1

เอกสารประกอบการอบรม

เรื่อง “การตรวจสอบคุณภาพแบบสอบถาม” ผูชวยศาสตราจารยนิคม ถนอมเสียง

ภาควิชาชีวสถิติและประชากรศาสตร คณะสาธารณสุขศาสตร ม.ขอนแกน

การตรวจสอบคุณภาพเครื่องมือ เปนวิธีการหนึ่งที่ทําใหขอมูลท่ีได มีขอมูลท่ีเปนจริงมากที่สุดหรือขอมูลที่เปนความจริงทั้งหมด ในการสรางเคร่ืองมือเพื่อใชในการเก็บรวบรวมขอมูลเปนส่ิงท่ีมีความสําคัญอยางย่ิง ทั้งนี้เนื่องจากการรวบรวมขอมูลเปนข้ันตอนแรก ของวิธีการทางสถิติ ยอมมีผลตอคุณภาพของงานวิจัย ไมวาเคร่ืองมือที่สรางข้ึนจะเปนรูปแบบใดก็ตาม เชนแบบทดสอบ แบบสอบถาม แบบประเมินคา ฯลฯ การตรวจสอบคุณภาพพิจารณาใน 2 ลักษณะไดแกการตรวจสอบขอคําถามรายขอ (Item Analysis) และการตรวจสอบทั้งฉบับ (Test Analysis) กอนที่จะตรวจสอบดวยวิธีการทางสถิติ สิ่งที่ควรตรวจสอบกอนไดแกการตรวจสอบความเปนปรนัย (Objective) ของเครื่องมือที่ใช โดยการตรวจสอบความเปนปรนัย ดังนี้

1. ขอคําถามไมควรถามสองคําถามหรือมากกวา (Double Barrels) ลักษณะขอคําถามที่ถามสองคําถามหรือมากกวาสองคําถาม ทําใหผูตอบลําบากใจในการตอบ

เชน "ทานคิดวาโรคเอดสเปนโรคที่อันตรายและทาํใหเสียชีวิต" คําถามดังกลาวเห็นวามีสองคําถามในขอเดียวกันคือ "โรคเอดสเปนโรคที่อันตรายหรือไม" กับ "โรคเอดสเปนโรคที่ทําใหเสียชีวิตไดหรือไม" หรือ "ทานเลี้ยงลูกดวยนมแม หรือนมผสม" ขอคําถามนี้สามารถตอบไดหลายอยางเชน เล้ียงลูกดวยนมแมหรือนมผสมอยางเดียว หรือเล้ียงดวยนมแมและทั้งนมผสมรวมกัน คําถามประเภทนี้ทําใหตอบยากและขอคําตอบอาจไมสมบูรณ

2. ขอคําถามไมควรเปนคาํถามนํา

ขอคําถามแบบนี้ช้ีชองทางหรือใหผูตอบคลอยตามหรือปฏิเสธตามขอมูลที่ให เชน "จากรายงานการวิจัยของแพทยพบวาพยาธิใบไมตับทําใหเกิดมะเร็งตับ ทานเห็นดวยหรือไมวาพยาธิใบไมตับทําใหเกิดมะเร็งตับ" หรือ "จากการศึกษาและขอมูลผูปวยโรคเอดส พบวาโรคเอดสเปนโรคที่รักษาไมหาย ทานเชื่อหรือไมวาเมื่อเปนโรคเอดสตองตายทุกราย" จากคําถามดังกลาวเปนการเสนอขอมูลในเชิงขอเท็จจริงที่ใหน้ําหนักที่นาเช่ือถือได ทําใหตัวอยางบางกลุมเช่ือตามขอมูลที่ใหไวในตอนแรกของขอคําถาม

2

3. ระมัดระวังขอคําถามประโยคปฏิเสธ (Negative Question)

ขอคําถามที่มีคําวา "ไม" ในประโยค ทําใหเขาใจยากและใชเวลานานในการพิจารณาขอคําถาม เชน "ทานคิดวาไมควรเลี้ยงลูกดวยนมผสมโดยไมจําเปน" หรือ "ทานคิดวาวิธีการที่ไมเหมาะสมที่สุดในการปองกันโรคเอดสคือการไมใชถุงยางอนามัย"

4. ขอคําถามไมควรใชศัพทเฉพาะหรือศัพทเทคนิค

ศัพท เฉพาะ หรือศัพทเทคนิค ทําใหผูตอบขอคําถามเขาใจขอคําถามขอนั้นๆ ไมถูกตอง หรือทําใหเบื่อหนายในการตอบ ซ่ึงทําใหเกิดการเดาตามมาเชน "ทานเคยตรวจรางกายโดยวิธีอีเคจี (EKG) หรือไม" อีเคจี (EKG=Electrocardiogram) เปนศัพทเฉพาะไมเหมาะสมกับการใชสรางขอคําถามกับประชาชนโดยทั่วไป ซ่ึงไมรูวาคําน้ี แปรความหมายอยางไร คําถามดังกลาวอาจเขียนเปน "ทานเคยตรวจคลื่นไฟฟาหัวใจหรือไม"

การวิเคราะหคําถามรายขอ (Item Analysis)

