CC BY
102
нет соответствующего экспериментального уровня энергии. Следовательно, вычисленная часть спектра задачи (33), (36), (37) перекрывает экспериментальный спектр, то есть пакет БЫРИ4М может успешно применяться в задачах, аналогичных рассмотренной.
Для у=14 точность решения 0(ИР) (р=4) подтверждена вычислениями на последовательности трех сгущающихся сеток с шагами Ь=0,005 (N=2001), И/2, И/4 и получением значения отношения Рунге для zh=(Xh, уь): 2 — 2
ст = —--^ м 27,5 — 45,0, (41)
гУг — ^ то есть порядок р=^2ст>4.
Расчеты выполнялись на PC (Intel(R) Pen-tium(R) Mprocessor 1.8GHz) в системе Maple версии 13. Переменное окружение Digits управляет числом цифр, которые Maple использует при вычислениях с числами с плавающей запятой. При Digits=10 алгоритм в пакете SLIPH4M по умолчанию не сходится, поэтому в пакете SLIPH4M Di-gits=20. Начальное приближение дает невязку по формуле (14) 8к«10+2-10-2. Итерации осуществлялись с выбором параметра тк согласно формуле (29) (т0=0,1), причем в процессе уточнения невязка достигала величины «10-8-10-11 в среднем за 11 итераций.
Авторы благодарят профессора И.В. Пузыни-на (ОИЯИ, г. Дубна) за постоянный интерес, помощь и поддержку.
Литература
1. Самарский А.А. Теория разностных схем. М.: Наука, 1983. С. 258-276.
2. Пузынин И.В. [и др.]. Обобщенный непрерывный аналог метода Ньютона для численного исследования некоторых квантово-полевых моделей; Физика элементарных частиц и атомного ядра (ЭЧАЯ). 1999. Т. 30. Вып. 1. С. 210-265.
3. Пузынин И.В., Пузынина Т.П., Во Чонг Тхак. SLIPM -программа на языке MAPLE для численного решения частичной проблемы Штурма-Лиувилля на основе непрерывного аналога метода Ньютона // Вестн. РУДН: сер. Математика. Информатика. Физика. 2010. № 2. Вып. 2. С. 90-98.
4. Пузынин И.В., Пузынина Т.П., Стриж Т.А. SLIPH4 -программа для численного решения задачи Штурма-Лиувилля // Сообщения ОИЯИ, P11-87-332, Дубна, 1987.
5. Sharp T.E. Potential-energy curves for molecular hydrogen and its ions // Atomic Data and Nuclear Data Tables, 1971. Vol. 2, pp. 119-169.
УДК 378.146:519.87
МОДЕЛЬ ДИХОТОМИЧЕСКОЙ МАТРИЦЫ РЕЗУЛЬТАТОВ ТЕСТИРОВАНИЯ
И.Н. Елисеев, к.т.н. (Южно-Российский государственный университет экономики и сервиса, г. Шахты,
егп@^ззи-ги)
Рассматриваются теоретические предпосылки и основные этапы формирования модели дихотомической матрицы результатов тестирования. На основе вычислительного эксперимента сформирована и исследована модель дихотомической матрицы ответов размером 1009x49, применение которой позволит успешно решать проблемы, связанные с моделированием и параметризацией педагогических тестов.
Ключевые слова: модель дихотомической матрицы, тест, индикатор теста, латентный параметр, модель Раша.
