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目反 理 段 度 告项 应 论阶 进 报
2009.9.29
albert.xu@watervilleinc.com
典 理 (经 测验 论 CTT )、真分数理论
 理 模型:论 T=E(X(T)) , X(T)=T+e(T) , E(e(T))=0
 推 :论
Cov(T,e)=0 ,真分和 差分相互独立;误
Var(X)=Var(T)+Var(e) , 察分方差等于真分方差和 差分方差之观 误
和;
Cov(X,T)=Var(T) ,真分和 察分的 方差等于真分方差;观 协
 信度:测验
ρ2
XT=Cov(X,T)2
/Var(X)Var(T)=1-Var(e)/Var(X)
典 理 (经 测验 论 CTT )、真分数理论
 格定 的平行 是存在的,即:严 义 测验
 T=T’ , Var(e|T)=Var(e’|T’)
 ρ2
XT=ρ2
X’T’=ρXX’
 通 性回 就可 由 的 察分估 真分:过线 归 经 测验 观 计
 T=ρXX ·X+E(X) ·(1-ρXX )
 一步假进 设 TX 和 TY 是 个两 测验 XY 的真分:
 ρTXTY=ρXY/√ρXX’ρXX’
 也就是 “ 效度 小于或等于 信度的平方根”说 测验 总 测验
 ρXY √ρ≤ XX
目反 理 是建立在强假 基 之上项 应 论 设 础
 潜在特 空 的 性假 :指所有 目都是 量同一潜在特质 间 单维 设 项 测 质
; 格 性可能 以 到,只要 有一个因子占主 地位就可严 单维 难 达 仅 导
以了。“ Phi 系数 的一个公因子的特征 大于 特征 的阵 值 总 值 20%”
 局部独立性假 : 目 无相 存在。 是与一 性假 相等同设 项 间 关 这 维 设
的,它是指考生 中不同 目的反 在 上是互相独立的。对测验 题 应 统计
也就是 考生在 中 某 目上的正 反 概率不依 于他在说 测验 对 题 确 应 赖
其他 目上的正 反 概率。题 确 应
 目特征曲 假项 线 设 : 是 考生某 目的正 反 概率与其能力之对 项 确 应
的函数 系所作的模型,指考生 目所作反 的概率遵循一间 关 对项 应
定的函数 系关 , 函数 系可以用 目特征曲 形式表示出来。这种 关 项 线
目特征曲 等 既承 作 基 数据的 目与被 参数是估项 线 值 认 为 础 项 试 计
,又能全面利用 度与区分度参数所提供的信息。值 难
 的非限 性假 :测验 时 设
3-PLM (三参数 LOGISTIC 模型)
3-PLM (三参数 LOGISTIC 模型)
 三参数 斯蒂模型中有 目区分度、 目 度、猜逻辑 项 项 难
三个参数:测
 a 参数, 目的区分度,即特征曲 的斜率,它的 越题 线 值
大 明 目 受 者的区分程度越高说 题 对 测
 b 参数, 目的 度,即特征曲 在横坐 上的投影题 难 线 标
 c 参数, 目的猜 系数,即特征曲 的截距题 测 线
 一个参考的范 是:围
 0<a<2 , -0.3<b<3 , 0<c<1
 被 人数和 目数一般不小于试 项 200 和 50
2-PLM 和 1-PLM
 2-PLM :
 a 参数, 目的区分度,即特征曲 的斜率,它的 越题 线 值
大 明 目 受 者的区分程度越高说 题 对 测
 b 参数, 目的 度,即特征曲 在横坐 上的投影题 难 线 标
 1-PLM :
 b 参数, 目的 度,即特征曲 在横坐 上的投影题 难 线 标
模 数据拟
 在 行数据模 ,如果有考生的真 能力 (进 拟时 实 值 θ )
,知道某个 的 度(试题 难 b )、区分度( a )和猜 度测
( c )等参数的 ,我 可以 算得到 考生在 个值 们 计 该 这 试
上的答 概率。题 对
 将此概率 P 和一个随机 生的产 [0 , 1 )之 的随机数间
r 相比 ,如果较 P>=r , 考生在 个 上回答正则该 这 试题
,确 x=1 ;否则 P<r , 考生答 ,则该 错该题 x=0 。这
, 名考生答 的概率正好等于样 这 对试题 P 。
 通 方法,只要知道考生的能力 和 的参数,过这种 值 试题
我 可以模 出 目反 理 中任何考生的作答反 ,们 拟 项 应 论 应
而且 些作答反 都是完全符合模型的理想化的考生作这 应
答。
模 数据拟
//Refer to Dr. Wen Jianbing's dissertation
function LOGISTIC_MODEL(a,b,c,theta){
return c+(1-c)/(1+Math.exp(-1.7*a*(theta-b))) ;
}
function PRINT_RESULT(result){
if(result>Math.random()){
document.write("1");
}
else document.write("0");
}
function GENERATE_DATA(){
for (i=0;i<500;i++){
