Альфа Кронбаха - Википедия - Cronbachs alpha

Эта статья тон или стиль могут не отражать энциклопедический тон используется в Википедии. См. Википедию руководство по написанию лучших статей для предложений. (Июль 2020) (Узнайте, как и когда удалить этот шаблон сообщения)

Тау-эквивалент надежности (${ displaystyle { rho} _ {T}}$)^[1] оценка надежности за один прием (т. е. надежность людей по сравнению с фиксированными случаями хранения^[2]) коэффициент, обычно называемый Альфа Кронбаха или же коэффициент альфа. ${ displaystyle { rho} _ {T}}$ является наиболее известным и часто используемым среди коэффициентов надежности, но недавние исследования рекомендуют не использовать его безоговорочно.^{[3][4][5][6][7][8]} В качестве альтернативы часто рекомендуются коэффициенты надежности, основанные на моделировании структурным уравнением (SEM).

Формула и расчет

Систематическая и традиционная формула

Позволять ${ displaystyle X_ {i}}$ обозначают наблюдаемую оценку элемента ${ displaystyle i}$ и ${ Displaystyle X = (X_ {1} + X_ {2} + cdots + X_ {k})}$ обозначают сумму всех пунктов в тесте, состоящем из ${ displaystyle k}$ Предметы. Позволять ${ displaystyle sigma _ {ij}}$ обозначают ковариацию между ${ displaystyle X_ {i}}$ и ${ displaystyle X_ {j}}$, ${ Displaystyle sigma _ {я} ^ {2} (= sigma _ {ii})}$ обозначают дисперсию ${ displaystyle X_ {i}}$, и ${ displaystyle sigma _ {X} ^ {2}}$ обозначают дисперсию ${ displaystyle X}$. ${ displaystyle sigma _ {X} ^ {2}}$ состоит из дисперсий по элементам и ковариаций по элементам. То есть, ${ displaystyle sigma _ {X} ^ {2} = sum _ {i = 1} ^ {k} sum _ {j = 1} ^ {k} sigma _ {ij} = sum _ {i = 1} ^ {k} sigma _ {i} ^ {2} + sum _ {i = 1} ^ {k} sum _ {j neq {i}} ^ {k} sigma _ {ij }}$. Позволять ${ displaystyle { overline { sigma _ {ij}}}}$ обозначают среднее значение ковариаций между элементами. То есть, ${ displaystyle { overline { sigma _ {ij}}} = { sum _ {i = 1} ^ {k} sum _ {j neq {i}} ^ {k} sigma _ {ij} над k (k-1)}}$.

${ displaystyle { rho} _ {T}}$"систематический"^[1] формула
${ Displaystyle rho _ {T} = {к ^ {2} { overline { sigma _ {ij}}} over sigma _ {X} ^ {2}}}$.

Наиболее часто используемый, но более сложный для понимания вариант формулы -
${ displaystyle { rho} _ {T} = {{k} over {k-1}} left (1 - {{ sum _ {i = 1} ^ {k} sigma _ {i} ^ {2}} over { sigma _ {X} ^ {2}}} right)}$.

Пример расчета

Применительно к соответствующим данным

${ displaystyle { rho} _ {T}}$ применяется к следующим данным, которые удовлетворяют условию тау-эквивалентности.

Наблюдаемая ковариационная матрица

	${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle X_ {4}}$
${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$
${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 11}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$
${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 12}$	${ displaystyle 6}$
${ displaystyle X_ {4}}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 13}$

${ displaystyle k = 4}$, ${ displaystyle { overline { sigma _ {ij}}} = 6}$,

${ displaystyle sigma _ {X} ^ {2} = sum _ {i = 1} ^ {k} sigma _ {i} ^ {2} + sum _ {i = 1} ^ {k} сумма _ {j neq {i}} ^ {k} sigma _ {ij} = (10 + 11 + 12 + 13) + 4 * (4-1) * 6 = 118}$,

и ${ displaystyle rho _ {T} = {4 ^ {2} * 6 более 118} =. 8135}$.

Применительно к несоответствующим данным

${ displaystyle { rho} _ {T}}$ применяется к следующим данным, которые не удовлетворяют условию тау-эквивалентности.

Наблюдаемая ковариационная матрица

	${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle X_ {4}}$
${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 4}$	${ displaystyle 5}$	${ displaystyle 7}$
${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle 4}$	${ displaystyle 11}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 8}$
${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle 5}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 12}$	${ displaystyle 9}$
${ displaystyle X_ {4}}$	${ displaystyle 7}$	${ displaystyle 8}$	${ displaystyle 9}$	${ displaystyle 13}$

${ displaystyle k = 4}$, ${ displaystyle { overline { sigma _ {ij}}} = (4 + 5 + 6 + 7 + 8 + 9) /6=6.5}$,

${ Displaystyle sigma _ {X} ^ {2} = (10 + 11 + 12 + 13) + 2 * (4 + 5 + 6 + 7 + 8 + 9) = 124}$,

и ${ displaystyle rho _ {T} = {4 ^ {2} * 6,5 более 124} =. 8387}$.

Сравните это значение со значением применения сходная надежность к тем же данным.

Предпосылки для использования надежности тау-эквивалента

Чтобы использовать ${ displaystyle { rho} _ {T}}$ в качестве коэффициента надежности данные должны удовлетворять следующим условиям.

