Вычисление коэффициента корреляции по Спирмену (коэффициент ранговой корреляции).

Исследовательское задание указано на с. 266. Формула ранговой корреляции такова:

6Id²

¹

где d — разность рангов ряда х и ряда у т.е. (R_x - R_y).

Таблица 6

Испыту­емые	X	А.	У	Щ	dRxRy	2 " dRxR У
А
Б
В		3,5			0,5	0,25
Г		3,5		4,5
Д				4,5	1.5	2,25
Е				6,5	0,5	0,25
Ж				6,5	0,5	0,25
		8,5		9,5
и		8,5		9,5
к		10,5		9,5
л		10,5		9,5
м				12,5	0,5	0,25
н				12,5	0,5	0,25
п
п = 15					2(j2	= 8,5
п2 = 225					х у

fd ~ n - 2 = 15 - 2 = 13.

Производится раздельное ранжирование ряда х и ряда у. Вычис­ляется разность рангов d попарно. Знак разности не существенен, ^так как по формуле нужно возвести d в квадрат. Далее действия определяются формулой:

51 3360

= 1 -

р = 1 -

= 1 - 0,2 = 0,98.

п(п² -1)

По таблице уровней значимости р > /30,99 (0,98 > 0,70).

Коэффициенты, вычисленные двумя разными способами, как нужно было ожидать, чрезвычайно близки друг к другу; отличаются они на 0,02, что никакого значения практически не имеет.

Нельзя трактовать коэффициент корреляции как величину, озна­чающую процент взаимозависимых связей вариант двух коррели­руемых рядов, т.е. например, коэффициент 0,50 трактовать как 50% таких связей этих рядов. Это далеко не так. Об этом проценте во­обще по коэффициенту корреляции судить нельзя. Возведенный в квадрат коэффициент корреляции называется коэффициентом детерми­нации (г² или р²). Он показывает, сколько процентов вариант обоих рядов оказались взаимозависимыми. При коэффициенте 0,50 процент таких взаимозависимых вариант составит 0,50², т.е. 0,25 (Heinz A., Ebner С. Grundiagen der Statistik fiir Psychologen, Pa'dagogen und Soziologen. Berlin, 1967. S. 112). Для коэффициента 0,98 коэффици­ент детерминации составит 0,98² = 0,9604. Следовательно, взаимо­зависимы примерно 96% вариант обоих рядов.

Корреляция как метод статистического анализа в психологиче­ских исследованиях применяется очень часто. Всем, кто работает с применением корреляционного анализа, т.е. выясняет посредством этого метода тесноту связи двух рядов, следует напомнить, что ко­эффициент, как бы высок он ни был, нельзя интерпретировать как показатель наличия причинной связи между коррелируемыми ряда­ми. Если коэффициент и может быть как-то использован в обсуж­дении вопроса о возможных причинных связях, то только в том случае, когда содержательная логика исследования и выдвигаемые при этом теоретические соображения позволяют опереться как на один из аргументов и на значение коэффициента корреляции.

В изложении метода корреляции речь шла исключительно о ли­нейных корреляциях, которые изображены на схемах №1,2, 4. Но там же приведена схема криволинейной корреляции (№ 5). Вообще говоря, вероятно, и в психике человека протекают процессы, взаи­мосвязь которых не имеет линейного вида. Вычисление нелинейных корреляций и, главное их истолкование не относятся к простейшим статистическим методам, о которых говорится в этой главе. Но об их существовании следует знать.

Наконец, полезно напомнить, что корреляции по Пирсону (с оп­ределенными ограничениями и в определенных сочетаниях) создают ту базу, на которой открываются возможности перехода к так назы­ваемому факторному анализу. (Наиболее ясное изложение сути факторного анализа см.: Теплое Б.М. Типологические особенности в н.д. человека. М., 1967. Т. 5. С. 239).

Метод определения меры различия между наблюдаемыми и предполагаемыми (теоретическими) численностями — хи-квадрат.