При исследовании широкого круга проблем, связанных с моделированием и параметризацией диагностических тестов [1], необходимо иметь модель дихотомической матрицы результатов тестирования, используя которую, можно было бы оценить генеральные значения Pj и 01 латентных параметров однопараметрической дихотомической модели Раша [2, 3]. Элементы такой матрицы
должны соответствовать модели Раша, используемой в качестве модели измерения латентных параметров р и 0, а статистические параметры удовлетворять критериям качества виртуального теста-модели, результаты выполнения которого эти элементы матрицы представляют. Строки модели-матрицы - это совокупности нулей и единиц, оценивающие выполнение виртуального набора
индикаторов каждым из виртуальных участников тестирования, а ее столбцы - результаты выполнения каждого из индикаторов каждым из участников. Суммирование элементов модели-матрицы по строкам позволяет получить значения индивидуальных баллов х1 участников тестирования, а сложение значений элементов столбцов модели-матрицы - значения индивидуальных баллов у1 индикаторов. В соответствии с рекуррентными формулами, используемыми для расчета значений латентных параметров модели Раша, именно на основе этих индивидуальных баллов участников тестирования и заданий оцениваются генеральные значения 01 и Pj латентных параметров [1, 3].
В общем случае генеральная дихотомическая матрица результатов тестирования должна иметь достаточно много строк и столбцов. Количество строк определяет объем необходимой виртуальной выборки студентов, что проблемой не является (по крайней мере в общем случае). Количество столбцов - это число виртуальных индикаторов диагностического теста-модели, на практике ограниченное разумными пределами. Например, рекомендуется включать в педагогический тест 50 заданий. Увеличение количества заданий сверх этой цифры приводит к утомляемости участников тестирования, поэтому полученные значения 01 и Pj в этом случае нельзя считать объективными [3]. С учетом данного обстоятельства формируемая матрица ответов может содержать достаточно большое количество строк и ограниченное число индикаторов Ь (Ъ~50). В связи с этим под термином «генеральная модель» будем понимать модель дихотомической матрицы с достаточно большим количеством строк и ограниченным количеством столбцов, по которым рассчитываются генеральные значения 01 и Pj латентных параметров, из нее формируются подматрицы для решения задач, связанных с моделированием и параметризацией педагогических тестов.
Ограничение числа индикаторов привносит определенные трудности в процесс создания генеральной дихотомической матрицы. Поскольку значения индивидуальных баллов х1 могут быть только целочисленными, ограничение числа индикаторов, с одной стороны, усложняет обеспечение нормативности матрицы ответов, с другой -снижает точность расчетной оценки латентного параметра 01 .
Понятие нормативности для экспериментальной дихотомической матрицы результатов означает, что в ней участники тестирования с разным уровнем подготовленности 0 представлены в тех же пропорциях, что и в генеральной матрице ответов. Если же говорить о дихотомической матрице ответов, используемой для расчета генеральных значений 01 и Pj, то для нее выполнение требования нормативности означает одновременное соблюдение двух условий.
1. Все индикаторы теста-модели должны быть разной трудности. Расположение их на оси латентной переменной р должно соответствовать статистической плотности распределения вероятности рр значений Pj. Если это нормальное распределение, то в его центральной части значения Pj должны располагаться гуще, при удалении от центра - реже.
2. Плотность расположения всех N участников тестирования на оси латентной переменной 0 должна соответствовать распределению, определяемому законом распределения плотности вероятности р0 значений 0Ь Среди них обязательно наличие участников с одинаковыми значениями 0Ь причем их число п должно соответствовать распределению плотности вероятности р0. В выборке должны присутствовать только те участники тестирования, уровень подготовленности которых соответствует целочисленным значениям хь изменяющимся в диапазоне от 1 до Ь-1.
Формирование модели дихотомической матрицы результатов тестирования
На первом этапе формирования модели матрицы выбираются законы распределения значений латентных переменных 01 и Pj. Как показывает опыт массовой обработки результатов централизованного тестирования, ЕГЭ, а также обработки результатов тестирования уровня подготовленности студентов многоуровневого университетского комплекса «ЮРГУЭС» (г. Шахты), статистики 01 и Pj распределены по нормальному закону [3]. Поэтому при формировании модели дихотомической матрицы ответов предполагалось, что значения 01 и Pj подчинены нормальному закону распределения с плотностями р0 и рр соответственно:
Рш =
РР,=
1
-(а,-ше )2
-(Р!-'"р )2
„ 2-а2.
