Психодиагностика тарихы

тапсырмалар бойынша  ұпайларды шығару саны (ΣXY). Аталған  көрсеткіштерді

мағыналар формуласына  қою арқылы корреляция коэффициенті есептелінеді. Төмендегі

мысал осы коэффициентті  алудың оңай тәсілін көрсетеді. Қателік  кетпес үшін әрбір

тапсырманы қайталап есептеген жөн.

Тесттің соңғы  нұсқасына тапсырманы енгізу мәселесін  шешерде көптеген

факторларды ескеру қажет. Тиімділігі мен дискриминативтілігін зерттеуге қоса, соңғы

нұсқаға қажетті  тапсырмалар санын анықтау (20-30 тапсырмадан  кем емес) және олардың

осыған дейін  құрылған тест торына қаншалықты кірігіп  тұрғанын анықтау керек. Мысалы,

өлшеудің кейбір облыстары бойынша аздаған тапсырма болса, дискриминациясы төмен

тапсырмаларды енгізуге болады. Сонымен қоса, кейде сауалнаманың соңғы нұқсасына

нәтижелілік көрсеткіші соншалықты жоғары емес тапсырмаларды, дискриминациясы

жеткілікті болған жағдайда қосудың маңызы бар. Тікелей  және кері тапсырмалар саны

бірдей болуын қамтамасыз ету керек. Түрлі жынысты  сыналушылар үшін тапсырмаларды

талдаудың жекелеген  процедураларын орындаған жөн.

Кесте 3.4

Сыналу-

шылар

Тапсырмалар

бойынша ұпайлар

Текшедегі

тапсырма

бойынша ұпай

Барлық

тест

бойынша

ұпай

Текшедегі барлық

тест бойынша

ұпай

Тапсырма және барлық

тест бойынша  ұпайларды

шығару

n X X2 Y Y2 XY

1 1 1 30 900 30

2 3 9 57 3249 171

3 5 25 94 8836 470

4 4 16 76 5776 304

5 3 9 80 6400 240

6 1 1 33 1089 33

7 2 4 54 2916 108

8 2 4 58 3364 116

9 5 25 83 6889 415

10 4 6 76 5776 304

n = 10 ΣX = 30 ΣX2 = 110 ΣY = 641 ΣY2 = 45195 ΣXY = 2191

[ ][ ]

.

110 (30) 10(45195) (641)

10(2191) (30)(641)

r

2 2 - -

-

=

Тапсырмаларды жақсарту тәсілдері тест құрастырудың осы  кезеңінде жүзеге асады.

Мысалы, тапсырмадағы «кейде» жауабын «үнемі» жауабына ауыстыру тиімділік

көрсеткішін арттырады. Алайда сұрақтардағы бұл өзгерістер тесттің сенімділігі мен

валидтілігіне әсер етуі мүмкін. Тапсырмаларды талдау процедуралары әрбір тапсырма

параметрлері  жайында қажетті ақпарат береді. Дегенмен де құрастырылушы тесттің

жүзеге асуы үшін критерийлердің қайсысы аса маңызды  екендігін тек зерттеуші ғана

шеше  алады.

1980 жж. дәстүрлі  процедуралардан бөлек, қуаттылығы  күшті компьютерді

қолданбаса жүзеге асырылуы қиын анағұрлым күрделі  тапсырмаларды талдау

процедуралары пайда  болды. Оларға бәрінен бұрын «тапсырма - жауап» теориясы (item

response theory, IRT ) жатады. (бұл теория туралы толығырақ  П.Клайннан, 1994;

А.Анастази және С.Урбинадан, 2001 қараңыз)

Тесттің сенімділігін анықтау

Егер қайталап жүргізгенде әрбір сыналушының  көрсеткіштері алдыңғысындай

болса, онда тест сенімді деп есептеледі.

Психометрикадағы  сенімділік терминінің екі мағынасы бар. Соның бірі – ішкі

үйлесімділік  бойынша сенімділік. Тест валидті  болуы үшін, ол үйлесімді болуы  қажет.

Ретесттік валидтілік – бір тестті сыналушыларға алғашқы  жағдайды сақтап екінші

рет ұсынуды, содан  соң мағлұматтардың екі қатарының  арасындағы корреляцияны

анықтауды білдіреді. Сенімділікті анықтаудың бұл тәсілін  қолданғанда сыналушылар өз

жауаптарын естерінде  сақтап, екінші ретте соны қайта  жаңғыртулары мүмкін екенін есте

ұстау керек, сондықтан  да тестті қайталап өткізудің арасындағы уақыттық интервал бір

айдан аз болмаған жөн. Кейбір психологтар тестілеу арасындағы интервал 6 айдан аз

болмауы тиіс дейді (Клайн, 1994).