Ранее были рассмотрены различные отношения между выборка­ми: количественное преобладание какого-то признака, представлен­ного в одной из выборок, теснота связи между выборками. Но есть еще одно важное отношение между ними: количественная разница распределений, благодаря которой при сопоставлении выборок от­крывается возможность прийти к содержательным выводам. Это от­ношение обнаруживается при сопоставлении распределений чис-ленностей. Допустим, что сравниваются две выборки, выпускников двух школ. Часть выпускников каждой школы сдавали экзамены в вузы. Из первой школы сдавали экзамены 100 человек, из них 82 успешно, не сдали 18. Таково распределение численности в первой выборке. Из второй школы сдавали экзамены в вузы 87 человек, выдержали 44 человека, не сдали — 43. Таково распределение чис-ленностей во второй выборке. Достаточно ли этих данных, чтобы утверждать, что подготовленность к вузовским экзаменам выпуск­ников этих школ неодинакова? На первый взгяд, разница налицо: лучше подготовлены выпускники первой школы. Однако при таком раскладе численностей возможно влияние случайности. Поэтому встает вопрос, можно ли, считаясь с представленными распределе­ниями, прийти к статистически обоснованному выводу о мере под­готовленности к экзаменам в вузы той и другой выборки.

Метод, с помощью которого подвергаются статистическому ана­лизу описанные распределения численностей, получил название хи-квадрат, его обозначают греческой буквой j² с показателем степе­ни. Он был разработан математиком Пирсоном. Метод %* весьма универсален, применим во многих исследованиях, пригоден для ста­тистического анализа распределения численностей разнообразных количественных материалов, относящихся ко всем статистическим шкалам, в том числе и к шкале наименований.

Техника вычисления хи-квадрата довольно проста. Рассмотрим пример со сдачей экзаменов в вузы выпускниками первой и второй школ. В условии сказано, что всего намерены были сдавать экзаме­ны 187 человек: 100 учащихся (53,5%) из первой школы и 87 (46,5%) из второй. Предположим, что выпускники обеих школ под­готовлены одинаково, тогда и доли сдавших и не сдавших будут та­кие же, как доли их представленности в общем числе сдающих. Всего сдало экзамены 126 выпускников (82 + 44). Согласно выска­занному предположению, 53,5% от этого числа должны бы были прий-

тись на 1-ю школу — это составит 66,9 от 126 — и 46,5% на 2-ю школу, что составит 58,9 от 126. Такое же рассуждение повторяем и относительно несдавших. Их всего 61 человек (18 + 43). На 1-ю школу, как нам известно, должно, по предположению, прийтись 53,5% от этого числа, т.е. 33,0 от 61, а на долю 2-й школы — 46,5%, т.е. 28,1 от 61. Нуль-гипотеза, имеющая в данном раскладе тот смысл, что между выпускниками нет различия, при таком соот­ношении сдавших и несдавших подтвердилась бы. Однако в услови­ях этого исследования показано другое распределение. Количество выпускников 1-й школы, сдавших экзамены, составляет 82, а не 66,9, как можно было бы предположить, исходя из нуль-гипотезы. Соот­ветственно количество выпускников 2-й школы, сдавших экзамены, составляет в действительности всего 44, а не 58,9. Точно также, сравнивая количество несдавших (по условию с предполагаемым распределением) найдем по 1-й школе 18, а не 33, а по 2-й школе — 43, а не 28,1.

Расхождения между действительными распределениями и рас­пределениями, которые могли бы иметь место, если исходить из нуль-гипотез, налицо. Они-то и учитываются при вычислении %*. Все сказанное удобно представить в виде таблицы-графика распре­деления численностей (табл. 7). Количества, которые были бы по­лучены при принятии нуль-гипотезы, заключены в скобки. В правом углу буквенное обозначение клетки.

Таблица 7

Школа	Число сдавших	Число несдавших	Всего	Долевые отноше­ния, %
Первая		А (66,9)		В (33,0)	100 (100)	53,5
Вторая		С (58,9)		д (28,1)	87 (87)	46,5
Всего

Получены разности по клеткам (знак разности несущественен).

Клетки:

А/_л = 82 — 66,9= 15,1;

В f_B = 18 — 33 = 15,0;

С /_с = 44 — 58,9 = 14,9;

Д i£ = 43 — 28,1 = 14,9.

Формула хи-квадрат:

где /о— наблюдаемые численности; f_e — предполагаемые (теоре­тические) численности.