(1)
(2)
На втором этапе оцениваются интервалы изменения переменных 01 и Pj. Чтобы обеспечить ва-лидность теста-модели по отношению к виртуальной генеральной выборке студентов, интервалы изменения 01 и р1 желательно выбирать одинаковыми, равными [-а; а].
Задавая числа интервалов разбиения выбранного диапазона изменения переменных 01 и Р1 равными л»е и л»р, находим длину частичных интервалов А0 и Ар:
де = 2а, (3)
где числа и \р должны быть нечетными.
(4)
1
Задаем значения параметров те, ое и тр, законов распределения плотности вероятности 01 и Р). Используя значения ше и шр в качестве центров распределений, определяем границы интервалов разбиения диапазонов изменения для 0 и р.
Находим число участников тестирования п в каждом интервале разбиения. Для к-го интервала формула для вычисления пк будет иметь вид
пк «Ре
.(а.-д2е)-де-N.
(5)
где 0нк - нижняя граница к-го интервала; р0(0) -плотность распределения вероятности латентной переменной 0. Рассчитываем значения уровня подготовленности участников тестирования по интервалам. Для к-го интервала разбиения расчетное выражение имеет вид
акт «(е„к +вк) + (т-1)-дек. (т = мк. к = а).
где дек =
да- 2ек
Пк -1
ек - малая величина, наличие
которой исключает попадание значений 0кш на границу интервала. Полученные значения 0к111 объединяем в одну общую выборку 0° (1 = 1, N :
N = ^ пк), элементы которой будут упорядочены
к=1
по возрастанию уровня подготовленности участников тестирования от 1-го к ^му (в модели-матрице они расположены сверху вниз).
Рассчитываем число 4 индикаторов в каждом интервале разбиения. Для «-го интервала оно определится выражением
1. «Р[
(р.,+?}
др-ь.
(6)
где Р„, - нижняя граница «-го интервала; Рр(Р) -функция плотности распределения вероятности латентной переменной р.
Определяем значения р«ш уровня трудности индикаторов для «-го интервала разбиения:
Р- «(Рн, +е,)+(т-1)-др,. (т = Ц. 8 = ).
др-2-Е
где др =-1. рн, - нижняя граница интер-
к - 1
вала; е« - малая величина, использование которой исключает попадание значений р«ш на границы интервала. Объединяя полученные значения р«ш,
__'р
получим выборку Р^ (] = 1,Ь , Ь = ), элемен-
8 = 1
ты которой упорядочены по возрастанию значений трудности от 1-го к Ь-му (в модели-матрице они будут расположены слева направо).
Используя найденные выборки 0° и р! и выражение для модели Раша, находим индивидуальные баллы х' и у' :
=1Х>; =Ерп
(7)
!=1
Р =
1
1 + е-«-РР
Округляем полученные значения х[° и у'° до
целочисленных х1 и yj. Проверяем выполнение равенства
= £У;. (8)
,=1 !=1
Если равенство не выполняется, корректируем значения х1 и yj за счет изменения числа участников тестирования N.
По найденным значениям х1 и у) формируется первоначальная модель дихотомической матрицы результатов тестирования М0. Поскольку элементы выборки упорядочены по возрастанию значений слева направо, а выборки 0° - сверху вниз, результаты выполнения наиболее трудных индикаторов будут располагаться в крайних правых столбцах матрицы, а результаты ответов на индикаторы наиболее подготовленных студентов - в самых нижних строках матрицы. Заполнение матрицы элементами «1» целесообразно начинать с ее правой нижней части. Единицы должны быть распределены по ячейкам матрицы М0 таким образом, чтобы сумма их по каждой строке была равна соответствующему индивидуальному баллу х1 участника тестирования с номером 1, а сумма единиц по каждому столбцу - индивидуальному баллу у) задания под номером Заполнение матрицы единицами осуществлялось справа налево, снизу вверх. После расстановки единиц пустые ячейки матрицы заполняются нулями, и получается первичная (предварительная) модель матрицы М0. На этом заканчивается первый этап формирования модели генеральной дихотомической матрицы результатов тестирования.