PRINT_SUBJECT(i);
for (j=0;j<30;j++){
result = LOGISTIC_MODEL(item[j][0],item[j][1],item[j][2],subject[i]);
PRINT_RESULT(result);
}
document.write("<br />");
}
}
价一个 目的 劣(信息函数)评 试题项 优
 信息函数:
 判断 准一:标
 判断 准二:标
 “ 在 制 程中根据前者来 目可能更方便一点,而测验编 过 选择项
要 地比 目的 劣 可能 是要用后者。”笼统 较项 优 则 还
 “ 最佳 分权”评
∑=
=
n
1i
i )u,I()(I θθ
),I(M ii u
∫
+
−
3
3
),( θθ duI i
最佳 分权评
 以 ui 第记 i 个 目的得分(答 得项 对 1 分,答 不得分):错
 以 作 目为项 i 得分的加权数所 的信息函数是最大对应
的
 参数的最佳 分权:单 评
 双参数的最佳 分权:评
 三参数的最佳 分权:评
∑=
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n
1i
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P
ii
'
i
θθ Q
Dwi =
ii Daw =
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i
ii
ii
cP
cP
−
−
=
Phase 1: INPUT
 The input routine reads formatted data records.
 Data for each observation consist of
 Item responses of individual examinees comprise one character for
each of n items.
 The answer key, not-presented, and omit codes are read in exactly
the same format as the observations.
 For aggregate-level data, the "responses" consist of number of
attempts and number correct for each item.
 If data are for the aggregate-level model, vectors of numbers of
attempts and correct responses to the items are read in decimal
format.
Subject ID [ Form Number ] [ Group Number ] Item Response Data
Example 1 : exampl01.dat
a b c
参数估 的思路( 大似然估 )计 极 计
 目参数和能力参数都未知项
 1. 全部能力参数和 目参数指定初 ,对 项 值 θ 用 Z 分数, ai
0
用
目项 i 的 典区分度参数加上一个比例因子,经 bi
0
用 6×(0.5-
Bi) ,其中 Bi 目 典 度系数,为项 经 难 ci
0
取 目项 i 个数的倒备选项
数
 2. 把能力参数 θ 看作固定, 目参数对项 a , b , c 行求解进
 3. 将求出的 a , b , c 看作固定,求解 θ
 “ 大似然估 只是 叶斯估 的一 特例,即极 计 贝 计 种 f(θ) , f(a) ,
f(b) , f(c) 都是常数;因而可以 大似然估 是在 各 参说极 计 对 种
数的先 分布一无所知的情形下的一 最 的参数估 方法”验 种 简单 计
牛顿 - 拉夫 迭代(逊 Newton-Raphson )
void function4(){
double expression1(double);
double expression2(double);
double x=1.5;
while(expression1(x)>0.00001) {
x=x-expression1(x)/expression2(x);
}
printf(" 用牛 法所求 果运 顿 结 :%fn",x);
}
double expression1(double x){
double result;
result=x*x*x-x*x-1; // 原函数
return result;
}
double expression2(double x){
double result;
result=3*x*x-2*x; // 一 数阶导
return result;
}
多 分(人格 量)级评 测
 ECT 各 目均采用项 5 点 Likert 量表式 (共测题
1 、 2 、 3 、 4 、 5 五个等 ),因此 采用级 应 IRT 中的