การวิเคราะหขอคําถามรายขอในทางสถิติ ในที่น้ีพิจารณาแงของการอิงกลุม (Norm Criterion) การวิเคราะหรายขอทําใหทราบวาจําเปนตองมีการตัดขอคําถามขอน้ันๆ หรือตองพิจารณาปรับปรุงหรือเขียนขอคําถามใหมหรือไม การวิเคราะหขอคําถามรายขอมีความสําคัญอยางย่ิงที่ไมควรที่จะละเลยไปโดยท่ีไมไดกระทําการทดสอบใดๆ ทั้งน้ีเพราะขอคําถามรายขอจะมีผลกระทบตอขอคําถามทั้งฉบับไมวาจะเปนความตรง ความเที่ยง ซ่ึงสงผลถึงคุณภาพท่ีเหมาะสมของแบบทดสอบในที่สุด การวิเคราะหขอคําถามรายขอทําไดดังนี้

1. การตรวจสอบความยากงาย (Difficulty) การตรวจสอบความยากงาย เปนการพิจารณาวาขอคําถามนั้นสามารถแยกหรือแบงคนที่เกง

หรือไมเกงออกจากกันได ขอคําถามที่ผูตอบตอบไดทั้งหมดแสดงวาขอคําถามนั้นงายมาก หรือขอคําถามท่ีผูตอบ ตอบผิดหมดแสดงวาเปนขอคําถามท่ียากมาก คําถามทั้งสองประเภทไมสามารถแยกแยะคนที่เกงหรือไมเกงออกจากกันได การตรวจสอบความยากงายใชในการตรวจสอบขอคําถามที่เปนแบบทดสอบ วัดความรูเปนสวนใหญ วิธีการตรวจสอบ ก็คือการหาสัดสวนของของคนที่ตอบถูกกับคะแนนทั้งหมด ขอคําถามใดมีคาใกลเคยีงหรือเทากับ .5 แสดงวาขอคําถามขอนั้นมีความยากงายอยูในระดับปานกลาง ถาขอคําถามใดมีคาเทากับ 1 แสดงวาทุกคนตอบถูกหมดแสดงวาเปนขอคําถามท่ีงายมาก หรือขอคําถามใดมีคาเทากับ 0 ขอคําถามนั้นยากมากไมมีใครตอบถูกเลย

3

ในการตรวจสอบความยากงาย อาจใชวิธีการหาจากดัชนีความยากงายนั้น โดยมีข้ันตอนดังนี้ เรียงคะแนนรวมในการตอบขอคําถามทั้งหมดของทุกคนจากมากไปนอยดังตารางที่ 1 แลวนําตัวอยางจากกลุมตอบไดสูงและกลุมตอบไดตํ่า กลุมละ 27% (ในการเลือกกลุมตัวอยางอาจใช 25% หรือ 1 ใน 4 ก็ไดแตคาท่ีเหมาะสมคือ 27% ในทางปฏิบัติการใชคา 27 % มีความไมสะดวกในการเลือกกลุมตัวอยางเนื่องจากคาไมลงตัว จะใช 25% คาตัวอยางจะลงตัวกวา) นําตัวอยางที่ไดมาแจงแจงการตอบรายขอ รวมคะแนนในกลุมสูงและกลุมต่ํา แลวแทนคาสูตรการหาดัชนีความยากงาย

สูตร ดัชนีความยากงาย (Difficulty Index)= lu

lu

NNRR

++

Ru = จํานวนตัวอยางในกลุมสูงที่ตอบถูก Rl = จํานวนตัวอยางในกลุมต่ําที่ตอบถูก

Nu = จํานวนตัวอยางในกลุมสูง Nl = จํานวนตัวอยางในกลุมต่ํา

ดัชนีความยากงายที่ไดจากแบบทดสอบเพื่อใชในการเก็บรวบรวมขอมูลในการวิจัยควรอยูระหวาง .2-.8 โดยเฉพาะมีขอคําถามท่ีมีดัชนีความยากงายใกลกับ .5 มากๆ

ตารางที่ 1 การตอบรายขอและคะแนนรวมของแบบทดสอบความรู คนที่ 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 คะแนนรวม

1 0 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 19 2 0 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 19 3 0 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 19 4 0 0 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 18 5 0 0 0 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 17 6 0 0 0 0 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 16 7 0 0 0 0 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 16 8 0 0 0 0 0 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 15 9 0 0 0 0 0 0 0 0 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 14

10 0 0 0 0 0 0 0 0 0 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 13 11 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 1 1 1 1 1 1 1 1 1 1 12 12 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 1 1 1 1 1 1 1 1 1 11 13 0 0 1 0 1 0 1 0 0 0 0 0 1 1 1 1 1 1 1 1 10 14 0 0 0 0 0 0 1 0 0 0 0 0 0 1 1 1 1 1 1 1 9

4

15 0 0 1 0 0 0 1 0 0 0 0 0 0 1 1 1 1 1 1 1 8 16 0 0 1 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 1 0 1 1 1 1 1 7 17 0 0 1 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 1 0 0 1 1 1 1 6 18 0 1 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 1 1 0 0 1 1 1 5 19 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 1 1 4 20 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 1 3

จากขอมูลในตารางท่ี 1 นํากลุมสูงมา 5 คน และกลุมต่ํา 5 คน (ใช 25% ของแตละกลุม) นําขอคําถามมารวมแจกแจงการตอบในแตละขอ รวมคะแนนที่ตอบในกลุมสูงและคะแนนท่ีตอบในกลุมต่ํา ดัง

ตารางที่ 2 คาดัชนีความยากงายและดัชนีอํานาจจําแนก ขอคําถามที่ ตอบถูกกลุมต่ํา ตอบถูกกลุมสูง ดัชนีความยากงาย ดัชนีอํานาจจําแนก

1 0 0 0 0 2 0 3 0.3 0.6 3 2 4 0.6 0.4 . . . . . . . . . . . . . . .