На втором этапе обеспечиваются адекватность элементов матрицы М0 модели Раша, а также соответствие системообразующих свойств индикаторов и их критериальной валидности научно обоснованным критериям качества. При заданных значениях индивидуальных баллов х1 и у) элементы матрицы М0 необходимо расположить таким образом, чтобы они были адекватны модели Раша, обладали требуемыми системообразующими свойствами и критериальной валидностью.
В современных программных средствах адекватность проверяется, как правило, на основе критерия согласия %2. Адекватность считается обеспеченной, если вероятности р(р) и р^ соответствия модели Раша индивидуальных баллов всей совокупности индикаторов и всех участников тестирования в целом равны 1 или близки к 1. Это условие должно выполняться также для каждого
индикатора и для каждого тестируемого в отдельности.
Второй этап начинают с проверки адекватности полученной матрицы М0, для чего она обрабатывается с помощью программных средств, реализующих дихотомическую модель Раша, например, с помощью программного комплекса МЬР-1 [4], и анализируются полученные значения вероятностей согласия р(р) и р(в2:. Как правило, их
ХЕ ХЕ
первоначальные значения близки к нулю. Для повышения р(р) и р((2) случайным образом осущест-
Хе ХЕ
вляются перестановки нулей и единиц в парах столбцов или строк, и каждый раз проверяется,
как меняются значения р(р) и р(2'. При их возрас-
ХЕ ХЕ
тании изменения в матрице сохраняются. Процесс перестановки повторяется до тех пор, пока каждое из значений р(р) и р((2) не приблизится к едини-
ХЕ Хе
це. Как показал эксперимент, при достижении адекватности автоматически обеспечиваются необходимые значения ^^>0,3) точечного бисери-ального коэффициента корреляции Rbj, характеризующего критериальную валидность индикаторов, а также их коэффициентов интеркорреляции Гу, определяющих системообразующие свойства всей совокупности индикаторов.
Таким образом, после обеспечения адекватности индикаторов и участников тестирования модели измерения Раша получается модель генеральной дихотомической матрицы ответов M в окончательном виде.
Рассчитанные по матрице M значения латентных переменных 6* и р* могут отличаться от
значений 0° и Р^ которые изначально выбирались как оценки генеральных. Это обусловлено тем, что 6* и рассчитывались по округленным значениям индивидуальных баллов х1 и у^ а не по х' и у' ', определяемым по значениям 9? и Р^.
Поэтому генеральными значениями 6i и р) латентных переменных окончательно выбираем значения 6* и : 6i= 6*, Pj= . В качестве параметров
законов распределения статистик 6i и Pj принимаем значения, рассчитанные по сформированной матрице Шр = р ; ст2 = (стр )2; шв=ё ; ст* = (ст* )2,
где р, 6 и (ст* )2, (ст* )2 - выборочные средние и
выборочные дисперсии значений и 6*.
На заключительном этапе проверяем соответствие законов распределения полученных значений 6i и Pj нормальному закону. С этой целью строим гистограммы распределения этих значений, считая центрами распределения m6 и mр, с длиной интервалов разбиения, определяемых выражениями (3), (4). Проверяем выполнение крите-
рия согласия х для полученных гистограмм, используя выражения (1), (2) для законов распределения плотностей вероятностей. Равенство или близость к 1 вероятностей согласия р для статистики 6i и р 2 для статистики Pj свидетельствует о
ХР
том, что полученную модель дихотомической матрицы можно считать генеральной. Если хотя бы одна из величин р или р 2 заметно отличается от 1, обрабатывают полученную матрицу и анализируют расположение характеристических кривых индикаторов и персональных кривых участников тестирования на осях латентных переменных. Снижение величины р возникает, как
1х
правило, из-за отклонений плотности распределения указанных кривых на этих осях от нормального закона. То есть из-за нарушения условия нормативности сформированной матрицы. Для ее восстановления корректируют расположение кривых на осях латентных переменных, изменяя значения xi или у).
