають на успіх у «роботі». Тому коефіцієнт валідності, на відміну від коефіцієнтів надійності, рідко перевищує r = 0.40.
У даному випадку нами буде розраховуватися валідність шляхом знаходження коефіцієнта кореляції між результатами тестування розробленої нами методикою та іншої методикою, що досліджує даний конструкт, з доведеною валідність. Для цього використовуємо формулу коефіцієнта кореляції Пірсона:
r = , Де
bi - результат кожного випробуваного по валідність тестів.
Докладні обчислення коефіцієнта кореляції Пірсона зведемо в таблицю 11.

Таблиця 11.
i
Xi
bi
Xi-X
Bi-B
(Xi-X) ^ 2
(Bi-B) ^ 2
1
46
44
15,18
9,36
230,4324
87,6096
2
43
42
12,18
7,36
148,3524
54,1696
3
40
42
9,18
7,36
84,2724
54,1696
4
30
36
-0,82
1,36
0,6724
1,8496
5
35
40
4,18
5,36
17,4724
28,7296
6
17
36
-13,82
1,36
190,9924
1,8496
7
27
32
-3,82
-2,64
14,5924
6,9696
8
22
32
-8,82
-2,64
77,7924
6,9696
9
18
27
-12,82
-7,64
164,3524
58,3696
10
38
44
7,18
9,36
51,5524
87,6096
11
42
47
11,18
12,36
124,9924
152,7696
12
39
39
8,18
4,36
66,9124
19,0096
13
32
35
1,18
0,36
1,3924
0,1296
14
45
46
14,18
11,36
201,0724
129,0496
15
39
42
8,18
7,36
66,9124
54,1696
16
44
42
13,18
7,36
173,7124
54,1696
17
15
29
-15,82
-5,64
250,2724
31,8096
18
47
49
16,18
14,36
261,7924
206,2096
19
36
42
5,18
7,36
26,8324
54,1696
20
35
36
4,18
1,36
17,4724
1,8496
21
28
32
-2,82
-2,64
7,9524
6,9696
22
16
28
-14,82
-6,64
219,6324
44,0896
23
26
28
-4,82
-6,64
23,2324
44,0896
24
38
38
7,18
3,36
51,5524
11,2896
25
42
44
11,18
9,36
124,9924
87,6096
26
30
35
-0,82
0,36
0,6724
0,1296
27
13
18
-17,82
-16,64
317,5524
276,8896
28
43
42
12,18
7,36
148,3524
54,1696
29
36
40
5,18
5,36
26,8324
28,7296
30
21
26
-9,82
-8,64
96,4324
74,6496
31
40
38
9,18
3,36
84,2724
11,2896
32
48
45
17,18
10,36
295,1524
107,3296
33
36
40
5,18
5,36
26,8324
28,7296
34
18
26
-12,82
-8,64
164,3524
74,6496
35
40
44
9,18
9,36
84,2724
87,6096
36
43
42
12,18
7,36
148,3524
54,1696
37
17
23
-13,82
-11,64
190,9924
135,4896
38
27
33
-3,82
-1,64
14,5924
2,6896
39
15
25
-15,82
-9,64
250,2724
92,9296
40
19
28
-11,82
-6,64
139,7124
44,0896
41
29
30
-1,82
-4,64
3,3124
21,5296
42
26
31
-4,82
-3,64
23,2324
13,2496
43
34
33
3,18
-1,64
10,1124
2,6896
44
32
35
1,18
0,36
1,3924
0,1296
45
19
24
-11,82
-10,64
139,7124
113,2096
46
16
18
-14,82
-16,64
219,6324
276,8896
47
25
26
-5,82
-8,64
33,8724
74,6496
48
17
24
-13,82
-10,64
190,9924
113,2096
49
18
18
-12,82
-16,64
164,3524
276,8896
50
39
36
8,18
1,36
66,9124
1,8496
Σ
1541
1732
49,75
35,52
5441,38
3253,52
Таким чином,
r = = = = 0, 4
Наші дослідження показали, що тест має високий коефіцієнт валідності, що може свідчити, що розроблений нами тест цілком може бути визнаний дійсним і використовуватися в практиці.

6. СТАНДАРТИЗАЦІЯ ПОКАЗНИКІВ (Z-ПЕРЕТВОРЕННЯ ОЦІНОК)
Стандартизація - етhttp: / / voluntary.ru/dictionary/662/word /% D0% C0% D1% D7% C5% D2О розрахунок декількох порівнюваних сукупностей з метою виключення впливу структур на величину досліджуваного показника і приведення даних до порівнянної увазі.
Стандартизація показань дозволяє порівняти показники, отримані випробуваним з такими у генеральній сукупності. У даному випадку стандартизовані показники ми отримуємо за допомогою лінійного перетворення первинних показників (сирих даних).
У цьому випадку показники називаються Z-стандартними і обчислюються за формулою:
, Де
Xi-індивідуальний бал кожного випробуваного по всьому тесту,
- Середнє арифметичне оцінок по всьому тесту всіх випробовуваних, = 30,82;
= Sx - стандартне відхилення індивідуальних оцінок всіх випробовуваних вибірки, дане відхилення було розраховано нами раніше і становить 10,538;
Результати розрахунку Z-показників для всіх випробовуваних зведемо в таблицю 12.
Таблиця 12
i
Xi