等 反 模型(级 应 Graded Response Model , GRM ),用
MULTILOG 件 行参数估软 进 计
 由于被 可能存在 中化和 端化反 向, 第试 趋 极 应倾 选择 1 、
2 个等 和第级 4 、 5 个等 的人可能并不存在差 ,因级 别
此可以将第 1 、 2 个等 和第级 4 、 5 个等 合并,将级 5
分改级评 为 3 分级评
 自 量表中也常采用陈 2 分的 形式,而如果将级评 测题 5
分的 目合并成评 项 2 分,从 上 也能得到同级评 逻辑 讲 样
的效果。 Schmitt 等 明如果将证 5 分的前三个级评 选择
项赋 0 分 , 后 个两 选择项赋 1 分 , 量精度并不受很时 测
大影响
对 Logistic 模型的替代
 ARCTG 模型
p=0.5+(0.43-0.03a)arctg(a(θ-b))
 COS 模型
p=0.5-(0.85-0.16a)cos(πa(θ-b)/10+π/2)
 LINEAR 模型( θ0 是 ICC 上 曲率最大的点)
p=0.5+(0.025+0.366a)(θ-b)
θ0=b+0.73/a+0.139
 《 目反 理 中若干模型的比 》, 嘉元,项 应 论 较 俞 1990
 * 上 代 算机已 能 足速度上的要求实际 现 计 经 够满
其他 目反 模型项 应
 Nominal Categorical Model ( Bock , 1972 )
 分部反 模型( 目 度不一定应 项 难 单
,调 Masters , 1982 )
, ,
, ,
,
1
( )
i h i h
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θ
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0
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k
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j i k
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e
P
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θ δ
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∑
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j k j i k
k k
θ δ θ δ
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− = −∑ ∑

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项目反应理论项目进度报告20090929

  • 1. 目反 理 段 度 告项 应 论阶 进 报 2009.9.29 albert.xu@watervilleinc.com
  • 2. 典 理 (经 测验 论 CTT )、真分数理论  理 模型:论 T=E(X(T)) , X(T)=T+e(T) , E(e(T))=0  推 :论 Cov(T,e)=0 ,真分和 差分相互独立;误 Var(X)=Var(T)+Var(e) , 察分方差等于真分方差和 差分方差之观 误 和; Cov(X,T)=Var(T) ,真分和 察分的 方差等于真分方差;观 协  信度:测验 ρ2 XT=Cov(X,T)2 /Var(X)Var(T)=1-Var(e)/Var(X)
  • 3. 典 理 (经 测验 论 CTT )、真分数理论  格定 的平行 是存在的,即:严 义 测验  T=T’ , Var(e|T)=Var(e’|T’)  ρ2 XT=ρ2 X’T’=ρXX’  通 性回 就可 由 的 察分估 真分:过线 归 经 测验 观 计  T=ρXX ·X+E(X) ·(1-ρXX )  一步假进 设 TX 和 TY 是 个两 测验 XY 的真分:  ρTXTY=ρXY/√ρXX’ρXX’  也就是 “ 效度 小于或等于 信度的平方根”说 测验 总 测验  ρXY √ρ≤ XX
  • 4. 目反 理 是建立在强假 基 之上项 应 论 设 础  潜在特 空 的 性假 :指所有 目都是 量同一潜在特质 间 单维 设 项 测 质 ; 格 性可能 以 到,只要 有一个因子占主 地位就可严 单维 难 达 仅 导 以了。“ Phi 系数 的一个公因子的特征 大于 特征 的阵 值 总 值 20%”  局部独立性假 : 目 无相 存在。 是与一 性假 相等同设 项 间 关 这 维 设 的,它是指考生 中不同 目的反 在 上是互相独立的。对测验 题 应 统计 也就是 考生在 中 某 目上的正 反 概率不依 于他在说 测验 对 题 确 应 赖 其他 目上的正 反 概率。题 确 应  目特征曲 假项 线 设 : 是 考生某 目的正 反 概率与其能力之对 项 确 应 的函数 系所作的模型,指考生 目所作反 的概率遵循一间 关 对项 应 定的函数 系关 , 函数 系可以用 目特征曲 形式表示出来。这种 关 项 线 目特征曲 等 既承 作 基 数据的 目与被 参数是估项 线 值 认 为 础 项 试 计 ,又能全面利用 度与区分度参数所提供的信息。值 难  的非限 性假 :测验 时 设