Проведение вычислительного эксперимента
Первоначальным планом вычислительного эксперимента предусматривалось формирование модели дихотомической матрицы с числом индикаторов Ь=51 и числом участников тестирования N=1020. Значение индивидуального балла xi при заданном числе индикаторов может изменяться в пределах от 1 до 50. В первом приближении это соответствует изменению уровня подготовленности 6 участников тестирования в интервале от минус 3,912 до 3,912 логит. Конкретные первоначальные значения латентного параметра 6 рассчитывались по значениям xi в предположении, что они изменяются в диапазоне от 1 до 50 с шагом Ах=1. Для расчета использовалась формула х.
6(Н) = 1п-' Ь - х!
Полученные значения 6(Н) представлены в
столбце 4 таблицы 1. Значения |(Н) рассчитыва-
N - у
лись по формуле р™ = 1п-
Диапазон их изменения выбирался таким же, как и для значений 6(щ .
Рассчитанные значения р(щ приведены в столбце 2 таблицы 1. Исходные значения оценок математических ожиданий т6 и тр выбирались равными 0. Первоначальные оценки стандартных отклонений ае=сУр =1,423 рассчитывались исходя из правила трех сигм, характерного для нормального закона распределения.
Таблица 1
Данные для формирования первичной модели матрицы
у(Н) Р(Н) х(Н) е(Н) у? у? е(У) х|° х°
20 3,9120 1 -3,9120 -3,912 2,21 2
40 3,1987 2 -3,1987 929,53 930 -3,1987 3,97 4
60 2,7726 3 -2,7726 899,41 899 -2,7726 5,48 5
80 2,4639 4 -2,4639 872,40 872 -2,4639 6,82 7
100 2,2192 5 -2,2192 847,65 848 -2,2192 8,03 8
125 2,0149 6 -2,0149 824,66 825 -2,0149 9,15 9
140 1,8383 7 -1,8383 803,07 803 -1,8383 10,20 10
160 1,6818 8 -1,6818 782,62 783 -1,6818 11,19 11
180 1,5404 9 -1,5404 763,13 763 -1,5404 12,13 12
200 1,4110 10 -1,4110 744,45 744 -1,4110 13,02 13
220 1,2910 11 -1,2910 726,46 726 -1,2910 13,89 14
240 1,1787 12 -1,1787 709,06 709 -1,1787 14,72 15
260 1,0726 13 -1,0726 692,17 692 -1,0726 15,53 16
280 0,9719 14 -0,9719 675,72 676 -0,9719 16,31 16
300 0,8755 15 -0,8755 659,66 660 -0,8755 17,08 17
320 0,7828 16 -0,7828 643,94 644 -0,7828 17,83 18
340 0,6931 17 -0,6931 628,50 629 -0,6931 18,57 19
360 0,6061 18 -0,6061 613,31 613 -0,6061 19,29 19
380 0,5213 19 -0,5213 598,33 598 -0,5213 20,01 20
400 0,4383 20 -0,4383 583,53 584 -0,4383 20,71 21
420 0,3567 21 -0,3567 568,88 569 -0,3567 21,41 21
440 0,2763 22 -0,2763 554,34 554 -0,2763 22,10 22
460 0,1967 23 -0,1967 539,90 540 -0,1967 22,79 23
480 0,1178 24 -0,1178 525,51 526 -0,1178 23,48 23
500 0,0392 25 -0,0392 511,17 511 -0,0392 24,16 24
520 -0,0392 26 0,0392 504,00 504 0,0000 24,85 25
540 -0,1178 27 0,1178 496,83 497 0,0392 25,00 25
560 -0,1967 28 0,1967 482,49 482 0,1178 25,53 26
580 -0,2763 29 0,2763 468,10 468 0,1967 26,22 26
600 -0,3567 30 0,3567 453,66 454 0,2763 26,91 27
620 -0,4383 31 0,4383 439,12 439 0,3567 27,60 28
640 -0,5213 32 0,5213 424,47 424 0,4383 28,30 28
660 -0,6061 33 0,6061 409,67 410 0,5213 29,00 29