Л.Ф.Бурлачук П.Клайнның міндетті 6 айлық интервалымен келіспейді. Оған дәлел

ретінде канадалық  психологтар жүргізген зерттеу  нәтижелеріне сүйенеді. Тұлғалық

сауалнаманының  көмегімен арасына 3 апта интервалмен 302 студент зерттелген. 0,872 тең

ретесттік сенімділіктің  стандарттық коэффициенті арнайы нұқсаулардың біреуі берілген

сыналушылардың  үш тобынан алынған сенімділік коэффициентінен  айырмашылығы

болмады: 1) ойланып  жауап беру; 2) өткен жауаптарды қайта  жаңғыртуды қолдану; 3)

тесттің параллельдік формасын орындау. Сенімділіктің стандарттық  коэффициенті өткен

жауаптарды қайта  жаңғырту нұқсауынан алынған коэффициентінен  жоғары болып

шықты.

Ретесттік сенімділік үшін қажетті корреляция коэффициентінің  ең төмен

көрсеткіші 0,7 тең. Бірақ кейбір тесттер үшін бұл  көрсеткіш жоғары болуы мүмкін.

Параллельдік  формалардың сенімділігі сауалнаманың эквивалентін

қалыптастыруды  және олардан алынған нәтижелер  арасындағы корреляцияны бағалау

үшін бастапқыдағы сыналушыларға ұсынуды білдіреді. Бұл тәсілдің кең таралуына

кедергі етуші  негізгі мәселе – тапсырмалардың екі жинағын дайындауды қажет  етеді, ал

оны орындау өте  қиын, себебі олардың эквиваленттілігін  дәлелдеу керек.

Тесттің бөліктерінің сенімділігі сауалнаманы екіге  бөлу арқылы анықталады

(әдетте жұп  және тақ тапсырмалар арқылы), содан соң сол бөліктер арасындағы

корреляция есептеледі.

Сенімділікті  анықтаудың бұл тәсіліне тек нәтижені жедел түрде алу қажет болғанда

ғана жүгінген жөн.

Ретесттік сенімділікті және корреляцияның параллельдік сенімділігін анықтау үшін

Пирсонның сәттерді еселендіру (произведение моментов) коэффициенті қолданылады.

Тесттің бөліктерінің сенімділігін анықтау үшін соған  дейін есептелген Пирсонның

сәттерді еселендіру коэффициенті (тесттің екі бөлігінің  арасындағы) Спирмен-Браун

формуласында  қолданылады. Спирмен-Браун формуласы  мынадай:

,

1 r

2r

r

2

1

2

1

2

1

2

1

+

=

мұндағы r11 - барлық сауалнама бойынша бағаланған

сенімділік; r ½½ - сауалнаманың екі бөлігінің арасындағы корреляция.

Мысалы, егер тесттің  екі бөлігінің арасындағы Пирсонның  сәттерді еселендіру

корреляциялық коэффициенті 0,80 тең болса, онда:

0,88.

1 0,80

2(0,80)

r11 =

+

=

Сенімділікті  анықтаудың неғұрлым тиімді процедурасына  елеулі уақыттық

интервалдан соң  қайталап зерттеу жүргізу жататынын  еске саламыз.

Сенімділікті  зерттеудің барлығы жеткілікті репрезентативтік іріктеу (200 немесе

одан да көп  сыналушы) негізінде орындалуы тиіс. Сенімділік – тесттің маңызды  сипаты,

бірақ өздігінен  ешқандай құндылыққа ие емес. Ол валидтілікке қол жеткізу үшін қажет.

Факторлық талдау

Көп жағдайда тест құрастырушы ақпаратты «сығу» міндетін жүзеге асыруы қажет

болады, басқаша  айтқанда зерттелуші құбылыстың көптеген бақыланулары немесе

айнымалыларының болуы себебінен сипаттаманы  шағындау. Факторлық талдау осы

зерттелуші көпқырлы құбылыстың өлшемін азайту әдісі  болып табылады.

Факторлық талдау психологиялық ғылымнан туындаған  және Ч.Спирменнің

зерттеулерімен  тығыз байланысты (Spearmen, 1904). Психологтар  Т. Келли, Л.Терстоун,

Дж. Гилфорд, Р. Кэттелл  және математиктер К. Пирсон, К. Холзингер, Г. Харман және т.б.

жұмыстарынан  соң, факторлық талдауды математикалық  негіздеуде үлкен жетістіктерге

қол жеткізілді.

Эксперименттік  мағлұматтардың матрица арқылы берілетіні белгілі. Зерттеуші ең

алдымен корреляциялық  матрицаны алуы керек.