12 5 5 1 0

2. การตรวจสอบอํานาจจําแนก (Discrimination) การหาคาอํานาจจําแนกของขอคําถามรายขอ เปนวิธีการที่ใชทดสอบวา ขอคําถามสามารถจําแนกหรือแยกกลุมที่เกงกับคนไมเกงออกจากกันได ในกรณีเครื่องมือวัดเปนแบบทดสอบ แตถาเคร่ืองมือวัดเปนมาตราการประมาณคาเชน Likert Scale อาทิเชนการวัดทัศนคติการหาคาอํานาจจําแนกเปนการจําแนกกลุม คนที่มีทัศนคติที่ไมสอดคลองกันไดออกจากกันได การหาอํานาจจําแนกสามารถทําไดดังน้ี

2.1 การหาอํานาจจําแนกจากดัชนีอํานาจจําแนก (Discrimination Index) เปนวิธีการหาดัชนีอํานาจจําแนกจากแบบทดสอบ วิธีการหาดัชนีอํานาจจําแนกมีขั้นตอนเชนเดียวกับการหาดัชนีความยากงาย โดยคาดัชนีอํานาจจําแนกมีคาระหวาง -1 ถึง +1 คาที่ใกล +1 แสดงวาขอคําถามนั้นมีอํานาจจําแนกสูง คาใกล 0 แสดงถึงขอคําถามมีอํานาจจําแนกต่ํา แตถาคาอํานาจ

5

จําแนกมีคาเปนลบ บงบอกวาขอคําถามนั้นใหผลในตรงกันขามกันเชน คนเกงตอบผิด แตคนไมเกงตอบผิด ลักษณะขอคําถามเชนนี้ไมเหมาะที่จะนําไปใช ขอคําถามที่เหมาะสม ดัชนีอํานาจจําแนกควรมีคาตั้งแต .2 ขึ้นไป

สูตร ดัชนีอํานาจจําแนก = l

l

u

u

NR

NR

− = N

RR lu −

Ru = จํานวนตัวอยางในกลุมสูงที่ตอบถูก Rl = จํานวนตัวอยางในกลุมต่ําที่ตอบถูก

Nu = จํานวนตัวอยางในกลุมสูง Nl = จํานวนตัวอยางในกลุมต่ํา, N=Nu = Nl

จากตารางที่ 2 คํานวณคาดัชนีอํานาจจําแนกของขอคําถามขอที่ 3 ไดเทากับ ดัชนีอํานาจจําแนกเทากับ

524 − = 0.04

2.2 การหาอํานาจจําแนกจากการทดสอบสถิติ t-test

การทดสอบนี้ใชในกรณีที่ลักษณะขอคําถามเปนแบบ Rating Scale เชน Likert Scale ซ่ึงสามารถหาคาเฉล่ียของคะแนนได โดยการทดสอบเมื่อผลมีนัยสําคัญเชน คา p-value จากคาของ t-test มีคานอยกวา .05 แสดงวาขอคําถามนั้นมีอํานาจจําแนก ขั้นตอนการทดสอบใชกลุมต่ํา กลุมสูงดังเชนการหาดัชนีความยากงายและดัชนีอํานาจจําแนก โดยจะมีการหาคาเฉล่ียและความแปรปรวนของกลุมต่ําและกลุมสูงดังสูตร

สูตร t-test = )

ns

ns

(

xx

l

2

l

h

2

h

lh

+

− ใชเมื่อคาความแปรปรวนไมเทากัน

สูตร t-test = )

n1

n1(s

xx

lh

2

p

lh

+

− ใชเม่ือคาความแปรปรวนเทากัน

2nn

1)s(n1)s(ns

lh

2

ll

2

hh2

p −+−+−

=

ตัวอยาง การศึกษาการรับรู (Perceived) ของกลุมคนงานชายที่ทํางานในโรงงานตอโรคเอดส จํานวนขอคําถาม 20 ขอ ขอคําถามเปนแบบ Rating Scale คารับรูมากสุดมีคา 5 คารับรูต่ําสุด มีคา 1 นํากลุมคะแนนการรับรูต่ําและสูงมา กลุมละ 15 คน (ใช 25% จํานวนขอมูลทั้งหมด 60 ราย) หาคาเฉล่ียและความแปรปรวนของแตละกลุม ดังตาราง

6

ตารางที่ 3 การวิเคราะหอํานาจจําแนก กลุมสูง กลุมต่ํา T-Value P-Value

ขอคําถามที ่hx 2

hs lx 2

ls 1 10 2.5 5 3.1 4.86 <.0001 2 12 2.1 5 3.5 6.64 <.0001 3 15 4.2 8 4.9 4.2 0

2.3 พิจารณาจากเปอรเซ็นตการตอบในตัวเลือก

การพิจารณาเปอรเซ็นตการตอบในตัวเลือก เปนวิธีการหนึ่งที่พิจารณาวาขอคําถามขอใดมีอํานาจจําแนกหรือไม ตัวเลือกของขอคําถามที่เหมาะสม จะมีผูเลือกตัวเลือกตางๆ อยูระหวาง 5-95 % วิธีที่งายที่สุดในทางปฏิบัติทําโดยการแจกแจงความถี่ของขอคําถามแตละขอ ขอคําถามใด มีผูเลือกตัวเลือกนอยกวา 5% หรือ มากกวา 95% พิจารณาตัดทิ้ง หรือปรับปรุงใหม