В рассмотренном материале

15,1² 15² 14,9²

66,9 33 58,9

14,9² 28,1

288 225 222 222 _{Q 0}. _Q

+ —г- + tr—г + т-г- = 3,4 + 6,8 + 3,8 + 7,9 = 21,9.

66,9 33 58,9 28,1

Для получения числа степеней свободы нужно воспользоваться формулой (только для хи-квадрат): fd = {k - 1)(с - 1) = (2 - 1)х х (2 - 1) = 1 степень свободы, где k — число столбцов, с — число строк в таблице с анализируемым материалом.

Обратимся к таблице уровней значимости для одной степени свободы для хи-квадрат: ^²о,99 ⁼ 6,6. Следовательно, полученная величина вполне достаточна для отклонения #о- Есть все основания для содержательного вывода о различной степени подготовленности выпускников обеих школ к экзаменам в вузы.

Все вычисления, приводимые в этой главе, ведутся с точно­стью до первого знака, т.е. вычисляются целые и десятые. Этим объясняется та, в общем-то, несущественная разница при вычис­лениях одной и той же величины разными способами. Никакого практического значения встречающиеся расхождения в величи­нах не имеют.

Полезно знать, что коэффициент хи-квадрат и коэффициент че­тырехпольной корреляции взаимосвязаны и, поскольку известна численность и распределение сопоставляемых выборок, указанные коэффициенты могут быть определены один через другой.

Как показывает само название этого метода, числовой материал, подлежащий статистическому анализу, может быть распределен в таблице-графике, имеющей четыре поля. Такое расположение мате­риала облегчает все последующие действия с ним. Чтобы рассмот­реть технику вычисления коэффициента четырехпольной корреля­ции — он обозначается символом р (фи), — можно воспользовать­ся тем примером, где речь шла о вычислении коэффициента %². Вы­пускники двух школ сравнивались между собой по подготовленно­сти к вузовским экзаменам.

Школы	Сдали	Не сдали	Всего
Первая	82 а	18 Ь	100 a + b
Вторая	44 с	43 d	87 c + d
Итого:	126 а + с	61 b + d

<р =

ad - be

V + b){c + d)(a + c)(b + d) Заменив буквенные обозначения числами, получим:

82-43-18-44 3526-792 2734

Ф = .=------------- =--------- = 0,34

л/100-87 126-61 8174,9 8174,9

Для получения коэффициента х² нужно воспользоваться форму­лой х^{2 =} <Р*"П- В данном примере %² - 0.34² • 187 = 0,1156-187 = = 21,7. Этот же коэффициент х² вычислялся другим приемом. По­лучено значение 21,9. Расхождение вызвано разницей в технике вычислений.

Коэффициент четырехпольной корреляции <р может принимать значения от 0 до 1, причем знак получаемого ср не принимается во внимание.

Психологу, намеренному воспользоваться для статистического анализа своих материалов методом хи-квадрат, нужно знать о неко­торых обязательных требованиях этого метода; о них не упомина­лось в приведенных примерах. При вычислении коэффициента х² необходимо брать для анализа только абсолютные численности вы­борок, но не относительные, в частности, не проценты. Необходи­мость учитывать это свойство объясняется тем, что значение коэф­фициента х² зависит от абсолютных величин рассматриваемых рас­пределений. Так, сравнение выборок с численностями 60 и 40 даст совершенно не тот результат, что сравнение выборок с численно­стями 6 и 4, хотя процентное отношение распределений в обоих случаях одинаково (60 и 40%).

Далее, для вычисления коэффициента х² нужно, чтобы в каждой клетке таблицы-графика было не менее пяти наблюдений. Наконец, нужно со вниманием относиться к определению числа степеней свободы; неверное определение этого числа повлечет за собой не­верное определение уровня значимости коэффициента по таблице.

Этим заканчивается рассмотрение статистических методов, отно­сящихся ко второму типу задач.