1) Одномерность

2) (Существенная) тау-эквивалентность

3) Независимость между ошибками

Условия параллельности, тау-эквивалентности и родственности

Параллельное состояние

На уровне генеральной совокупности параллельные данные имеют равные межэлементные ковариации (т. Е. Недиагональные элементы ковариационной матрицы) и равные дисперсии (т. Е. Диагональные элементы ковариационной матрицы). Например, следующие данные удовлетворяют условию параллельности. В параллельных данных, даже если корреляционная матрица используется вместо ковариационной матрицы, потери информации не происходит. Все параллельные данные также эквивалентны тау, но обратное неверно. Таким образом, из трех условий наиболее трудно выполнить параллельное.

Наблюдаемая ковариационная матрица

	${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle X_ {4}}$
${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$
${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$
${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 6}$
${ displaystyle X_ {4}}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 10}$

Тау-эквивалентное условие

Модель измерения, эквивалентная тау, является частным случаем модели аналогичного измерения, при этом предполагается, что все факторные нагрузки одинаковы, т.е. ${ displaystyle lambda = lambda _ {1} = lambda _ {2} = lambda _ {3} = cdots = lambda _ {k}}$

На уровне популяции тау-эквивалентные данные имеют равные ковариации, но их дисперсии могут иметь разные значения. Например, следующие данные удовлетворяют условию тау-эквивалентности. Все элементы в данных, эквивалентных тау, имеют равную дискриминацию или важность. Все данные, эквивалентные тау, также совпадают, но обратное неверно.

Наблюдаемая ковариационная матрица

	${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle X_ {4}}$
${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$
${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 12}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$
${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 9}$	${ displaystyle 6}$
${ displaystyle X_ {4}}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 10}$

Врожденное состояние

Конгенерическая модель измерения

На уровне популяции сходные данные не обязательно должны иметь одинаковые дисперсии или ковариации при условии, что они одномерны. Например, следующие данные соответствуют условию совпадения. Все элементы в сопоставимых данных могут иметь различную дискриминацию или различную важность.

Наблюдаемая ковариационная матрица

	${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle X_ {4}}$
${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle 5}$	${ displaystyle 4}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 2}$
${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle 4}$	${ displaystyle 20}$	${ displaystyle 12}$	${ displaystyle 8}$
${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 12}$	${ displaystyle 13}$	${ displaystyle 6}$
${ displaystyle X_ {4}}$	${ displaystyle 2}$	${ displaystyle 8}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 8}$

Связь с другими коэффициентами надежности

Классификация коэффициентов надежности при однократном администрировании

Условные имена

Есть множество коэффициентов надежности. Среди них условные названия связанных и часто используемых коэффициентов надежности резюмируются следующим образом:^[1]

Условные названия коэффициентов надежности

	Разделить половину	Одномерный	Многомерный
Параллельный	Формула Спирмена-Брауна	Стандартизированный ${ displaystyle alpha}$	(Без условного названия)
Тау-эквивалент	Формула Фланагана Формула Рулона Формула Фланагана-Рулона Гуттмана ${ displaystyle lambda _ {4}}$	Кронбаха ${ displaystyle alpha}$ коэффициент ${ displaystyle alpha}$ Гуттмана ${ displaystyle lambda _ {3}}$ КР-20 Хойт надежность	Стратифицированный ${ displaystyle alpha}$
Родственный	Коэффициент Ангоффа-Фельдта Коэффициент Раджу (1970)	совокупная надежность построить надежность сходная надежность коэффициент ${ displaystyle omega}$ одномерный ${ displaystyle omega}$ Коэффициент Раджу (1977)	коэффициент ${ displaystyle omega}$ ${ displaystyle omega}$ общий Макдоналдс ${ displaystyle omega}$ многомерный ${ displaystyle omega}$

Комбинирование названий строк и столбцов дает предпосылки для соответствующего коэффициента надежности. Например, Кронбах ${ displaystyle alpha}$ и Гутмана ${ displaystyle lambda _ {3}}$ - коэффициенты надежности, полученные при условии одномерной и тау-эквивалентности.

Систематические названия

Обычные названия неупорядочены и бессистемны. Обычные названия не дают информации о природе каждого коэффициента или вводят в заблуждение (например, совокупную надежность). Обычные имена несовместимы. Некоторые из них являются формулами, а другие - коэффициентами. Некоторые из них названы в честь первоначального разработчика, некоторые названы в честь кого-то, кто не является первоначальным разработчиком, а другие не содержат имени какого-либо человека. В то время как одна формула обозначается несколькими именами, несколько формул обозначаются одной нотацией (например, альфа и омега). Предлагаемые систематические названия и их обозначения для этих коэффициентов надежности следующие: ^[1]