3. ทดสอบความสอดคลองของขอคําถาม (Homogeneity of the item) การทดสอบความสอดคลองกันของขอคําถามเปนวิธีการหนึ่งเพื่อดูวาขอคําถามมีความคงที่

ภายใน (Internal Consistency) หรือกลาวอีกนัยหนึ่งคือการทดสอบวาขอคําถามที่สรางข้ึนนั้น วัดในจุดมุงหมายที่ตองการวัดเดียวกันหรือไม เชน เมื่อสรางขอคําถามเพื่อวัดการรับรูความรุนแรงของโรคเอดส ขอคําถามท่ีสรางข้ึน ตองมีความสอดคลองกันท่ีจะวัดการรับรูความรุนแรงของโรคเอดส เปนตน การทดสอบความสอดคลองนี้ ในทางจิตวิทยารวมไวเปนสวนหนึ่งของการหาอํานาจจาํแนก ในการทดสอบความสอดคลองกันทําไดดังนี้

3.1 Inter item correlation

เปนการพิจารณาวาขอคําถามแตละขอมีความสัมพันธระหวางกันหรือไม โดยการใชวิธีการของ Pearson Correlation Coefficient กรณีขอคําถามมีลักษณะ Rating Scale ในกรณีที่ขอคําถามเปนแบบ Dichotomous ก็สามารถใช Point-biserial correlation ลักษณะขอคําถามที่เลือกควรมีระดับความสัมพันธที่ไมสูงมาก กลาวคือมีความสัมพันธปานกลางกับขอคําถามอื่น ทั้งนี้เนื่องจากความสัมพันธระหวางขอสูงมาก จะทําใหลดความตรงตามเนื้อหา (Content Validity) ความสัมพันธท่ีใชควรมีคา ระหวาง .2-.8 ขอคําถามท่ีมีคาลบตองพิจารณาปรับปรุง หรือตัดออก

3.2. Item Total Correlation

การพิจารณา Item Total Correlation เปนการดูวา ขอคําถามนั้นๆ มีความสัมพันธกับคะแนนรวมของขอคําถามที่เหลือของแบบสอบถามทั้งฉบับหรือไม เพื่อท่ีจะทราบความสอดคลองของขอ

7

คําถาม เชนมีขอคําถามเกี่ยวกับการรับรูความรุนแรงของของเอดส จํานวน 10 ขอคําถาม Item Total Correlation ของขอที่ 1 คือคา Pearson Product Moment ระหวางคะแนนของขอที่ 1 กับผลรวมของคะแนนของ 9 ขอที่เหลือ ทําเชนนี้จนครบ 10 ขอ ในการพิจารณาคาของขอคําถามที่เหมาะสมไดแกขอคําถามท่ีมีคา ต้ังแต .2 ข้ึนไป คาที่มีคาเปนลบและต่ํากวา .2 ตองพิจารณาปรับปรุง หรือตัดท้ิงไป

3.3. พิจารณาคาความเที่ยงของแบบสอบถามเมื่อตัดขอคําถามแตละขอทิ้งไป

วิธีการนี้เปนวิธีที่ตรวจสอบวา เมื่อตัดขอคําถามขอขอนั้นๆ ออกไป คาความเที่ยงของแบบสอบถามที่เหลือมีคาสูงกวาคาความเที่ยง เมื่อขอคําถามดังกลาวรวมอยูดวย ถาคาความเที่ยงสูงกวาคาความเที่ยงทั้งหมด แสดงวาตองพิจารณาตัดขอคําถามนั้นหรือปรับปรุงขอคําถามใหม วิธีการดังกลาวถาคาความเที่ยงมีคาต่ําหลายขอ ตองทําขั้นตอนในการตัดซ้ําๆ กันไป กลาวคือเมื่อตัดขอคําถามทิ้งไปแลวตองหาความเที่ยงในสวนทั้งหมดของขอคําถามท่ีเหลือ แลวเทียบความเที่ยงแตละขอกับคาความเที่ยงรวมเมื่อตัดขอคําถามนั้นๆ ออกไป ทําเชนนี้เรื่อไป จนไดคาความเที่ยงที่เหมาะสมเชน .8 (Streiner & Norman, 1995)

จากตารางที่ 4 วิเคราะหความเที่ยงของแบบสอบถามจํานวน 5 ขอ โดยใชโปรแกรม SPSS ไดคาความเที่ยงเทากับ .7310 เม่ือการพิจารณาคาความเท่ียงของแบบสอบถาม เม่ือตัดขอคําถามแตละขอท้ิงไป (ALPHA IF DELETED ) เปรียบเทียบกับความเที่ยงของขอคําถามทุกขอ พบวาขอคําถามขอที่ 1 และขอคําถามขอที่ 3 ใหคาความเที่ยงสูงข้ึนเมื่อตัดขอคําถามขอเหลานี้ออกไป ซ่ึงสอดคลองกับคา CORRECTED ITEM-TOTAL CORRELATION ที่มีคานอยกวา .2 หรือมีคาติดลบ ดังนั้นขอคําถามดังกลาวตองพิจารณาปรับปรุงหรือตัดท้ิงไป