В этих задачах независимо от того, будут ли они практического или теоретического содержания, психолог сопоставляет, сравнивает между собой несколько выборок. При этом не следует забывать, что цель исследования не всегда состоит в том, чтобы при сопоставле­нии отвергнуть нуль-гипотезу. Иногда конечная или промежуточная цель исследования состоит в том, чтобы, допустим, сравнивая вы­борки, подтвердить нуль-гипотезу. Самый простой пример: исследо­ватель желает составить большую выборку, для чего необходимо объединить в ней учащихся нескольких школ. Естественно, решаю­щее значение имеет доказательство того, что группы учащихся из разных школ относятся к одной совокупности, нужно, чтобы при­мененные критерии подтвердили это, а значит, статистика должна

подтвердить при сравнении групп нуль-гипотезу. Подтвердить или отвергнуть нуль-гипотезу при сопоставлении выборок — в этом и состоит назначение статистических критериев; наиболее простые из них были изложены в предшествующем тексте. Конечно, информа­ция, которую выявят статистические методы, может быть противоречи­ва утверждениям, которые намерен защищать исследователь. В таком случае ему придется внести поправки в свои утверждения или отка­заться от них.

Переходим к задачам третьего типа — задачам, рассмат­ривающим динамические, временные ряды.

Предположим, что психологу дано задание собрать информацию о состоянии умственной работоспособности школьников 8-х классов, начиная со второй недели учебного года и до девятой недели вклю­чительно. Одной из методик, с помощью которых можно фиксиро­вать состояние умственной работоспособности, считается тест Кре-пелина. Он состоит из большого количества примеров, в каждом из них нужно складывать два двузначных числа; учитывается общее число правильно решенных примеров. Каждые 3 минуты испытуе­мые по сигналу экспериментатора отмечают черточкой сделанное. Общая длительность эксперимента в зависимости от возраста со­ставит 9, 12 или 15 минут. Этой методикой и воспользовался пси­холог. Он начал с того, что сформировал из учащихся, средние ус­пехи которых оценивались за предыдущее полугодие баллами 4 и 5, выборку из 10 человек. Все они изъявили желание участвовать в эксперименте. С этими учащимися психолог в течение первой недели учебного года провел по 12 тренировочных занятий; это было необходимо, иначе рост продуктивности вследствие упраж-няемости замаскировал бы изменения в динамике работоспо­собности. Затем начался эксперимент: по субботам после уроков учащиеся этой выборки в течение 12 минут работали с тестом Крепелина. Эксперимент, как было сказано, продолжался 8 не­дель. Были получены следующие данные, средние по всей выбор­ке (рис. 4).

Визуальная оценка полученного динамического ряда свидетельст­вует о снижении умственной работоспособности, в чем, конечно, нет ничего удивительного. Однако снижение идет не вполне равно­мерно. Это ясно видно из графика.

Недели экспери­мента	I	II	III	IV	V	VI	VII	VIII
Средняя продук­тивность по тесту Крепелина

Y
.94
S 92		/	V.
g 90			л	л
£88				\
>,86
ё 84
о 82
S 80					i
g 78						I
s 76						V	J
|74							\
§72								\
С 70								\
X	I	II	III	IV	V	VI	vn	vm

Недели эксперимента Рис. 4

Основная тенденция измене­ния умственной работоспособ­ности вполне ясна. Наблюдае­мые, в общем, незначительные отклонения от этой тенденции могут быть на графике устра­нены методом сглаживания. В этом случае применим метод скользящей средней. Для сгла­живания суммируются три по­казателя у — в данном приме­ре это показатели продуктив­ности по тесту, — далее, опус­кая по одному показателю, суммируются одна за другой триады. Средняя каждой триа­ды принимается за показатель сглаженной ломанной, если ори­ентироваться по графику. Смысл проводимого действия состоит в том, что основная тенденция выступает более отчетливо.

В только что рассмотренном примере сглаживание имеет такой вид:
92 92 88 82 11 74 — средние по триадам
92 94 90 92 81 74 78 70

Результаты сглаживания приобретают большую наглядность при нанесении их на график. Выступает основная тенденция динамики умственной работоспособности. Судя по показателям, полученным после сглаживания, в течение первых трех экспериментальных не­дель значительного снижения работоспособности не наблюдается, а далее идет непрерывное и резкое ее снижение. Сглаживание, как видно на графике, устранило колебания в работоспособности, отме­ченные на первичном графике после V недели. При сглаживании по триадам общее число точек уменьшается на 2.