680 -0,6931 34 0,6931 394,69 395 0,6061 29,72 30
700 -0,7828 35 0,7828 379,50 379 0,6931 30,44 30
720 -0,8755 36 0,8755 364,06 364 0,7828 31,18 31
740 -0,9719 37 0,9719 348,33 348 0,8755 31,93 32
760 -1,0726 38 1,0726 332,28 332 0,9719 32,70 33
780 -1,1787 39 1,1787 315,83 316 1,0726 33,48 33
800 -1,2910 40 1,2910 298,94 299 1,1787 34,29 34
820 -1,4110 41 1,4110 281,54 282 1,2910 35,12 35
840 -1,5404 42 1,5404 263,55 264 1,4110 35,99 36
860 -1,6818 43 1,6818 244,87 245 1,5404 36,89 37
880 -1,8383 44 1,8383 225,38 225 1,6818 37,82 38
900 -2,0149 45 2,0149 204,93 205 1,8383 38,81 39
920 -2,2192 46 2,2192 188,86 189 1,9685 39,86 40
940 -2,4639 47 2,4639 160,35 160 2,2192 40,98 41
960 -2,7726 48 2,7726 135,60 136 2,4639 42,19 42
980 -3,1987 49 3,1987 108,59 109 2,7726 43,53 44
1000 -3,9120 50 3,9120 78,47 78 3,1987 45,03 45
3,912 46,95 47
Для нахождения числа тестируемых по интервалам разбиения п(уе) и тестируемых с одинаковым уровнем знаний п строилась гистограмма распределения значений е(Н). Для этого выбранный диапазон варьирования латентных переменных разбивался на несколько интервалов. С учетом рассчитанных значений е(Н) ширина интервала разбиения АО выбиралась равной 0,8 логит. Поскольку число интервалов ve должно быть нечетным, диапазон изменения латентных переменных
был расширен до [-4,4; 4,4] логит. После этого значение ve оказалось равным 11. Первый интервал разбиения располагался симметрично относительно центра распределения те = 0. Для расчета числа участников п(,е) в каждом интервале разбиения использовалась формула (5). Значения п(,е) для интервалов слева направо составили: 5, 18, 58, 126, 194, 218, 194, 126, 58, 18, 5. По ним построена
гистограмма распределения, и с помощью крите-2
рия согласия / проверено ее соответствие нормальному закону распределения. Значение вероятности согласия п<е) оказалось близким к 1.
Аналогичные процедуры были проделаны для значений Р(Н) в предположении, что Ар=А0=0,8 логит, vp=ve=11. При построении гистограммы значения Р) не повторялись. Значения п(,Р) для двух крайних интервалов оказались равными 0,263. Поскольку п(,Р) может принимать только целочисленные значения и рассчитанные значения п<Р) = п(Р) =0,263 намного меньше 1, число разбиений vp пришлось уменьшить, отбросив два крайних интервала. Поэтому число заданий сократилось до 49. Их распределение по интервалам разбиения составило 1, 3, 6, 9, 11, 9, 6, 3, 1. Проверка показала, что полученная гистограмма распределения значений Р(Н) соответствует нормальному закону распределения с вероятностью согласия п(р), очень близкой к 1.
По найденным значениям е(Н) и Р(Н) с помощью формул (7) рассчитаны значения индивидуальных баллов х!° и у'' (столбцы 5, 8 табл. 1), которые были округлены до целочисленных значений х0 и у° (столбцы 6, 9 табл. 1). Проверялось
N Ь
выполнение равенства ^х0 у° . Для его дос-
1=1 ]=1
тижения пришлось снизить число участников тестирования до 1008.