ตารางที่ 3 การพิจารณาคาความเที่ยงของแบบสอบถามเมื่อตัดขอคําถามแตละขอทิ้งไป ITEM SCALE MEAN IF

ITEM DELETED SCALE VARIANCE IF ITEM DELETED

CORRECTED ITEM-TOTAL CORRELATION

SQUARED MULTIPLE

ALPHA IF DELETED

1 2.5136 3242 -.0691 .7023 .7582 2 3.2145 .2135 .5562 .8216 .7240 3 2.5426 .1567 .0016 .8372 .7951 4 3.5214 .5714 .5240 .8141 .7265 5 1.3526 .9547 .6814 .8758 .7153

alpha = .7310

8

การทดสอบแบบสอบถามทั้งฉบับ (Test Analysis)

การทดสอบแบบสอบถามทั้งฉบับทําไดโดยการตรวจสอบความเที่ยง (Reliability) และความตรง (Validity) ดังน้ี

1. การตรวจสอบความเที่ยง (Reliability) วิธีการหาคาความเที่ยง (Ways to Measure Reliability)

การหาคาความเที่ยงสามารถหาได 4 วิธีดังนี้ 1. การหาความเที่ยงจากการวัดสองครั้ง (Test-Retest Method) เพ่ือใชวัดความคงที่

(stability) วิธีที่ใชวัด Pearson Product Moment Correlation Coefficient 2. การหาความเที่ยงจากความสอดคลองภายใน (Internal Consistency) วิธีท่ีใชวัดประกอบดวย

KR-20, KR-21,Coefficient Alpha (Cronbach) และวิธีแบงครึ่ง (Split-Half Method) ไดแก Spearman-Brown, Guttman

3. การหาความเที่ยงจากความคลายกัน (Equivalent From Method) วิธีที่ใชวัด Pearson Product Moment Correlation Coefficient

4. การวัดความสอดคลอง (agreement) ไดแกสถิติ kappa และ intraclass correlation ซ่ึงไมกลาวในที่นี้

การหาความเที่ยงจากการวัดสองคร้ัง

เปนการหาความเที่ยงกรณีที่ขอมูล ไดจากแบบวัดแบบเดียวกัน แตมีการวัด 2 ครั้ง ในส่ิงหรือบุคคลเดียวกัน แบบวัดที่ใชอาทิเชนแบบสอบถาม แบบทดสอบ แบบประเมินคา (Rating Scales) ตัวอยางการวัดแบบ Test-Retest เชนใชแบบประเมินคาวัดการรับรูผลดีผลเสียของการใชถุงยางอนามัย กับกลุมคนงานชายในโรงงาน โดยวัดการรับรู 2 คร้ัง ในระยะเวลาหางกันที่เหมาะสม สถิติที่ใชวัดความเที่ยงชนิดนี้ ไดแก Pearson Product Moment Correlation Coefficient หากพบวาผลจากการคํานวณความเที่ยงที่ไดจากการวัดสองคร้ังมีคาสูง แสดงวาเมื่อคะแนนของการวัดในครั้งแรกของการทดสอบมีคาสูง ในการวัดคร้ังที่สองคะแนนที่วัดไดมีแนวโนมวามีคาสูงดวย หรือการวัดครั้งแรกมีคะแนนต่ําครั้งท่ีสองคะแนนยอมต่ําดวยเชนกัน ซึ่งแสดงไดวาแบบวัดนั้นๆ มีความคงที่ (stability)

สูตร ( )( )( ) ( )∑ ∑∑ ∑

∑∑ ∑−−

−=

2

i2i

2

i2i

iiii

yynxxn

yxyxnr

9

ตัวอยางท่ี 1 นักวิจัยตองการทดสอบความเที่ยงของแบบสอบถามเกี่ยวกับ ความรูโรคเอดสของคนงาน

ผูวิจัยไดออกแบบสอบถามเปนแบบ Multiple Choice จํานวน 10 ขอ มีคําตอบใหเลือก 4 ขอ ตอบถูกได 1 คะแนน ตอบผิดได 0 คะแนน รวมคะแนนในแตละขอเปนคะแนนที่ไดจริง ทําการทดสอบโดยการใชแบบสอบถามวัดในคนเดียวกัน 2 คร้ังหางกัน 4 สัปดาห ผลการศึกษาเปนดังนี้

คะแนนครั้งท่ี x2 y2 xy คนงานที่

1 (x) 2 (y) 1 8 10 64 100 80 2 7 8 49 64 56 3 3 2 9 4 6 4 5 6 25 36 30 5 7 9 49 81 63 6 2 2 4 4 4 7 4 5 25 25 20 รวม 36 42 216 314 256

สูตร ( )( )( ) ( )∑ ∑∑ ∑

∑∑ ∑−−

−=

2

i2i

2

i2i

iiii

yynxxn

yxyxnr

แทนคา

22 (314)-7(314)(216)-7(216)