Систематические названия коэффициентов надежности

	Разделить половину	Одномерный	Многомерный
Параллельный	раздельно-полупараллельная надежность (${ displaystyle rho _ {SP}}$)	параллельная надежность (${ displaystyle rho _ {P}}$)	многомерная параллельная надежность (${ displaystyle rho _ {MP}}$)
Тау-эквивалент	надежность, эквивалентная половине тау-эквивалента (${ displaystyle rho _ {ST}}$)	тау-эквивалентная надежность (${ displaystyle rho _ {T}}$)	многомерная тау-эквивалентная надежность (${ displaystyle rho _ {MT}}$)
Родственный	разделенная половина одинаковой надежности (${ displaystyle rho _ {SC}}$)	сходная надежность (${ displaystyle rho _ {C}}$)	Бифакторная модель Бифакторная надежность (${ displaystyle rho _ {BF}}$) Факторная модель второго порядка Фактор надежности второго порядка (${ displaystyle rho _ {SOF}}$) Коррелированная факторная модель Коррелированная факторная надежность (${ displaystyle rho _ {CF}}$)

Связь с параллельной надежностью

${ displaystyle rho _ {T}}$ часто называют коэффициентом альфа и ${ displaystyle rho _ {P}}$ часто называют стандартизированной альфа-версией. из-за стандартного модификатора ${ displaystyle rho _ {P}}$ часто ошибочно принимают за более стандартную версию, чем ${ displaystyle rho _ {T}}$.Нет исторической основы для ссылки на ${ displaystyle rho _ {P}}$ как стандартизированная альфа. Кронбах (1951)^[9] не назвал этот коэффициент альфой и не рекомендовал его использовать. ${ displaystyle rho _ {P}}$ редко использовался до 1970-х годов. Когда SPSS начал предоставлять ${ displaystyle rho _ {P}}$ под названием стандартизированной альфы этот коэффициент стали иногда использовать.^[10] Использование ${ displaystyle rho _ {P}}$ не рекомендуется, потому что условие параллельности трудно выполнить в реальных данных.

Связь с надежностью, эквивалентной половинному тау-эквиваленту

${ displaystyle rho _ {T}}$ равно среднему значению ${ displaystyle rho _ {ST}}$ значения, полученные для всех возможных разделенных половин. Это соотношение, доказанное Кронбахом (1951),^[9] часто используется для объяснения интуитивного значения ${ displaystyle rho _ {T}}$. Однако в этой интерпретации не учитывается тот факт, что ${ displaystyle rho _ {ST}}$ недооценивает надежность, когда применяется к данным, не эквивалентным тау. На уровне населения максимум из всех возможных ${ displaystyle rho _ {ST}}$ значения ближе к надежности, чем среднее из всех возможных ${ displaystyle rho _ {ST}}$ значения.^[6] Этот математический факт был известен еще до публикации Кронбаха (1951).^[11] Сравнительное исследование^[12] сообщает, что максимум ${ displaystyle rho _ {ST}}$ - самый точный коэффициент надежности.

Веселье (1979)^[13] относится к минимуму всех возможных ${ displaystyle rho _ {ST}}$ значения как коэффициент ${ displaystyle beta}$, и рекомендует ${ displaystyle beta}$ предоставляет дополнительную информацию, которая ${ displaystyle rho _ {T}}$ не.^[5]

Связь с одинаковой надежностью

Если выполнены предположения одномерности и тау-эквивалентности, ${ displaystyle rho _ {T}}$ равно ${ displaystyle rho _ {C}}$.

Если одномерность удовлетворена, но тау-эквивалентность не выполняется, ${ displaystyle rho _ {T}}$ меньше чем ${ displaystyle rho _ {C}}$.^[6]

${ displaystyle rho _ {C}}$ является наиболее часто используемым коэффициентом надежности после ${ displaystyle rho _ {T}}$. Пользователи, как правило, представляют и то, и другое, а не заменяют ${ displaystyle rho _ {T}}$ с ${ displaystyle rho _ {C}}$.^[1]

Исследование, посвященное исследованиям, в которых представлены оба коэффициента, сообщает, что ${ displaystyle rho _ {T}}$ на 0,02 меньше, чем ${ displaystyle rho _ {C}}$ в среднем.^[14]

Связь с многомерными коэффициентами надежности и ${ displaystyle omega _ {T}}$

Если ${ displaystyle rho _ {T}}$ применяется к многомерным данным, его значение меньше, чем коэффициенты многомерной надежности, и больше, чем ${ displaystyle omega _ {T}}$.^[1]

Связь с внутриклассовой корреляцией

${ displaystyle rho _ {T}}$ называется версией с повышенной согласованностью коэффициент внутриклассовой корреляции, который обычно используется в наблюдательных исследованиях. Но это лишь условно. С точки зрения компонентов дисперсии, это условие для выборки элемента: если и только если значение компонента дисперсии элемента (оценщика, в случае рейтинга) равно нулю. Если этот компонент дисперсии отрицательный, ${ displaystyle rho _ {T}}$ недооценит усиленный коэффициент внутриклассовой корреляции; если этот компонент дисперсии положительный, ${ displaystyle rho _ {T}}$ будет переоценивать это усиление коэффициент внутриклассовой корреляции.

История^[10]

До 1937 г.