Мысал ретінде  Л.Айкеннің (Aiken, 1996) зерттеуіне жүгінейік. Бұл зерттеуде

колледждің 90 студентінің 11 параметр бойынша бес ұпайлық  шкаланың көмегімен

оқытушыны бағалауы (1 – төмен ұпай, 5 – жоғары ұпай) сұралады: әдептілігі,

сыпайылығы, креативтілігі, мейірімділігі, өз пәніне қызығушылығы, пәнді білуі,

студенттердің түрткісін  оятуы, өзін ұйымдастыруы, шыдамдылығы, дайындығы және

кешікпей жүруі.

Егер студенттерден  алынған оқытушы тұлғасының сапалары тізімінің рейтингтік

бағалануының  корреляцияларының матрицасын жоғарғы  сол жақтағы бұрыштан оң

жақтағы төменгі  бұрышқа қарай диагональ жүргізу  арқылы екі тең үшбұрышқа бөлсек,

онда мұның  бірінші бағандағы баға мен жоғарғы  бірінші жолдың бағасы бірдей -

симметриялық  матрица екендігін көреміз. Екінші баған мен екінші жолдың да бағасы

бірдей, әрі қарай  т.с.с. Сондай-ақ негізгі диагональдағы  барлық сан (жоғарғы сол жақтан

бастап, төменгі  оң жаққа дейін) +1,00-ге тең – бұл  әрбір шкаланың өз-өзімен шамалық

корреляциясы  болып табылады.

Психологиялық тестілеудегі факторлық талдаудың мақсаты, түрлі  тесттер немесе

психометрикалық өлшеулер бойынша бағалау топтарының дисперсиясының көпшілік

бөлігін түсіндіретін бірнеше фундаменталдық факторларды  табуынан тұрады. Жоғарыда

көрсетілген мысалда 11 ауыспалы бар, сондықтан да факторлық  талдаудың мақсаты,

факторлық салмақ матрицасын немесе факторлар мен шкала тапсырмалары арасындағы корреляцияны табудан тұрады. Факторлық талдаудың бірнеше процедуралары бар, бірақ олардың бәрі де екі кезеңнен тұрады: 1) бастапқы факторлық матрица шығу үшін корреляциялар матрицасын факторлау; 2) факторлық салмақтың ең қарапайым конфигурациясын табу үшін факторлық матрицаны айналдыру (кестеге қараңыз).

Бұл үрдістегі  факторизация кезеңі түрлі тесттер  арасындағы байланыстарды түсіндіруге  қажетті факторлар санын анықтауға  бағытталған және әрбір тесттің  әрбір факторы бойынша салмақтың  бастапқы бағалануын алуды қамтамасыз етеді. Факторларды айналдыру, тесттің  көп бөлігі кез-келген фактор бойынша  төмен салмаққа, аздаған тесттердің жоғары салмаққа ие болғанында, факторлар  конфигурациясын құру арқылы оларды неғұрлым түсінікті ету үшін қажет.

Кесте 3.5

Оқытушы тұлғасын бағалауға арналған шкаланың 11 тапсырмалары арасындағы корреляция матрицасының үлгісі

Тап-сыр

ма

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

1

1,000

0,727

0,424

0,573

0,343

0,294

0,458

0,200

0,425

0,091

0,078

2

0,727

1,000

0,304

0,620

0,287

0,258

0,363

0,075

0,459

0,115

0,127

3

0,424

0,304

1,000

0,470

0,510

0,080

0,691

0,206

0,304

0,115

0,112

4

0,573

0,620

0,470

1,000

0,336

0,195

0,390

0,061

0,528

0,129

0,022

5

0,343

0,287

0,510

0,336

1,000

0,171

0,638

0,374

0,203

0,026

0,244

6

0,294

0,258

0,080

0,195

0,171

1,000

0,108

0,227

0,159

0,243

0,430

7

0,458

0,363

0,691

0,390

0,638

0,108

1,000

0,218

0,314

0,490

0,065

8

0,200

0,075

0,206

0,061

0,374

0,227

0,218

1,000

0,085

0,108

0,421

9

0,425

0,459

0,304

0,528

0,203

0,159

0,314

0,085

1,000

0,524

0,187

10

0,091

0,115

0,129

0,026

0,243

0,490

0,108

0,524

0,114

1,000

0,611

11

0,078

0,127

0,112

0,022

0,244

0,430

0,065

0,421

0,187

0,611

1,000

Факторлаудың  көп тараған процедурасы – басты осьтер әдісі (principal axis), ал ең танымал айналдыру процедурасы – варимакс айналдыру.

Кесте 3.4 үш фактор көрініп тұр, олар А, В, С бағандарында орналасқан. Әрбір фактор бағанының  астына жазылған көлемдер – осы  фактор бойынша 11 тапсырманың әрқайсысының салмағы немесе корреляциясы.