36(42)-7(256)r =

= .98 คาของ Pearson product-moment correlation coefficient มีคาตั้งแต -1 ถึง 1 การแปรความหมายของสัมประสิทธิ์ดังกลาว ถามีคาต่ํากวา .50 กลาวไดวาความเที่ยงอยูในเกณฑต่ํา ตั้งแต .50-.75 อยูในเกณฑปานกลาง มากกวา .75 ความเที่ยงอยูในเกณฑสูง มีขอพึงคํานึงอยางหน่ึง คือในกรณีที่ตองการหาความเที่ยงของแบบวัดหรือเครื่องมือวัดที่ตองดูความสอดคลองกัน (agreement) พบวาในบางครั้งการใชสถิติ Pearson Product Moment correlation จะใหผลของความสมัพันธที่สูงแตไมมีความสอดคลองกัน เมื่อลักษณะของขอมูลคร้ังแรกมีรูปแบบหรือแนวโนมไปในทิศทางเดียวกันกับการวัดในครั้งที่สอง เชนครั้งท่ีหนึ่งคาคะแนนของทุกตัวอยางต่ําหมด

10

สวนคร้ังที่สองคะแนนของตัวอยางตํ่าหมด หรือในทางตรงกันขามครั้งที่หนึ่งคะแนนสูงหมด แตครั้งที่สองคะแนนต่ําหมด เม่ือคํานวณคาสถิติผลที่ไดจะมีคาความเที่ยงท่ีสูง ทั้งนี้เนื่องจากลักษณะของของความสัมพันธของสถิติดังกลาว เปนแบบความสัมพันธเชิงเสนตรง (Straight line) ทําใหคาที่ไดสูงแตไมไมสอดคลองกันดังตัวอยางที่ 2 ตัวอยางที่ 2 การใหแบบประเมินคาของการวัด 2 คร้ัง ใหผลดังน้ี

ตัวอยาง คะแนนครั้งที่ 1 คะแนนครั้งท่ี 2 1 6 4 2 5 3 3 4 2 4 3 1

คํานวณคา r = 1.00 ซึ่งแสดงวามีความสัมพันธกันระหวางการวัดคร้ังที่หนึ่งและครั้งท่ีสองสูงมาก แตคาคะแนนของการวัดทั้ง 2 คร้ังไมสอดคลองกัน โดยคาเฉล่ียของคะแนนครั้งที่ 1 = 4.5 สวนคาเฉลี่ยของคะแนนครั้งที่ 2 = 2.5 ดังน้ันการใชสถิติดังกลาวในกรณีขอมูลที่ไดมีลักษณะดังที่กลาวมา ควรตองพิจารณาใหเหมาะสมและพิจารณาใชสถิติที่เหมาะสมกวาเชน Intraclass correlation, limit of agreement เปนตน การวิเคราะหดวยคอมพิวเตอร การวิเคราะหความเที่ยงเพ่ือหาคา Pearson product-moment correlation coefficient ในท่ีนี้ใชโปรแกรม STATA ใหผลดังนี้ . corr x y (obs=7) | x y -------------+------------------ x | 1.0000 y | 0.9831 1.0000

การหาความเที่ยงจากความสอดคลองภายใน (Internal Consistency) เปนการดูความคลายกัน (Homogeneity) ของแบบวัด เมื่อแบบวัดมีวัตถุประสงคในการทดสอบสิ่งเดียวกัน ส่ิงที่ไดควรมีความเหมือนกัน หรือสอดคลองกัน ลักษณะการวัดดังกลาวใชแบบวัด 1 คร้ัง แลวนํามาหาคาความเท่ียง ซ่ึงประกอบดวย KR-20, KR-21, Coefficient Alpha (Cronbach) หรือนําขอคําถามของแบบทดสอบมาแบงครึ่งแลวนํามาหาคาความเที่ยง ในการวัดความเที่ยงจากกความสอดคลองภายใน สามารถทําไดโดยวิธีของ Spearman-Brown,และ Guttman

11

การหาความเที่ยงเพื่อพิจารณาความสอดคลอง เปนวิธีท่ีใชกันมากในปจจุบัน ดังน้ันการเลือกใชควรพิจารณาใหเหมาะสมกับเคร่ืองมือที่ใชรวบรวมขอมูล 1. วิธีของ Kuder-Richardson

วิธี Kuder-Richardson ใชกับแบบทดสอบหรือแบบสอบถามที่มีลักษณะของแบบทดสอบที่ใหคําตอบแบบ dichotomous เชนคําถามแบบ ใช-ไมใช จริง-ไมจริง หรือขอคําถามแบบ multiple choiceคําตอบท่ีตอบถูกจะมีคาคะแนนเทากับ 1 สวนคําตอบท่ีผิดจะมีคาคะแนนเทากับ 0 เชนแบบสอบถามวัดความรูของนักจัดรายการวิทยุเก่ียวกับโรคเอดส ดังตารางที่ 2 (จารุวรรณ สมชาย นิคม และคณะ 2541)

ตารางที่ 2 ขอคําถามความรูของนักจัดรายการวิทยุเก่ียวกับโรคเอดส (ใช,ไมใช) คําถาม ใช ไมใช ไมทราบ ไมตอบ

1. โรคเอดสเกิดจากเชื้อไวรัส 2. โรคเอดสติดตอโดยการมีเพศสัมพันธ 3. โรคเอดสติดตอโดยการใชเส้ือผารวมกับผูเปนเอดส

… 16. ปจจุบันไมมีวิธีการรักษาโรคเอดสใหหาย สูตรการประมาณคาวิธีของ Kuder-Richardson มี 2 แบบคือ

1. สูตร KR-20 วิเคราะหโดยพิจารณาความยากงายของแบบทดสอบ นําสัดสวนของขอที่ตอบถูกและผิดในแต