${ displaystyle rho _ {SP}}$^[15][16] был единственным известным коэффициентом надежности. Проблема заключалась в том, что оценки надежности зависели от того, как элементы были разделены пополам (например, нечетные / четные или передние / задние). Против этой ненадежности была высказана критика, но более 20 лет не было найдено принципиального решения.^[17]

Кудер и Ричардсон (1937)

Кудер и Ричардсон (1937)^[18] разработали несколько коэффициентов надежности, которые могли решить проблему ${ displaystyle rho _ {SP}}$. Конкретных названий коэффициентам надежности они не дали. Уравнение 20 в их статье ${ displaystyle rho _ {T}}$. Эту формулу часто называют формулой Кудера-Ричардсона 20 или KR-20. Они имели дело со случаями, когда наблюдаемые оценки были дихотомическими (например, правильные или неправильные), поэтому выражение KR-20 немного отличается от традиционной формулы ${ displaystyle rho _ {T}}$. Обзор этой статьи показывает, что они не представили общую формулу, потому что в этом не было необходимости, а не потому, что они не могли это сделать. Позволять ${ displaystyle p_ {i}}$ обозначить соотношение правильных ответов по заданию ${ displaystyle i}$, и ${ displaystyle q_ {i}}$ обозначают неправильное соотношение ответов на вопрос ${ displaystyle i}$ (${ displaystyle p_ {i} + q_ {i} = 1}$). Формула КР-20 следующая.
${ displaystyle { rho} _ {KR-20} = {{k} over {k-1}} left (1 - {{ sum _ {i = 1} ^ {k} p_ {i} q_ {i}} over { sigma _ {X} ^ {2}}} right)}$

С ${ displaystyle p_ {i} q_ {i} = sigma _ {i} ^ {2}}$, КР-20 и ${ displaystyle rho _ {T}}$ имеют то же значение.

Между 1937 и 1951 гг.

В нескольких исследованиях опубликована общая формула KR-20.

Кудер и Ричардсон (1937) сделали ненужные предположения для вывода ${ displaystyle rho _ {T}}$. Несколько исследований показали ${ displaystyle rho _ {T}}$ иначе, чем у Кудера и Ричардсона (1937).

Хойт (1941)^[19] полученный ${ displaystyle rho _ {T}}$ с использованием ANOVA (дисперсионный анализ). Сирил Хойт можно считать первым разработчиком общей формулы KR-20, но он не представил явно формулу ${ displaystyle rho _ {T}}$.

Первое выражение современной формулы ${ displaystyle rho _ {T}}$ появляется у Джексона и Фергюсона (1941).^[20] Представленная ими версия такова. Эдгертон и Томпсон (1942)^[21] использовал ту же версию.
${ displaystyle { rho} _ {T} = {{k} over {k-1}} left ({ sigma _ {X} ^ {2} - { sum _ {i = 1} ^ { k} sigma _ {i} ^ {2}} over { sigma _ {X} ^ {2}}} right)}$

Гуттман (1945)^[11] выведены шесть формул надежности, каждая из которых обозначена ${ displaystyle lambda _ {1}, cdots, lambda _ {6}}$. Луи Гутман доказал, что все эти формулы всегда меньше или равны надежности, и на основе этих характеристик он назвал эти формулы «нижними границами надежности». Гуттмана ${ displaystyle lambda _ {4}}$ является ${ displaystyle rho _ {ST}}$, и ${ displaystyle lambda _ {3}}$ является ${ displaystyle rho _ {T}}$. Он доказал, что ${ displaystyle lambda _ {2}}$ всегда больше или равно ${ displaystyle lambda _ {3}}$ (т.е. точнее). В то время все расчеты производились бумагой и карандашом, а поскольку формула ${ displaystyle lambda _ {3}}$ было проще вычислить, он упомянул, что ${ displaystyle lambda _ {3}}$ был полезен при определенных условиях.
${ displaystyle lambda _ {3} = { rho} _ {T} = {{k} over {k-1}} left (1 - {{ sum _ {i = 1} ^ {k}) sigma _ {i} ^ {2}} over { sigma _ {X} ^ {2}}} right)}$

Гулликсен (1950)^[22] полученный ${ displaystyle rho _ {T}}$ с меньшим количеством предположений, чем в предыдущих исследованиях. Предположение, которое он использовал, является существенной тау-эквивалентностью в современных терминах.

Признание оригинальной формулы и общей формулы KR-20 того времени

Обе формулы были признаны идентичными, и выражение общей формулы KR-20 не использовалось. Hoyt^[19] пояснил, что его метод «дает точно такой же результат», как и КР-20 (с.156). Джексон и Фергюсон^[20] заявил, что две формулы «идентичны» (стр.74). Гутман^[11] сказал ${ displaystyle lambda _ {3}}$ "алгебраически идентичен" КР-20 (с.275). Гулликсен^[22] также признал, что эти две формулы «идентичны» (с.224).

Даже исследования, критикующие KR-20, не указали, что исходная формула KR-20 может быть применена только к дихотомическим данным.^[23]

Критика недооценки КР-20

Разработчики^[18] этой формулы сообщил, что ${ displaystyle rho _ {T}}$ постоянно недооценивает надежность. Hoyt^[24] утверждал, что одна эта характеристика делает ${ displaystyle rho _ {T}}$ более рекомендуемый, чем традиционный метод разделения половин, при котором неизвестно, стоит ли недооценивать или переоценивать надежность.

Кронбах (1943)^[23] критически относился к недооценке ${ displaystyle rho _ {T}}$. Он был обеспокоен тем, что неизвестно, сколько ${ displaystyle rho _ {T}}$ заниженная надежность. Он критиковал, что недооценка, вероятно, была чрезмерно серьезной, так что ${ displaystyle rho _ {T}}$ может иногда приводить к отрицательным значениям. из-за этих проблем, он утверждал, что ${ displaystyle rho _ {T}}$ не может быть рекомендован в качестве альтернативы технике разделения половин.