Мысалы, 1 тапсырма А факторы бойынша 0,754; В факторы  бойынша – 0,271; С факторы бойынша  – 0,250 салмаққа ие. Әрбір фактор бойынша  салмақтың текшелерінің қосындысы  осы тапсырманың дисперсиялық үлесін анықтауға мүмкіндік береді. Осылайша, 1 тапсырма бойынша дисперсияның үлесі  мынаған тең:

(0,754)2 + (-0,271)2 + (0,250)2 = 0,704

Бұл 1 тапсырма бойынша  көрсеткіштердің 70,4% вариациясы осы  үш фактордың әсерімен түсіндіріледі  дегенді білдіреді.

Факторлық-талдау тәсілі тесттің сенімділігін де бағалауға  мүмкіндік береді. Тесттің толық  дисперсиясы жалпы факторлар  дисперсиясының қосындысына, арнайы факторлардың қосындысына, қателіктер дисперсиясының қосындысына тең екендігі белгілі. Осыған орай егер біз тесттің факторлық  талдауын жүргізсек, оның факторларын  текшеге көбейтіп және салмағын қоссақ, онда біз оның сенімділігін аламыз, себебі факторлардың салмағы, жалпы  және арнайы факторларымен бірге  тесттің корреляциясын көрсетеді. Алайда сенімділікті бұлайша анықтау, түрлі факторлар жиынтығын өлшеуге  арналған тесттерден гөрі, көбінесе факторланған тесттерге дәл келетінін айта кету керек.

Кесте 3.6

Оқытушы тұлғасын бағалау шкаласы бойынша рейтингтік бағалауы айналған және айналмаған факторлық  салмақтардың матрицасы (мәліметтер SPSS бағдарламасының көмегімен алынған)

Факторлық салмақтар

Дисперсия үлесі

Тапсырма

Айналуға дейінгі  матрица

Айналудан кейінгі  матрица

А В С

АІ ВІ СІ

1

2

3

4

5

6

7

8

9

10

11

0, 754 - 0, 271 0, 250

0, 708 - 0, 281 0, 415

0, 689 - 0, 206 0, 440

0, 702 - 0, 392 0, 240

0, 674 - 0, 063 0, 500

0, 442 - 0, 477 0, 402

0, 714 - 0, 216 0, 485

0, 434 - 0, 573 0, 257

0, 594 - 0, 201 0, 330

0, 408 - 0, 769 0, 063

0, 388 - 0, 718 0, 122

0, 783 0, 090 0,288

0, 853 0, 089 0, 131

0, 303 0, 015 0, 786

0, 790 0, 041 0, 280

0, 148 0, 243 0, 792

0, 353 0, 669 0, 113

0, 298 0, 009 0, 838

0, 082 0, 649 0, 392

0, 691 0, 102 0, 120

0, 011 0, 867 0, 100

0, 052 0, 822 0, 048

0, 704

0, 752

0, 710

0, 704

0, 708

0, 585

0, 791

0, 582

0, 502

0, 762

0, 681

Факторлық матрица  кестенің АІ , ВІ, СІ бағандарында көрсетілген. Әрбір тапсырманың дисперсиялық үлесі, факторларды айналдыруға дейінгі факторлық матрицадағыдай, бірақ айналдырылғаннан кейін алынған факторларды интерпретациялау оңай. Варимакс айналдыруы ортогоналдық айналдыру процедурасы болып табылады, оның факторлық осьтері бір-біріне перпендикуляр болып қала береді. Осы процедураға қарама-қарсы қисық бұрышты айналдырудағы факторлық осьтер бір-біріне қатысты үшкір және бітеу бұрыштар құрайды. Қисық бұрышты факторлардың интерпретациясы ортогоналдық факторларға қарағанда жеңіл, себебі ол факторлардың бір-бірімен корреляциясы жоқ (тәуелсіз).

Айналдырудан  кейін факторлық матрицаны интерпретациялағанда, осы фактор бойынша 0,50 салмағы бар  тапсырмаларға ерекше мән берген жөн. Төрт тапсырманың - 1 (әдепті), 2 (сыпайы), 4 (жылы жүзді), 9 (шыдамды) - АІ факторы бойынша жоғары салмағы бар. Осыған орай бұл факторға «әдептілік» немесе «сыпайылық» деген атау сәйкес келер еді. Тағы да төрт тапсырманың жоғары салмақтары бар, бірақ енді ВІ факторы бойынша: 6 (мағлұматтылық), 8 (ұйымдасқан), 10 (даярлық) 11 (кешікпей жүру) , яғни ВІ факторына «дайын болу» деген атау сәйкес келер еді. Соңғы үш тапсырманың СІ факторы бойынша жоғары салмақтары бар: 3 (креативті), 5 (әуесқой), 7 (түрткі оята алады); бұл фактордың атауы – «стимул беруші» немесе «түрткі оятушы» болуы мүмкін. Осы үш фактор студенттер қалайтын оқытушы тұлғасының типін анықтағанда, психологиялық мағынаға ие болуы мүмкін.