  • 6. 3-PLM (三参数 LOGISTIC 模型)  三参数 斯蒂模型中有 目区分度、 目 度、猜逻辑 项 项 难 三个参数:测  a 参数, 目的区分度,即特征曲 的斜率,它的 越题 线 值 大 明 目 受 者的区分程度越高说 题 对 测  b 参数, 目的 度,即特征曲 在横坐 上的投影题 难 线 标  c 参数, 目的猜 系数,即特征曲 的截距题 测 线  一个参考的范 是:围  0<a<2 , -0.3<b<3 , 0<c<1  被 人数和 目数一般不小于试 项 200 和 50
  • 7. 2-PLM 和 1-PLM  2-PLM :  a 参数, 目的区分度,即特征曲 的斜率,它的 越题 线 值 大 明 目 受 者的区分程度越高说 题 对 测  b 参数, 目的 度,即特征曲 在横坐 上的投影题 难 线 标  1-PLM :  b 参数, 目的 度,即特征曲 在横坐 上的投影题 难 线 标
  • 8. 模 数据拟  在 行数据模 ,如果有考生的真 能力 (进 拟时 实 值 θ ) ,知道某个 的 度(试题 难 b )、区分度( a )和猜 度测 ( c )等参数的 ,我 可以 算得到 考生在 个值 们 计 该 这 试 上的答 概率。题 对  将此概率 P 和一个随机 生的产 [0 , 1 )之 的随机数间 r 相比 ,如果较 P>=r , 考生在 个 上回答正则该 这 试题 ,确 x=1 ;否则 P<r , 考生答 ,则该 错该题 x=0 。这 , 名考生答 的概率正好等于样 这 对试题 P 。  通 方法,只要知道考生的能力 和 的参数,过这种 值 试题 我 可以模 出 目反 理 中任何考生的作答反 ,们 拟 项 应 论 应 而且 些作答反 都是完全符合模型的理想化的考生作这 应 答。
  • 9. 模 数据拟 //Refer to Dr. Wen Jianbing's dissertation function LOGISTIC_MODEL(a,b,c,theta){ return c+(1-c)/(1+Math.exp(-1.7*a*(theta-b))) ; } function PRINT_RESULT(result){ if(result>Math.random()){ document.write("1"); } else document.write("0"); } function GENERATE_DATA(){ for (i=0;i<500;i++){ PRINT_SUBJECT(i); for (j=0;j<30;j++){ result = LOGISTIC_MODEL(item[j][0],item[j][1],item[j][2],subject[i]); PRINT_RESULT(result); } document.write("<br />"); } }
  • 10. 价一个 目的 劣(信息函数)评 试题项 优  信息函数:  判断 准一:标  判断 准二:标  “ 在 制 程中根据前者来 目可能更方便一点,而测验编 过 选择项 要 地比 目的 劣 可能 是要用后者。”笼统 较项 优 则 还  “ 最佳 分权”评 ∑= = n 1i i )u,I()(I θθ ),I(M ii u ∫ + − 3 3 ),( θθ duI i
  • 11. 最佳 分权评  以 ui 第记 i 个 目的得分(答 得项 对 1 分,答 不得分):错  以 作 目为项 i 得分的加权数所 的信息函数是最大对应 的  参数的最佳 分权:单 评  双参数的最佳 分权:评  三参数的最佳 分权:评 ∑= = n 1i iiuwy )()(P P ii ' i θθ Q Dwi = ii Daw = )1( )(Da w i i ii ii cP cP − − =
  • 12. Phase 1: INPUT  The input routine reads formatted data records.  Data for each observation consist of  Item responses of individual examinees comprise one character for each of n items.  The answer key, not-presented, and omit codes are read in exactly the same format as the observations.  For aggregate-level data, the "responses" consist of number of attempts and number correct for each item.  If data are for the aggregate-level model, vectors of numbers of attempts and correct responses to the items are read in decimal format. Subject ID [ Form Number ] [ Group Number ] Item Response Data