Кронбах (1951)

Как и в предыдущих исследованиях,^{[19][11][20][22]} Кронбах (1951)^[9] изобрел другой метод получения ${ displaystyle rho _ {T}}$. Его интерпретация была интуитивно более привлекательной, чем у предыдущих исследований. То есть он доказал, что ${ displaystyle rho _ {T}}$ равно среднему значению ${ displaystyle rho _ {ST}}$ значения, полученные для всех возможных разделенных половин. Он раскритиковал название KR-20 и предложил новое название, коэффициент альфа. Его подход имел огромный успех. Однако он не только опустил некоторые ключевые факты, но и дал неверное объяснение.

Во-первых, он позиционировал коэффициент альфа как общую формулу KR-20, но опустил объяснение, что существующие исследования опубликовали точно идентичную формулу. Те, кто читал только Кронбаха (1951) без каких-либо дополнительных знаний, могли неправильно понять, что он был первым, кто разработал общую формулу KR-20.

Во-вторых, он не объяснил, при каких условиях ${ displaystyle rho _ {T}}$ равняется надежности. Не эксперты могут неправильно понять, что ${ displaystyle rho _ {T}}$ был общим коэффициентом надежности, который можно было использовать для всех данных независимо от предпосылок.

В-третьих, он не объяснил, почему изменил свое отношение к ${ displaystyle rho _ {T}}$. В частности, он не дал четкого ответа на проблему недооценки ${ displaystyle rho _ {T}}$, который он сам^[23] критиковал.

В-четвертых, он утверждал, что высокая стоимость ${ displaystyle rho _ {T}}$ указал на однородность данных.

После 1951 г.

Новик и Льюис (1967)^[25] доказали необходимое и достаточное условие для ${ displaystyle rho _ {T}}$ быть равным надежности, и назвал это условием по существу тау-эквивалентности.

Кронбах (1978)^[2] упомянул, что причина того, что Кронбах (1951) получил много цитат, заключалась в том, «главным образом потому, что [он] поставил название бренда на коэффициент общего места» (стр. 263).^[1] Он пояснил, что изначально планировал назвать другие типы коэффициентов надежности (например, надежность между экспертами или надежность повторных тестов) последовательными греческими буквами (например, ${ displaystyle beta}$, ${ displaystyle gamma}$, ${ displaystyle ldots}$), но позже передумал.

Кронбах и Шавельсон (2004)^[26] призвал читателей использовать теорию обобщаемости, а не ${ displaystyle rho _ {T}}$. Он выступал против использования имени альфа Кронбаха. Он прямо отрицал существование существующих исследований, в которых была опубликована общая формула KR-20 до Кронбаха (1951).

Распространенные заблуждения о надежности тау-эквивалента^[6]

Значение тау-эквивалентной надежности колеблется от нуля до единицы.

По определению надежность не может быть меньше нуля и не может быть больше единицы. Многие учебники ошибочно приравнивают ${ displaystyle rho _ {T}}$ с надежностью и дать неточное объяснение его диапазона. ${ displaystyle rho _ {T}}$ может быть меньше надежности при применении к данным, не эквивалентным тау. Предположим, что ${ displaystyle X_ {2}}$ скопировал значение ${ displaystyle X_ {1}}$ как есть, и ${ displaystyle X_ {3}}$ скопировано путем умножения значения ${ displaystyle X_ {1}}$ на -1. Ковариационная матрица между элементами выглядит следующим образом: ${ displaystyle rho _ {T} = - 3}$.

Наблюдаемая ковариационная матрица

	${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle X_ {3}}$
${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle -1}$
${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle -1}$
${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle -1}$	${ displaystyle -1}$	${ displaystyle 1}$

Отрицательный ${ displaystyle rho _ {T}}$ может произойти по таким причинам, как негативная дискриминация или ошибки при обработке элементов с обратной оценкой.

В отличие от ${ displaystyle rho _ {T}}$, Коэффициенты надежности на основе SEM (например, ${ displaystyle rho _ {C}}$) всегда больше или равняется нулю.

На эту аномалию впервые указал Кронбах (1943).^[23] критиковать ${ displaystyle rho _ {T}}$, но Кронбах (1951)^[9] не комментировал эту проблему в своей статье, в которой обсуждались все мыслимые вопросы, связанные с ${ displaystyle rho _ {T}}$ и он сам^[26] описывается как «энциклопедический» (с.396).

Если нет ошибки измерения, значение тау-эквивалентной надежности равно единице.

Эта аномалия также возникает из-за того, что ${ displaystyle rho _ {T}}$ недооценивает надежность. Предположим, что ${ displaystyle X_ {2}}$ скопировал значение ${ displaystyle X_ {1}}$ как есть, и ${ displaystyle X_ {3}}$ скопировано путем умножения значения ${ displaystyle X_ {1}}$ на два. Ковариационная матрица между элементами выглядит следующим образом: ${ displaystyle rho _ {T} =. 9375}$.

Наблюдаемая ковариационная матрица

	${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle X_ {3}}$
${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 2}$
${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 2}$
${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle 2}$	${ displaystyle 2}$	${ displaystyle 4}$

Для приведенных выше данных оба ${ displaystyle rho _ {P}}$ и ${ displaystyle rho _ {C}}$ имеют значение один.