Далее по значениям х0 и у° сформирована
модель дихотомической матрицы М0, как было описано выше. Обработка полученной матрицы программным комплексом ШЬР-1Ы позволила уточнить значение оценки стандартного отклонения о(Н) для латентного параметра е. Она оказалась равной ст(у) =1,407 логит. С использованием
(у)
этого значения ст(у) пересчитывались ранее полученные е(Н) и находились новые е(у). По значе-
ниям Р(Н)
0:У) рассчитывались новые значения х/ и у'/ округляемые до целочисленных величин xi и у)
которые оставлялись неизменными, и
По
Для обеспечения выполнения условия (8) число участников тестирования пришлось увеличить до 1009. По значениям xi и у) была сформирована новая модель дихотомической матрицы М1. Изменением расположения ее элементов при неизменных значениях xi и у) обеспечивались их адекватность модели Раша, необходимые системообразующие свойства индикаторов и их критериальная валид-ность. В результате была получена окончательная модель генеральной дихотомической матрицы М.
Параметры латентных переменных 0 и в, а также величины, характеризующие показатели качества теста-модели, рассчитанные с помощью программного комплекса ШЬР-1Ы по сформированной модели матрицы, приведены в таблицах 2 и 3.
Таблица 2
Статистические параметры теста-модели
те, ло-гит т р, ло-гит Ое, ло-гит Ор, ло-гит Г<1 акт Гбв Г„1 рХ2) Хе р? хе
0,004 0,000 1,414 1,453 0,926 0,929 0,926 0,933 1,0 0,999
Из таблицы 2 видно, что статистические показатели, характеризующие качество теста-модели, являются высокими. Коэффициент дифференциации участников тестирования составил 0,926. Значения коэффициента надежности, рассчитанные разными методами, оказались больше 0,9 и составили:
- 0,929 для метода Кронбаха (а Кронбаха);
- 0,926 для метода Спирмана-Брауна (он же характеризует гомогенность теста-модели);
- 0,934 для метода, основанного на использовании среднего значения коэффициента интеркорреляции индикаторов.
Адекватность совокупности индикаторов и всех тестируемых в целом модели Раша является высокой: вероятности соответствия результатов выполнения индикаторов их теоретическим характеристическим кривым и теоретическим персональным кривым участников составляют соответственно р(р) = 0,999 и р(12) = 1,0 (последние *х2 Хе
столбцы табл. 2). Анализ значений коэффициентов интеркорреляции индикаторов т^ показал, что все они положительные и не превышают 0,3, а это является свидетельством соответствия их системообразующих свойств принятым критериям [5].
В столбце 3 таблицы 3 приведены значения (р о
вероятности р 2 ' для каждого индикатора в отдельности. Видно, что они составляют не менее 0,4, что говорит о допустимости гипотезы об адекватности модели Раша каждого индикатора в отдельности. Аналогичный вывод справедлив и для участников тестирования. Из анализа значений бисериального коэффициента корреляции Rb (последний столбец таблицы 3) видно, что они составляют не менее 0,3, что говорит о соответствии
критериальной валидности индикаторов теста-модели принятым критериям [5].