  • 13. Example 1 : exampl01.dat a b c
  • 14. 参数估 的思路( 大似然估 )计 极 计  目参数和能力参数都未知项  1. 全部能力参数和 目参数指定初 ,对 项 值 θ 用 Z 分数, ai 0 用 目项 i 的 典区分度参数加上一个比例因子,经 bi 0 用 6×(0.5- Bi) ,其中 Bi 目 典 度系数,为项 经 难 ci 0 取 目项 i 个数的倒备选项 数  2. 把能力参数 θ 看作固定, 目参数对项 a , b , c 行求解进  3. 将求出的 a , b , c 看作固定,求解 θ  “ 大似然估 只是 叶斯估 的一 特例,即极 计 贝 计 种 f(θ) , f(a) , f(b) , f(c) 都是常数;因而可以 大似然估 是在 各 参说极 计 对 种 数的先 分布一无所知的情形下的一 最 的参数估 方法”验 种 简单 计
  • 15. 牛顿 - 拉夫 迭代(逊 Newton-Raphson ) void function4(){ double expression1(double); double expression2(double); double x=1.5; while(expression1(x)>0.00001) { x=x-expression1(x)/expression2(x); } printf(" 用牛 法所求 果运 顿 结 :%fn",x); } double expression1(double x){ double result; result=x*x*x-x*x-1; // 原函数 return result; } double expression2(double x){ double result; result=3*x*x-2*x; // 一 数阶导 return result; }
  • 16. 多 分(人格 量)级评 测  ECT 各 目均采用项 5 点 Likert 量表式 (共测题 1 、 2 、 3 、 4 、 5 五个等 ),因此 采用级 应 IRT 中的 等 反 模型(级 应 Graded Response Model , GRM ),用 MULTILOG 件 行参数估软 进 计  由于被 可能存在 中化和 端化反 向, 第试 趋 极 应倾 选择 1 、 2 个等 和第级 4 、 5 个等 的人可能并不存在差 ,因级 别 此可以将第 1 、 2 个等 和第级 4 、 5 个等 合并,将级 5 分改级评 为 3 分级评  自 量表中也常采用陈 2 分的 形式,而如果将级评 测题 5 分的 目合并成评 项 2 分,从 上 也能得到同级评 逻辑 讲 样 的效果。 Schmitt 等 明如果将证 5 分的前三个级评 选择 项赋 0 分 , 后 个两 选择项赋 1 分 , 量精度并不受很时 测 大影响
  • 17. 对 Logistic 模型的替代  ARCTG 模型 p=0.5+(0.43-0.03a)arctg(a(θ-b))  COS 模型 p=0.5-(0.85-0.16a)cos(πa(θ-b)/10+π/2)  LINEAR 模型( θ0 是 ICC 上 曲率最大的点) p=0.5+(0.025+0.366a)(θ-b) θ0=b+0.73/a+0.139  《 目反 理 中若干模型的比 》, 嘉元,项 应 论 较 俞 1990  * 上 代 算机已 能 足速度上的要求实际 现 计 经 够满
  • 18. 其他 目反 模型项 应  Nominal Categorical Model ( Bock , 1972 )  分部反 模型( 目 度不一定应 项 难 单 ,调 Masters , 1982 ) , , , , , 1 ( ) i h i h i i h i h a C i h m a C h e P e θ θ θ + + = = ∑ , 0 , 0 ( ) , , ( ) 0 ( ) x j i k k h j i k k i j x m k e P e θ δ θ δ θ = = + + = ∑ = ∑ ∑ , , 0 ( ) 1 im i j x h P θ = =∑ , 0 ( ) 0 im j i k h θ δ = − =∑ , 0 1 ( ) ( ) h h j k j i k k k θ δ θ δ = = − = −∑ ∑