Приведенный выше пример представлен Чо и Ким (2015).^[6]

Высокое значение надежности тау-эквивалента указывает на однородность между элементами.

Многие учебники ссылаются на ${ displaystyle rho _ {T}}$ как индикатор однородности между элементами. Это заблуждение проистекает из неточного объяснения Кронбаха (1951).^[9] так высоко ${ displaystyle rho _ {T}}$ значения показывают однородность между элементами. Однородность - это термин, который редко используется в современной литературе, и соответствующие исследования интерпретируют этот термин как относящийся к одномерности. Несколько исследований предоставили доказательства или контрпримеры того, что ${ displaystyle rho _ {T}}$ значения не указывают на одномерность.^{[27][6][28][29][30][31]} См. Контрпримеры ниже.

Одномерные данные

	${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle X_ {4}}$	${ displaystyle X_ {5}}$	${ displaystyle X_ {6}}$
${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$
${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$
${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$
${ displaystyle X_ {4}}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$
${ displaystyle X_ {5}}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 3}$
${ displaystyle X_ {6}}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 3}$	${ displaystyle 10}$

${ Displaystyle rho _ {T} =. 72}$ в одномерных данных выше.

Многомерные данные

	${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle X_ {4}}$	${ displaystyle X_ {5}}$	${ displaystyle X_ {6}}$
${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$
${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$
${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$
${ displaystyle X_ {4}}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$
${ displaystyle X_ {5}}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 6}$
${ displaystyle X_ {6}}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 6}$	${ displaystyle 10}$

${ Displaystyle rho _ {T} =. 72}$ в многомерных данных выше.

Многомерные данные с чрезвычайно высокой надежностью

	${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle X_ {4}}$	${ displaystyle X_ {5}}$	${ displaystyle X_ {6}}$
${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 9}$	${ displaystyle 9}$	${ displaystyle 8}$	${ displaystyle 8}$	${ displaystyle 8}$
${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle 9}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 9}$	${ displaystyle 8}$	${ displaystyle 8}$	${ displaystyle 8}$
${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle 9}$	${ displaystyle 9}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 8}$	${ displaystyle 8}$	${ displaystyle 8}$
${ displaystyle X_ {4}}$	${ displaystyle 8}$	${ displaystyle 8}$	${ displaystyle 8}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 9}$	${ displaystyle 9}$
${ displaystyle X_ {5}}$	${ displaystyle 8}$	${ displaystyle 8}$	${ displaystyle 8}$	${ displaystyle 9}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 9}$
${ displaystyle X_ {6}}$	${ displaystyle 8}$	${ displaystyle 8}$	${ displaystyle 8}$	${ displaystyle 9}$	${ displaystyle 9}$	${ displaystyle 10}$

Приведенные выше данные имеют ${ displaystyle rho _ {T} =. 9692}$, но многомерны.

Одномерные данные с недопустимо низкой надежностью

	${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle X_ {4}}$	${ displaystyle X_ {5}}$	${ displaystyle X_ {6}}$
${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$
${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$
${ displaystyle X_ {3}}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$
${ displaystyle X_ {4}}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$
${ displaystyle X_ {5}}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 10}$	${ displaystyle 1}$
${ displaystyle X_ {6}}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 1}$	${ displaystyle 10}$

Приведенные выше данные имеют ${ Displaystyle rho _ {T} =. 4}$, но одномерны.

Одномерность - предпосылка для ${ displaystyle rho _ {T}}$. Перед вычислением следует проверить одномерность ${ displaystyle rho _ {T}}$, а не вычислять ${ displaystyle rho _ {T}}$ проверить одномерность.^[1]

Высокое значение надежности тау-эквивалента указывает на внутреннюю согласованность.

Термин внутренняя согласованность обычно используется в литературе по надежности, но его значение четко не определено. Этот термин иногда используется для обозначения определенного вида надежности (например, надежности внутренней согласованности), но неясно, какие именно коэффициенты надежности включены здесь в дополнение к ${ displaystyle rho _ {T}}$. Кронбах (1951)^[9] использовал этот термин в нескольких смыслах без четкого определения. Чо и Ким (2015)^[6] показало, что ${ displaystyle rho _ {T}}$ не является индикатором любого из них.

Удаление элементов с помощью "альфа-версии, если элемент удален" всегда повышает надежность

Удаление элемента с использованием «альфа, если элемент удален» может привести к «альфа-инфляции», когда сообщается, что надежность на уровне выборки выше, чем надежность на уровне генеральной совокупности.^[32] Это также может снизить надежность на уровне популяции.^[33] Исключение менее надежных элементов должно основываться не только на статистической, но также на теоретической и логической основе. Также рекомендуется разделить всю выборку на две части и пройти перекрестную проверку.^[32]

Идеальный уровень надежности и как повысить надежность

Рекомендации Nunnally по уровню надежности

Наиболее часто цитируемым источником информации о том, какими должны быть коэффициенты надежности, является книга Наннелли.^[34][35][36] Однако его рекомендации цитируются вопреки его намерениям. Он имел в виду применение разных критериев в зависимости от цели или стадии исследования. Однако, независимо от характера исследования, такого как поисковые исследования, прикладные исследования и исследования масштабных разработок, повсеместно используется критерий 0,7.^[37] .7 - это критерий, который он рекомендовал для ранних стадий исследования, чего не является большинство исследований, опубликованных в журнале. Критерий 0,8, относящийся к прикладным исследованиям Наннелли, больше подходит для большинства эмпирических исследований, чем 0,7.^[37]