ละขอคําถามและความแปรปรวน มาแทนคาในสูตร KR 20 การใชสูตร KR-20 ใชเมื่อขอคําถามแตละขอ มีคาความยากงายใกลเคียงกัน และความสัมพันธระหวางขอ (inter-correlation) เทาๆ กัน (Guilford & Fruchter,1981)

สูตร ⎟⎟⎟

⎠

⎞

⎜⎜⎜

⎝

⎛−

−= ∑

2y

tt σ

pq1

1kkr

เมื่อ ttr = คา KR-20 k = จํานวนขอคําถาม 2tσ = ความแปรปรวนของแบบทดสอบหรือแบบสอบถามทั้งฉบับ

คํานวณจาก n

)x(xσ

2i2

t

−= ; p = สัดสวนของขอท่ีตอบถูกในแตละขอคําถาม q = 1-p

12

ตัวอยางท่ี 3 การหาคาความเที่ยงตามวิธี Kuder-Richardson (KR-20) แบบสอบถามความรูเก่ียวกับโรคเอดส

จํานวน 6 ขอ ลักษณะขอคําถามใหเลือกตอบ ตอบถูกได 1 คะแนน ตอบผิดได 0 คะแนน จํานวนผูตอบ 10 คน (ปรับปรุงจาก จารุวรรณ นิพพานนท สมชาย นาถะพินถุ นิคม ถนอมเสียง และคณะ, 2541) คนท่ี ขอคําถาม รวมคะแนนรายคน

1 2 3 4 5 6 1 0 1 1 0 1 1 4 2 0 0 0 0 0 0 0 3 1 1 1 1 0 1 5 4 1 1 1 1 1 1 6 5 1 1 1 1 1 1 6 6 1 1 1 1 1 1 6 7 1 1 1 1 1 0 5 8 1 1 1 1 1 1 6 9 1 1 1 0 0 0 3 10 1 1 1 0 0 0 3 รวม 8 9 9 6 6 6 44

pi 0.8 0.9 0.9 0.6 0.6 0.6 4.4, 73.6

4.4p == qi 0.2 0.1 0.1 0.4 0.4 0.4 1.6, 27.

61.6q ==

piqi 0.16 0.09 0.09 0.24 0.24 0.24 1.06

สูตร ⎟⎟⎟

⎠

⎞

⎜⎜⎜

⎝

⎛−

−= ∑

2y

tt σ

pq1

1kkr

n

)x(xσ

2i2

t

−= , 4.4

1044

n

xx

i=== ∑

=2tσ 44.3

10)4.43(...)4.45()4.40()42.44( 2222

=−++−+−+−

แทนคา ⎟

⎠⎞

⎜⎝⎛ −⎟⎠⎞

⎜⎝⎛

−=

3.4406.11

166rtt = 0.8302

13

2. สูตร KR-21 Kuder-Richardson ไดแนะนําวาเม่ือขอคําถามมีความยากงายใกลเคียงกัน คาของ p จะเทาๆ

กัน…ซึ่งสวนมากเปนไปคอนขางยาก ดังนั้นจึงมีผูใชสูตรดังกลาวไมมากนัก อยางไรก็ตาม คาของ pq จะประมาณคาไดจากคาเฉล่ียของคา p และ q ดังนี้ สูตร ⎟

⎟⎠

⎞⎜⎜⎝

⎛−

−=

2y

tt σqpn1

1kkr

เมื่อ rtt = คาความเชื่อถือ k = จํานวนขอคําถาม

2yσ = ความแปรปรวนของแบบทดสอบหรือแบบสอบถามทั้งฉบับ

k

qq,

k

pp

ii ∑∑ == คา rtt ที่คํานวณไดโดยใชสูตร K-R 20 หรือ K-R 21 จะมีคา 0 ถึง 1 คาเขาใกล 1 แสดงวาแบบทดสอบหรือแบบสอบถามมีความเชื่อถือสูง คาความเที่ยงท่ีไดจากการคํานวณโดย K-R 21 จะมีคาต่ํากวา K-R 20 และการใชสูตร KR-21 จะทําใหคาความเที่ยงต่ํากวาความเปนจริง (Ebel,1964)จากตัวอยางที่ 3 คํานวณคา K-R 21 ไดดังนี้

⎟⎟⎠

⎞⎜⎜⎝

⎛−

−=

2y

tt σqpn1

1kkr = ⎟

⎠

⎞⎜⎝

⎛ −− 3.44

)5(.73)(.27115

6 = 0.7907

การวิเคราะหดวยโปรแกรมคอมพิวเตอร การวิเคราะหความเที่ยงดวยวิธี KR-20 ใชโปรแกรม STATA ใหผลดังนี้ . alpha k1-k6 Test scale = mean(unstandardized items) Average interitem covariance: .0881481 Number of items in the scale: 6 Scale reliability coefficient: 0.8302 . alpha k1-k6 ,item Test scale = mean(unstandardized items) average item-test item-rest inter-item Item | Obs Sign correlation correlation covariance alpha -------------+----------------------------------------------------------------- k1 | 10 + 0.6470 0.4924 .0966667 0.8239 k2 | 10 + 0.7908 0.7167 .0933333 0.7925 k3 | 10 + 0.7908 0.7167 .0933333 0.7925 k4 | 10 + 0.8364 0.7222 .0744444 0.7755 k5 | 10 + 0.7264 0.5581 .0855556 0.8157 k6 | 10 + 0.7264 0.5581 .0855556 0.8157 -------------+----------------------------------------------------------------- Test scale | .0881481 0.8302 -------------------------------------------------------------------------------