Какое значение имеет выделение посредством сглаживания ос­новной тенденции? Если условия, благодаря которым возникла ос­новная тенденция, сохранятся, то и эта тенденция с высокой веро­ятностью сохранится и, таким образом, по основной тенденции мо­жет быть построен прогноз, как будут развиваться изучаемые явле­ния. Но такой прогноз возможен только при стабильности опреде­ленных условий. Для его построения нужен не только формальный, но и содержательный анализ; он же позволяет раскрыть значение факторов, вызвавших отклонения в ту или другую сторону от ос­новной тенденции.

■ Техника метода скользящей средней дает возможность выбирать различные способы объединения показателей для сглаживания. Та­ковыми могут быть не только триады, но при достаточно большом числе показателей (порядка 30—40 и более) для выведения сколь­зящей средней могут быть выбраны пентады (объединения пяти по­казателей) и даже септиды (семь показателей).

Нужно иметь в виду, что наглядный и простой метод скользящей средней малопригоден для сглаживания динамики процессов, развитие которых во времени не имеет линейной формы (см.: рис. 3, схема 5, с. 265). Сглаживание методом скользящей средней в таких случаях мо­жет привести к искажению действительной тенденции развивающегося процесса. Исследователю следует внимательно всмотреться в материал, подлежащий сглаживанию, чтобы решить, имеет ли он право восполь­зоваться этим методом. Если криволинейная зависимость отражена в достаточно больших отрезках кривой, то каждый из этих отрезков в отдельности может быть подвергнут сглаживанию. Таково ограничение в использовании метода скользящей средней.

Анализируя выраженную на графике основную тенденцию в ее приближении к прямой, можно заметить, что метод не дает меры наклона, угла, который образуется между полученной после сгла­живания приближающейся к прямой ломаной и осью абсцисс. Ме­жду тем, узнав величину этого угла, исследователь получит инфор­мацию о том, с какой скоростью изменяются изучаемые явления во времени: чем круче наклон и соответственно чем меньше внешний угол сглаженной кривой с осью абсцисс, тем больший путь проходит за единицу времени изменяющийся процесс. Это хорошо видно на рис. 5.

Относительно	Относительно
медленное	быстрое
движение	движение

Точные сведения о мере наклона отрезка прямой, полученного после сглаживания, да­ет метод наименьших квадратов.

Единица времени

Для получения пара­
метров отрезка прямой
нужно обратиться к от­
ношению единиц време­
ни Ос) и показателей раз­
вивающего процесса (у). р_ис.

Для нахождения па­раметров отрезка прямой, который после сглаживания представит основную тенденцию изменяющегося ряда, проделываются вычисле­ния по определенным формулам.

Формула прямой: у = а + Ьх, где у означает показатели ряда, х —. единицы времени, по которым прослеживаются изменения изучае­мого ряда. Надлежит узнать величины а и Ь. Величина а необходи­ма для установления точки, с которой берет свое начало отрезок прямой, Ь — необходимо для установления степени наклона отрезка прямой по отношению к оси абсцисс (оси иксов).

Для вычисления вышеуказанных параметров а и Ь имеется сис­тема двух уравнений с двумя неизвестными:

па + Zxb = Лу; Zxa + ЪхЧ - Ъху;

х и у в этой формуле рассчитываются из фактических данных изу­чаемого ряда.

Порядок вычислений. Шестиклассники Саня и Толя в течение пяти дней упражнялись в бросках мяча в корзину. Показатели Сани приведены в таблице (х — единица времени, у число попаданий мячом в корзину. В таблице приведены вычисления и других, тре­буемых формулой, величин; п = 5).

X	У	X2	ху

Ix = 15; ly = 26; Ix² = 55; Zxy = 89 5a + 156 = 26; 15a + 556 = 89.

Нахождение неизвестных a и 6 производится обычным способом исключения одного неизвестного. Члены первого уравнения для этого умножаются на 3

15а + 456 = 78. Из второго уравнения вычитается первое, вычисляем 6:

106= 11; 6= 1,1.

Подставив числовое значение b в первое уравнение, можно полу­чить числовое значение а:

Ъа + 16,5 = 26; 5а ■ 9,5; а = 1,9.

Поскольку известны оба параметра отрезка прямой, можно опре­делить все значения параметров по пяти точкам, по формуле у ⁼ = 1,9 + 1,1*.