Таблица 3
Параметры индикаторов
логит рХр,) К,
1 -3,173 0,499 0,31
2 -2,751 0,597 0,318
3 -2,444 0,614 0,352
4 -2,198 0,69 0,4
5 -1,994 0,64 0,402
6 -1,823 0,648 0,436
7 -1,663 0,602 0,44
8 -1,526 0,68 0,458
9 -1,396 0,629 0,474
10 -1,276 0,654 0,479
11 -1,167 0,599 0,483
12 -1,061 0,575 0,499
13 -0,964 0,539 0,508
14 -0,869 0,6 0,504
15 -0,775 0,492 0,51
16 -0,689 0,558 0,506
17 -0,598 0,509 0,527
18 -0,514 0,5 0,526
19 -0,436 0,41 0,513
20 -0,353 0,447 0,52
21 -0,271 0,448 0,535
22 -0,195 0,483 0,515
23 -0,114 0,47 0,529
24 -0,038 0,487 0,501
25 0 0,442 0,525
26 0,038 0,465 0,524
27 0,119 0,402 0,535
28 0,195 0,42 0,511
29 0,277 0,459 0,524
30 0,354 0,462 0,522
31 0,436 0,491 0,521
32 0,52 0,482 0,514
33 0,604 0,497 0,518
34 0,689 0,475 0,523
35 0,775 0,608 0,509
36 0,869 0,585 0,504
37 0,964 0,519 0,511
38 1,061 0,556 0,505
39 1,167 0,577 0,491
40 1,282 0,651 0,478
41 1,402 0,553 0,467
42 1,526 0,637 0,479
43 1,67 0,596 0,454
44 1,823 0,671 0,428
45 1,952 0,663 0,429
46 2,206 0,693 0,4
47 2,442 0,603 0,363
48 2,749 0,603 0,36
49 3,169 0,495 0,306
На рисунках 1 и 2 изображены гистограммы распределения значений 6i и а также кривые плотности вероятности нормального закона распределения, полученные с использованием статистических параметров, которые указаны в первых четырех столбцах таблицы 2. О соответствии статистик 6i и нормальному закону распределения свидетельствуют высокие значения вероятности согласия (р 2 ~1), полученные на основе критерия
согласия х2.
1 к (1
дХх ч\
Д логит
ill
Рис. 1. Гистограмма значений латентного параметра в
230
j j П 1: j 4 ■
Рис. 2. Гистограмма значений латентного параметра в
Рис. 3. Характеристические кривые индикаторов модели матрицы
На рисунке 3 показано расположение характеристических кривых индикаторов Р)(0) на оси латентной переменной 0. Визуальный анализ расположения кривых позволяет заключить, что плотность их распределения удовлетворяет нормальному закону распределения.
Таким образом, полученные данные свидетельствуют о том, что сформированная модель
дихотомической матрицы ответов представляет собой результаты выполнения модели теста с высокими показателями качества и может считаться генеральной.
Большие размеры полученной модели генеральной дихотомической матрицы ответов не позволяют привести ее в тексте статьи.
Литература
1. Нейман Ю.М., Хлебников В.А. Введение в теорию моделирования и параметризации педагогических тестов. М.: Прометей, 2000. 169 с.
2. Rasch G. Probabilistic Models for Some Intelligence and Attainment Tests. Copenhagen, Denmark : Danish Institute for Educational Research, 1960.
3. Елисеев И.Н. Методы, алгоритмы и программные комплексы для расчета характеристик диагностических средств независимой оценки качества образования: монография. Новочеркасск: Лик, 2010. 316 с.
4. Елисеев И.Н., Елисеев И.И., Фисунов А.В. Программный комплекс RILP-1 // Программные продукты и системы. 2009. № 2. С. 178-181.
5. Аванесов В.С. Основы научной организации педагогического контроля в высшей школе. М.: Исслед. центр по пробл. управл. кач-вом подгот. спец-тов при МИСиС, 1989. 68 с.
УДК 004.032.6
ОСНОВЫ ПОСТРОЕНИЯ ТРЕНАЖЕРНО-ОБУЧАЮЩИХ СИСТЕМ СЛОЖНЫХ ТЕХНИЧЕСКИХ КОМПЛЕКСОВ
(Работа выполняется при поддержке РФФИ, грант № 11-07-00158-а)
В.Н. Решетников, д.ф.-м.н..; К.А. Мамросенко, к.т.н.
(Научно-исследовательский институт системньж исследований РАН, г. Москва, kirillam@ya.ru)
В статье сформулированы основные требования к разработке и функционированию тренажерно-обучающих систем сложных технических комплексов. Приведены классификация этих систем и данные об оценке эффективности подготовки с использованием тренажерно-обучающих систем.
Ключевые слова: тренажерно-обучающая система, распределенные вычисления, математическое моделирование, мультимедийные технологии.
Тренажерно-обучающие системы (далее тренажеры) - разновидность технических систем, по-
зволяющих решать задачи подготовки персонала с целью обучения управлению сложными техниче-
