1 / 22

Responsie college II:

Responsie college II:. Math Candel, Universiteit Maastricht. Spearman-Brown. G = nieuwe schaal Y= oude schaal. Ga ik van een schaal met 10 items naar een schaal met 30 items:. Spearman-Brown. Ga ik van een schaal met 10 items naar een schaal met 15 items:.

prem
Download Presentation

Responsie college II:

An Image/Link below is provided (as is) to download presentation Download Policy: Content on the Website is provided to you AS IS for your information and personal use and may not be sold / licensed / shared on other websites without getting consent from its author. Content is provided to you AS IS for your information and personal use only. Download presentation by click this link. While downloading, if for some reason you are not able to download a presentation, the publisher may have deleted the file from their server. During download, if you can't get a presentation, the file might be deleted by the publisher.

E N D

Presentation Transcript

  1. Responsie college II: Math Candel, Universiteit Maastricht • Spearman-Brown • G = nieuwe schaal • Y= oude schaal

  2. Ga ik van een schaal met 10 items naar een schaal met 30 items: • Spearman-Brown Ga ik van een schaal met 10 items naar een schaal met 15 items:

  3. Ga ik van een schaal met 40 items naar een schaal met 15 items: • Spearman-Brown Oude schaal: (Y,Y’) = 0.95 Nieuwe schaal: (G,G’) = ?

  4. Spearman-Brown en Cronbach’s : • Spearman-Brown geeft altijd de betrouwbaarheid van het gemiddelde of de somscore op de schaal • G = nieuwe schaal: een schaal met K items • Y= oude schaal: een schaal met 1 item

  5. Nadelige effecten van onbetrouwbaarheid 1.Lagere power van statistische toetsen Bijv. Onbetrouwbaarheid verhoogt binnengroepsvarianties:

  6. 2. Attenuatie effect

  7. 2. Attenuatie effect

  8. 2. Attenuatie effect

  9. 2. Attenuatie effect

  10. 2. Attenuatie effect

  11. 2. Attenuatie effect

  12. Attenuatie in formule • betrouwbaarheden van X en Y liggen tussen 0 en 1 • de correlatie tussen X en Y wordt dus altijd afgezwakt (gaat naar 0 toe)

  13. Attenuatie in formule

  14. 3. Betrouwbaarheid van de verschilscore: Vi = Y1i – Y2i = T1i + E1i – (T2i + E2i) = (T1i – T2i) + (E1i – E2i) Ware score variantie = Var (T1i – T2i) = 2() Meetfout variantie = Var (E1i – E2i) = 22(e)

  15. Heterogeniteit in 2 betekenissen: (1) Heterogeniteit van een groep personen: 2(T) Hoe heterogener de groep, hoe groter 2(T), en hoe groter RESTRICTION-OF-RANGE EFFECT

  16. Heterogeniteit in 2 betekenissen: (2) Heterogeniteit van de items in een schaal Hoe heterogener de items, hoe lager de items met elkaar correleren, en hoe lager de “betrouwbaarheid van 1 item”. Dit leidt via Spearman-Brown tot een lagere Cronbach’s 

  17. ITEM-TOTAL STATISTICS Scale Mean Scale variance Corrected item Alpha if if item if item total-correlation item deleted deleted deleted Item1 7.5714 3.5462 0.4618 0.6414 Item2 7.6286 3.4756 0.4503 0.6421 Item3 7.6571 4.1143 0.0497 0.7185 Item4 7.4000 4.1882 0.2891 0.6773 Item5 7.8857 3.6924 0.2397 0.6878 Item6 7.5429 3.6672 0.4120 0.6513 Item7 7.7143 3.6218 0.3072 0.6718 Item8 7.4857 3.7277 0.4692 0.6462 Item9 8.0000 3.3529 0.4587 0.6394 Item10 7.4000 4.1294 0.3768 0.6711 Item11 7.4286 3.8992 0.4969 0.6528 ALPHA = 0.6856

  18. Errata voor bundel toetsvragen: • Vraag 6 uit HERKANSINGSTOETS 27 januari 1999 • Goede antwoord: antwoord b: 0.60

  19. Regressie-analyse (lineair en logistische) Vraag 13 uit toetsbundel: Gem. Y = b0 + b1*DHUISART Gem. Y (weinig) = 105.62 = 105.623 -16.157 *DHUISART 0 = -16.157 *DHUISART Dus: DHUISART = 0 voor weinig huisartsen

  20. Regressie-analyse (lineair en logistische) Vraag 13 uit toetsbundel: Gem. Y (veel) = 89.4664 = 105.623 -16.157 *DHUISART 89.4664 - 105.623 = -16.157 = -16.157*DHUISART Dus: DHUISART = 1 voor veel huisartsen

  21. Regressie-analyse (lineair en logistische) Vraag 24 uit toetsbundel: Ln (odds) = b0 + b1*GESLACHT Wat is b1 ? • Geen correctie voor STUDIE: • bereken geaggregeerde kruistabel (over studies heen) AANGEN niet AANGEN wel Vrouw 325 41 Man 558 375

  22. (2) ln(odds (mannen)) = b0 + b1 ln(odds (vrouwen)) = b0 ln(odds (mannen)) - ln(odds (vrouwen)) = b1 AANGEN niet AANGEN wel Vrouw 325 41 Man 558 375 Odds (mannen) = 375 / 558 ; ln odds(mannen) = -0.40 Odds (vrouwen) = 41/325 ; ln odds(vrouwen) = -2.07 b1 = -0.40 – (-2.07) = -0.40 + 2.07 = 1.67

More Related