у_х = 1,9+ 1,1 =3,0; у₂ = 1,9 + 2,2 = 4,1; г/з = 1,9 + 3,3 = 5,2; 2/₄ = 1,9 + 4,4 = 6,3;

Как было сказано ранее, сверстник Сани Толя упражнялся в том же умении. Так же, как и у Сани, количество дней упражнения бы­ло равно 5. Ниже приводятся результаты Толи и показаны все дру­гие величины, которые необходимы для вычисления величин, тре­буемых формулой.

X	У	X2	ху

Ex = 15; Zy = 32; Их² = 55; Ъху =112.

Обозначения здесь такие же, что и в предыдущем примере. Бук­вы заменяются их числовыми значениями.

5а + 156 = 32; 15а + 556= 112. Члены первого уравнения умножаются на 3

15а + 456 = 96. Из второго уравнения вычитается первое, получим значение 6:

106= 16; 6= 1,6.

Из первого уравнения получаем значение а:

5а + 24 = 32; 5а = 8; а = 1,6.

Можно получить сглаженные показатели по дням упражнений у Толи, г/, = 1,6+ 1,6 = 3,2; у₂= 1,6 + 3,2 = 4,8; у₃ = 1,6 + 4,8 = 6,4; у_А = 1,6 + 6,4 = 8,0; z/₅ = 1,6 + 8,0 = 9,6.

*1	2 Рис.	3 4 5 б

На рис. 6 показаны только результаты ^ сглаживания. Следует обратить внимание на jq то, как различаются отрезки прямой по их g наклону по отношению к оси абсцисс. Дан- g ные Толи изображены пунктирной прямой. _А

Таковы способы обработки задач третьего типа.

Задачи, встающие перед психологом, который работает в области психологи- ^х ческой диагностики, составляют четвер­тый тип задач.Они относятся к конструированию диагностических методик, к их применению и обработке. Американская психологическая ассоциация (АПА) периодически издает «Стандартные требования к педагогическим и психологическим тестам», специальный кодекс

требований к диагностическим методикам; это пособие полезно как для авторов методик, так и для тех, кто методиками пользуется.

Некоторые из этих требований могут считаться дискуссионными, но полезность кодекса в целом несомненна. Его выполнение, с одной сто­роны, обеспечивает объективность методик и их обоснованность, а с другой — препятствует проникновению в арсенал методик психологи­ческой диагностики дилетантских поделок, произвольных наборов все­возможных заданий, заимствованных из популярных журналов или со­чиненных самим автором. Самые общие и самые необходимые к испол­нению требования можно было бы свести всего к двум: диагностиче­ские методики должны быть надежными и валидными. Значение этих терминов было дано в предыдущих главах. Реализация этих требований осуществляется посредством прочно вошедших в психологическую ди­агностику статистических методов¹.

Чтобы получить коэффициент надежности, характеризующий го­могенность методики, ее внутреннюю согласованность, прибегают к приему, называемому расщеплением. Эксперимент проводится с вы­боркой желательно порядка 100, но не менее 50 испытуемых. Полу­ченные от каждого участника выборки ответы на вопросы или ре­шения заданий делятся на четные и нечетные — по их нумерации в методике. По каждой половинке методики выписывается число пра­вильно выполненных каждым испытуемым заданий. Два эти ряда коррелируют между собой.

Допустим, что методика состоит из 24 заданий. Тогда максимальное число выполненных заданий в каждой половинке будет равно 12. Приводим результаты первых 16 испытуемых и технику вычисления коэффициента надежности (гомогенности) р (табл. 8).

Таблица 8

	ВЫЧИСЛЕНИЕ КОЭФФИЦИ]	НАДЕЖНОСТИ
		МЕТОДИКИ	А (ГОМОГЕННОСТЬ)
	Правильно решены	Ранг заданий
Испыту-	задания			d	d2
емые	четные	нечетные	четных	нечетных
А			10,5	13,5
Б				8,5	0,5	0,25
В				6,5	3,5	12,25
Г
д			12,5	15,5
Е
Ж				15,5	0,5	0,25
				8,5	0,5	0,25

¹ Как было показано в гл. XI, при работе с критериально-ориентированными методиками при их конструировании и проверке возможны другие подходы.