Его уровень рекомендаций не подразумевал точку отсечения. Если критерий означает точку отсечения, важно, соблюдается она или нет, но неважно, насколько она выше или ниже. Он не имел в виду, что это должно быть строго .8, когда речь идет о критериях .8. Если надежность имеет значение около 0,8 (например, 78), можно считать, что его рекомендация была выполнена.^[38]

Его идея заключалась в том, что повышение надежности требует затрат, поэтому нет необходимости пытаться получить максимальную надежность в каждой ситуации.

Стоимость получения высокого уровня надежности

Во многих учебниках объясняется, что чем выше значение надежности, тем лучше. Потенциальные побочные эффекты высокой надежности редко обсуждаются. Однако принцип жертвовать чем-то, чтобы получить что-то, применим и к надежности.

Компромисс между надежностью и действительностью^[6]

Измерения с абсолютной надежностью недействительны. Например, человек, который сдает тест с точностью до единицы, получит высшую или нулевую оценку, потому что испытуемый, который даст правильный или неправильный ответ по одному пункту, даст правильный или неверный ответ по всем остальным пунктам. . Явление, в котором достоверность приносится в жертву повышению надежности, называется парадоксом затухания.^[39][40]

Высокое значение надежности может вступать в противоречие с достоверностью контента. Для обеспечения высокой достоверности содержания каждый элемент должен быть сконструирован таким образом, чтобы иметь возможность всесторонне представлять содержание, которое необходимо измерить. Однако стратегия многократного измерения одного и того же вопроса разными способами часто используется только с целью повышения надежности.^[41][42]

Компромисс между надежностью и эффективностью

Когда другие условия равны, надежность возрастает с увеличением количества элементов. Однако увеличение количества элементов снижает эффективность измерений.

Способы повышения надежности

Несмотря на затраты, связанные с повышением надежности, рассмотренные выше, может потребоваться высокий уровень надежности. Следующие методы могут быть рассмотрены для повышения надежности.

Перед сбором данных

Устраните двусмысленность объекта измерения.

Не измеряйте то, чего не знают респонденты.

Увеличивайте количество предметов. Однако следует проявлять осторожность, чтобы чрезмерно не снижать эффективность измерения.

Используйте весы, которые известны своей высокой надежностью.^[43]

Проведите предварительную проверку. Заранее откройте для себя проблему надежности.

Исключить или изменить элементы, которые по содержанию или форме отличаются от других элементов (например, элементы с обратной оценкой).

После сбора данных

Удалите проблемные элементы, используя «альфа, если элемент удален». Однако это удаление должно сопровождаться теоретическим обоснованием.

Используйте более точный коэффициент надежности, чем ${ displaystyle rho _ {T}}$. Например, ${ displaystyle rho _ {C}}$ 0,02 больше, чем ${ displaystyle rho _ {T}}$ в среднем.^[14]

Какой коэффициент надежности использовать

Должны ли мы продолжать использовать надежность, эквивалентную тау?

${ displaystyle { rho} _ {T}}$ используется в подавляющем большинстве случаев. По оценкам одного из исследований, примерно 97% исследований используют ${ displaystyle { rho} _ {T}}$ как коэффициент надежности.^[1]

Однако исследования моделирования, сравнивающие точность нескольких коэффициентов надежности, привели к общему результату: ${ displaystyle { rho} _ {T}}$ - неточный коэффициент надежности.^{[44][12][5][45][46]}

Методологические исследования критически относятся к использованию ${ displaystyle { rho} _ {T}}$. Выводы существующих исследований упрощаются и классифицируются следующим образом.

(1) Условное использование: использование ${ displaystyle { rho} _ {T}}$ только при соблюдении определенных условий.^[1][6][8]

(2) Противодействие использованию: ${ displaystyle { rho} _ {T}}$ является неполноценным и не должен использоваться. ^{[47][4][48][5][3][49]}

Альтернативы надежности тау-эквивалента

Существующие исследования практически единодушны в том, что они выступают против широко распространенной практики использования ${ displaystyle { rho} _ {T}}$ безусловно по всем данным. Однако высказываются разные мнения о том, какой коэффициент надежности следует использовать вместо ${ displaystyle { rho} _ {T}}$.

Различные коэффициенты надежности занимают первое место в каждом исследовании моделирования^{[44][12][5][45][46]} сравнение точности нескольких коэффициентов надежности.^[6]

По мнению большинства, использовать коэффициенты надежности на основе SEM в качестве альтернативы ${ displaystyle { rho} _ {T}}$.^{[1][6][47][4][48][8][5][49]}

Однако нет единого мнения о том, какой из нескольких коэффициентов надежности на основе SEM (например, одномерные или многомерные модели) лучше всего использовать.