Z
1
46
15,18
1,44
2
43
12,18
1,16
3
40
9,18
0,87
4
30
-0,82
-0,08
5
35
4,18
0,40
6
17
-13,82
-1,31
7
27
-3,82
-0,36
8
22
-8,82
-0,84
9
18
-12,82
-1,22
10
38
7,18
0,68
11
42
11,18
1,06
12
39
8,18
0,78
13
32
1,18
0,11
14
45
14,18
1,35
15
39
8,18
0,78
16
44
13,18
1,25
17
15
-15,82
-1,50
18
47
16,18
1,54
19
36
5,18
0,49
20
35
4,18
0,40
21
28
-2,82
-0,27
22
16
-14,82
-1,41
23
26
-4,82
-0,46
24
38
7,18
0,68
25
42
11,18
1,06
26
30
-0,82
-0,08
27
13
-17,82
-1,69
28
43
12,18
1,16
29
36
5,18
0,49
30
21
-9,82
-0,93
31
40
9,18
0,87
32
48
17,18
1,63
33
36
5,18
0,49
34
18
-12,82
-1,22
35
40
9,18
0,87
36
43
12,18
1,16
37
17
-13,82
-1,31
38
27
-3,82
-0,36
39
15
-15,82
-1,50
40
19
-11,82
-1,12
41
29
-1,82
-0,17
42
26
-4,82
-0,46
43
34
3,18
0,30
44
32
1,18
0,11
45
19
-11,82
-1,12
46
16
-14,82
-1,41
47
25
-5,82
-0,55
48
17
-13,82
-1,31
49
18
-12,82
-1,22
50
39
8,18
0,78
Після отримання стандартного бали Z можна перевести тестовий бал випробуваного в будь-яку стандартну тестову шкалу, наприклад у шкалу стіною. Формула перерахунку виглядає таким чином:
Результати розрахунку наведемо в таблиці 13.
Таблиця 13.
i
Xi
Xi-X
Z
Y
1
46
15,18
1,44
7
2
43
12,18
1,16
7
3
40
9,18
0,87
6
4
30
-0,82
-0,08
5
5
35
4,18
0,40
6
6
17
-13,82
-1,31
4
7
27
-3,82
-0,36
5
8
22
-8,82
-0,84
5
9
18
-12,82
-1,22
4
10
38
7,18
0,68
6
11
42
11,18
1,06
7
12
39
8,18
0,78
6
13
32
1,18
0,11
6
14
45
14,18
1,35
7
15
39
8,18
0,78
6
16
44
13,18
1,25
7
17
15
-15,82
-1,50
4
18
47
16,18
1,54
7
19
36
5,18
0,49
6
20
35
4,18
0,40
6
21
28
-2,82
-0,27
5
22
16
-14,82
-1,41
4
23
26
-4,82
-0,46
5
24
38
7,18
0,68
6
25
42
11,18
1,06
7
26
30
-0,82
-0,08
5
27
13
-17,82
-1,69
4
28
43
12,18
1,16
7
29
36
5,18
0,49
6
30
21
-9,82
-0,93
5
31
40
9,18
0,87
6
32
48
17,18
1,63
7
33
36
5,18
0,49
6
34
18
-12,82
-1,22
4
35
40
9,18
0,87
6
36
43
12,18
1,16
7
37
17
-13,82
-1,31
4
38
27
-3,82
-0,36
5
39
15
-15,82
-1,50
4
40
19
-11,82
-1,12
4
41
29
-1,82
-0,17
5
42
26
-4,82
-0,46
5
43
34
3,18
0,30
6
44
32
1,18
0,11
6
45
19
-11,82
-1,12
4
46
16
-14,82
-1,41
4
47
25
-5,82
-0,55
5
48
17
-13,82
-1,31
4
49
18
-12,82
-1,22
4
50
39
8,18
0,78
6

7. ОБЧИСЛЕННЯ Ассиметрии та ексцесу емпіричного розподілу
Для визначення характеру емпіричного розподілу і ступеня його узгодженості з нормальним ми використовуємо наступну формулу:
А = , Де
Xi-індивідуальний бал кожного випробуваного по всьому тесту,
- Середнє арифметичне оцінок по всьому тесту всіх випробовуваних, = 30,82;
= Sx - стандартне відхилення індивідуальних оцінок всіх випробовуваних вибірки, дане відхилення було розраховано нами раніше і становить 10,538;
n - кількість досліджуваних, n = 50;
Тоді, зведемо всі проміжні результати розрахунків у таблицю 14.
Таблиця 14
Додати в блог або на сайт

Цей текст може містити помилки.

Психологія | Курсова
929.3кб. | скачати


Схожі роботи:
Методика складання раціону харчування
Методика складання бізнес плану підприємства
Методика складання податкового звіту по акцизах
Методика і техніка складання фінансової звітності
Методика складання номенклатури справ установи
Методика складання індивідуальної номенклатури справ
Методика складання і аудит фінансової звітності
Структура методика і техніка складання бухгалтерського балансу
Методика складання бізнес плану інвестиційного проекту
© Усі права захищені
написати до нас
Рейтинг@Mail.ru