Методика складання психологічного опитувальника

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	Uт
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