Продолжение табл. 8

	Правильно решены	Ранг заданий
Испыту-	задания			d	d2
емые	четные	нечетные	четных	нечетных
И			6,5	6,5
К
Л			6,5		2,5	6,25
М			12,5		1,5	2,25
н
п			10,5	13,5
р

= 82,5

= 1 - 0,12 =

П = 16; Д)99 - 1 ~

_ ⁶"⁸²'⁵ _ ⁴⁹⁵

п(п² -1) 16-255 4080

Проделана обычная ранговая корреляция. По таблице уровней значимости ро$$ = 0,64; полученный коэффициент превышает эту величину. Принято считать, что коэффициент надежности не дол­жен быть ниже 0,8. Полученный коэффициент удовлетворяет этому требованию¹.

Есть поправочная формула Спирмена—Брауна к коэффициенту на­дежности-гомогенности, получаемому путем расщепления. Поскольку при прочих равных условиях получаемый коэффициент будет тем вы­ше, чем больше заданий содержится в методике, следует принять во внимание, что прием расщепления уменьшает число заданий вдвое — на этом основывается данный прием. Поправочная формула

2 т,

211

в нашем примере

г =

2 ■ 0,88 _ 1,76 1 + 0,88 " 1,88

= 0,94,

¹ Применение коэффициента корреляции для нахождения коэффициента на­дежности-гомогенности путем сопоставления числа правильных решений по четным заданиям и числа правильных решений по нечетным заданиям некото­рые авторы находят недостаточно корректным, поскольку порядок, в котором представлены коррелируемые ряды, может быть случайным, он может быть произвольно изменен. Однако никакого другого приема для установления этого вида надежности в «Стандартных требованиях к педагогическим и психологиче­ским тестам» не дается. Нахождение коэффициента надежности-стабильности указанной недостаточной корректностью не грешит.

где r_sg — коэффициент с учетом поправки, а г₁₍ — коэффициент

211

вычисленный при коррелировании двух половинок методики. Если этот последний равен 0,88, то после поправки Спирмена—Брауна коэффициент будет равен 0,94.

Поправочную формулу Спирмена—Брауна можно применять только в тех случаях, когда методика делится на половинки (расщепление). Если же в методике в процессе обработки не меня­ют число заданий, то поправочная формула не применяется.

Величина коэффициента надежности-гомогенности зависит от со­циально-психологических особенностей той выборки, по результа­там испытания которой этот коэффициент устанавливался. Поэтому при опубликовании методики, приводя ее основные характеристики, автору следует указать, на каком контингенте проводилась проверка надежности.

При вычислении коэффициента надежности методики, характери­зующего стабильность данных, получаемых с помощью этой мето­дики, первый коррелируемый ряд представляет собой результаты первого, а второй — повторного испытания: его рекомендуют про­водить примерно через шесть недель после первого. При необходи­мости этот срок может изменяться. Эти два ряда коррелируют меж­ду собой. Корреляция проводится по обычным правилам, о них со­общалось выше. Это прием «тест-ретест».

Для установления надежности методики существуют и некоторые другие приемы. Так, для получения коэффициента надежности практикуется прием параллельных форм. Авторы, конструирующие методику, создают две ее формы; условно назовем их формой А и формой Б. Обе формы должны быть однородны по психологической направленности, по доступности содержания заданий и по их труд­ности. В одном варианте формы А и Б предъявляются испытуемым одна за другой, причем в одной половине выборки испытуемым сна­чала предлагается форма А, а за ней форма Б, а в другой половине выборки, наоборот, сначала форма Б, а затем А. Результаты, полу­ченные по той и другой форме, коррелируют между собой, и полу­ченный коэффициент трактуется как коэффициент надежности. Не­трудно заметить, что этот прием близок приему расщепления с той разницей, что методика как бы удвоена и сравниваются не четные и нечетные задания, а две половины этой удвоенной методики. Это дает право трактовать получаемый коэффициент скорее как коэффициент надежности-гомогенности, а не надежности-стабильности. Поскольку проверке подвергается набор заданий в целом, поправочную формулу Спирмена—Брауна применять не следует.

Другой вариант использования приема параллельных форм состо­ит- в том,