Некоторые говорят ${ displaystyle { omega} _ {H}}$^[5] в качестве альтернативы, но ${ displaystyle { omega} _ {H}}$ показывает информацию, которая полностью отличается от достоверности. ${ displaystyle { omega} _ {H}}$ - это тип коэффициента, сравнимый с коэффициентом Ревелла ${ displaystyle beta}$.^[13][5] Они не заменяют, а дополняют надежность.^[1]

Среди коэффициентов надежности, основанных на SEM, многомерные коэффициенты надежности используются редко, и наиболее часто используется ${ displaystyle { rho} _ {C}}$ .^[1]

Программное обеспечение для расчета коэффициентов надежности на основе SEM

Статистическое программное обеспечение общего назначения, такое как SPSS и SAS, включает функцию расчета ${ displaystyle { rho} _ {T}}$. Пользователи, которые не знают формулы ${ displaystyle { rho} _ {T}}$ нет проблем с получением оценок всего несколькими щелчками мыши.

Программное обеспечение SEM, такое как AMOS, LISREL и MPLUS, не имеет функции для расчета коэффициентов надежности на основе SEM. Пользователи должны вычислить результат, введя его в формулу. Чтобы избежать этого неудобства и возможной ошибки, даже исследования, сообщающие об использовании SEM, полагаются на ${ displaystyle { rho} _ {T}}$ вместо коэффициентов надежности на основе SEM.^[1] Есть несколько альтернатив для автоматического расчета коэффициентов надежности на основе SEM.

1) R (бесплатно): Психологический пакет ^[50] рассчитывает различные коэффициенты надежности.

2) EQS (платно):^[51] Это программное обеспечение SEM имеет функцию для расчета коэффициентов надежности.

3) RelCalc (бесплатно):^[1] Доступно в Microsoft Excel. ${ displaystyle rho _ {C}}$ могут быть получены без использования программного обеспечения SEM. Различные многомерные коэффициенты надежности SEM и различные типы ${ displaystyle { omega} _ {H}}$ может быть рассчитан на основе результатов программного обеспечения SEM.

Вывод формулы^[1]

Предположение 1. Наблюдаемая оценка элемента состоит из истинной оценки элемента и ошибки элемента, которая не зависит от истинной оценки. ${ displaystyle X_ {i} = T_ {i} + e_ {i}}$

Лемма. ${ displaystyle Cov (T_ {i}, e_ {i}) = Cov (T_ {i}, e_ {j}) = 0, forall i neq j}$

Предположение 2. Ошибки независимы друг от друга. ${ displaystyle Cov (e_ {i}, e_ {j}) = 0, forall i neq j}$

Допущение 3. (Предположение о том, что он является по существу тау-эквивалентом) Истинная оценка элемента состоит из истинной оценки, общей для всех элементов, и постоянной оценки элемента. ${ displaystyle T_ {i} = mu _ {i} + t}$

Позволять ${ displaystyle T}$ обозначают сумму истинных баллов по пункту. ${ Displaystyle Т = сумма _ {я = 1} ^ {к} Т_ {я}}$

Дисперсия ${ displaystyle T}$ называется истинной дисперсией оценки.

Определение. Надежность - это отношение истинной дисперсии оценок к наблюдаемой дисперсии оценок. ${ displaystyle rho = { sigma _ {T} ^ {2} over sigma _ {X} ^ {2}}}$

Следующее соотношение устанавливается на основании сделанных выше предположений.

${ displaystyle sigma _ {i} ^ {2} = Var ( mu _ {i} + t + e_ {i}) = sigma _ {t} ^ {2} + sigma _ {e_ {i} } ^ {2} ( потому что Var ( mu _ {i}) = Cov (t, e_ {i}) = Cov ( mu _ {i}, e_ {i}) = Cov ( mu _ {i }, t) = 0)}$

${ displaystyle sigma _ {ij} = Cov (T_ {i} + e_ {i}, T_ {j} + e_ {j}) = sigma _ {t} ^ {2} ( потому что Cov (T_ { i}, e_ {j}) = Cov (T_ {j}, e_ {i}) = Cov (e_ {i}, e_ {j}) = 0)}$

Следовательно, ковариационная матрица между элементами выглядит следующим образом.

Наблюдаемая ковариационная матрица

	${ displaystyle X_ {1}}$	${ displaystyle X_ {2}}$	${ displaystyle ldots}$	${ displaystyle X_ {k}}$
${ displaystyle X_ {1}}$	${ Displaystyle sigma _ {т} ^ {2} + sigma _ {е_ {1}} ^ {2}}$	${ Displaystyle sigma _ {т} ^ {2}}$	${ displaystyle ldots}$	${ Displaystyle sigma _ {т} ^ {2}}$
${ displaystyle X_ {2}}$	${ Displaystyle sigma _ {т} ^ {2}}$	${ Displaystyle sigma _ {т} ^ {2} + sigma _ {е_ {2}} ^ {2}}$	${ displaystyle ldots}$	${ Displaystyle sigma _ {т} ^ {2}}$
${ displaystyle vdots}$	${ displaystyle vdots}$	${ displaystyle vdots}$	${ displaystyle ddots}$	${ displaystyle vdots}$
${ displaystyle X_ {k}}$	${ Displaystyle sigma _ {т} ^ {2}}$	${ Displaystyle sigma _ {т} ^ {2}}$	${ displaystyle ldots}$	${ displaystyle sigma _ {t} ^ {2} + sigma _ {e_ {k}} ^ {2}}$