Page 82 - ALL_Рени-Дамянова-Тяло-Финал-1-280_Content_links

надеждна, корелацията ще заеме стойност 1. Изчисленията може да се направят по фор-
мулата на Spearman–Brown, в която с Y се обозначава общият бал от първата част на
теста, а с Y′ – балът от втората част. Общият бал от теста X ще бъде равен на сумата от
баловете на двете му части, т.е. ако всяка част е с дължина примерно 1, то дължината на
теста ще бъде 2. В този случай r YY′ ще представлява корелацията между двете половини
на теста (Y и Y′):
r . 2 r 2 
r   r  11   YY  (12)
22
 XX 
1  r 11 1  r  YY  
По този начин надеждността на един тест r(Xτ) се оценява чрез корелацията между двете
му половини r(YY′), като се приема, че дисперсиите на техните балове са равни помежду си
(σ1 = σ2).
Когато разделеният на две половини тест има съответно различни дисперсии за първата
и за втората половинка (σ1 ≠ σ2), надеждността може да се изчисли чрез коефициента на J.
Flanagan по израза [13]):
. 4 S S r
r   1 2 2 / 1 (13)
 XX 
2
S  S 2 2  S 1 .S 2 .r 2 / 1
1
където:
S1 – стандартно отклонение на първата половина от баловете;
S2 – стандартно отклонение на втората половина от баловете;
r 1/2 – коефициент на корелация между баловете от 1-вата и 2-рата половина на теста.

Коефициентът на D. Rulon, който е аналогичен на предишните два коефициента, е особено
подходящ, когато е необходимо бързо и без много изчислителни процедури да се установи
надеждността на един тест [14]:
S  2
r  XX     21 (14)
S X 2
където:
2
S(1 – 2) – квадрат на стандартното отклонение на разликата между първата и втората половина
на теста;
SX – квадрат на стандартното отклонение на целия тест.
2

Надеждността на един тест може да се изчисли и чрез коефициента, предложен от L.
Guttman, или чрез коефициента на B. Christopher [226]:
 S 2  S 2 
r  XX    2  1 1 2 2  (15)


 S X 
където:
S1 – стандартно отклонение на първата половина от баловете;
S2 – стандартно отклонение на втората половина от баловете;
2
SX – квадрат на стандартното отклонение на целия тест.
Коефициентът на B. Christopher може да бъде изчислен по израза:
2 n  3 . 4 S S .r
r    . 1 2 2 / 1
 XX 
n  1 n  1 S  S 2  S S .r (16)
2
1 1 2 2 1 2 2 / 1
където:
S1 – стандартно отклонение на първата половина от баловете;
S2 – стандартно отклонение на втората половина от баловете;
r1/2 – коефициент на корелация между баловете от 1-вата и 2-рата половина на теста;
n – брой изследвани лица.

80