14

2. สัมประสิทธิ์เอลฟา (Coefficient alpha) สัมประสิทธิ์เอลฟา เปนวิธีการหาคาความเที่ยงเพ่ือวัดความสอดคลองภายใน (internal

consistency) เผยแพรโดยครอนบาท (Cronbach,1951) เหมาะสมกับแบบทดสอบหรือแบบสอบถามที่มีการใหคาคะแนนไมเทากัน เชนมาตราวัดประเมินคา (rating scale) ของ Likert เชนแบบสอบถามวัดทัศนคติ แบบสอบถามวัดการรับรู เปนตน ตัวอยางแบบสอบถามเชนแบบสอบถามวัดทัศนคติของนักจัดรายการวิทยุเก่ียวกับโรคเอดส ใชมาตราวัดแบบ 5 สเกล โดยกําหนดใหขอคําถามเชิงบวก เห็นดวยอยางย่ิง มีคาคะแนน 5 เห็นดวย มีคาคะแนน 4 ไมแนใจ มีคาคะแนน 3 ไมเห็นดวย มีคาคะแนน 2 ไมเห็นดวยอยางยิ่ง มีคาคะแนน 1 สวนขอคําถามเชิงลบใหคาคะแนนตรงกันขามกับขอคําถามเชิงบวกดังที่ กลาวมาแลว ดังตารางที่ 3 (จารุวรรณ สมชาย นิคม และคณะ 2541) ตารางที่ 3 ขอคําถามทัศนคติของนักจัดรายการวิทยุเก่ียวกับโรคเอดส

คําถาม

เห็นดวยอยางย่ิง

เห็นดวย

ไมแนใจ ไมเห็นดวย ไมเห็นดวย อยางย่ิง

1. ทานคิดวาโรคเอดสเปนโรคที่อันตรายรายแรงตอชีวิต

2. ทานคิดวาการเปนโรคเอดสเปนส่ิงที่นากลัว

3. ทานคิดวา ทานเห็นใจผูติดเช้ือเอดส

… 31. ทานคิดวา ทานมีความรูเก่ียวกับโรคเอดสเพียงพอที่จะ เผยแพรแกผูฟงรายการได

สัมประสิทธิ์เอลฟา คํานวณจาก

สูตร ]S

S[1

1kkα

2t

2i∑−

−=

เมื่อ α = คาความเชื่อถือของสัมประสิทธิ์เอลฟา k = จํานวนขอคําถามของแบบทดสอบหรือแบบสอบถาม

2tS = ความแปรปรวนของขอคําถามทั้งฉบับ 2iS = ความแปรปรวนของขอคําถามรายขอ

15

นอกจากการคํานวณคาเอลฟาโดยวิธีของครอนบาท ซ่ึงเปนวิธีที่ใชการคํานวณจากเมตริกความแปรปรวน สามารถคํานวณความเที่ยงเพื่อวัดความสอดคลองภายใน ตามแนวคิดที่วาขอคําถามแตละขอ ที่รวมกันเปนแบบสอบถามทั้งฉบับมีสวนรวมในการวัดส่ิงเดียวกัน (Nunally,1976) ดังนั้นการคํานวณความเที่ยงดวยวิธีน้ี ใชคาเฉล่ียของสหสัมพันธระหวางขอคําถาม หรือเมตริกของสหสัมพันธดังนี้ (Carmines & Zeller,1979; Walker & Lev , 1953)

α = 1)](nρ[1

ρn−+

; ρ = คาเฉล่ียของสหสัมพันธระหวางขอคําถาม

ตัวอยางท่ี 4 ใหหาคาความเที่ยงตามวิธีของสัมประสิทธิ์เอลฟา และจากการใชเมตริกของสหสัมพันธ จํานวนขอคําถาม 4 ขอ จํานวนผูตอบ 5 คน ดังขอมูลตอไปนี้

คนที่ ขอคําถามที่ (xi) คะแนนรวม 1 2 3 4 ∑ iX 1 1 1 1 2 5 2 2 3 1 3 9 3 4 4 3 4 15 4 2 2 2 1 7 5 1 2 1 1 5 รวม 10 9 9 7 2

ts =17.2 2is 1.5 1.3 0.8 1.7 ∑ 2

is =5.3 n = 5; k = 4 1. วิธีของสัมประสิทธิ์เอลฟา

สูตร ]S

S[1

1kkα

2t

2i∑−

−=

เมื่อ k = จํานวนขอคําถามของแบบทดสอบหรือแบบสอบถาม = 4 2tS = ความแปรปรวนของขอคําถามทั้งฉบับ = 17.2

คํานวณจาก 2tS =

1n

)x(x 2

−

−∑

เมื่อ n

xx ∑= = 2.8

541

54715795

==+++++

2tS =

15)2.84()2.815()2.87()2.89()2.85( 22222

−−+−+−+−+−

= 2.174

24.1044.124.4664.024.10=

++++

16

Σ 2iS = ความแปรปรวนของขอคําถามรายขอ = 5.3

คํานวณจาก 2iS =

1n

)x(x 2i

−

−∑ เมื่อ 2.2,6.1,4.2,2 ==== 1111 xxxx 2

iS =1-5

)21()22()24()22()21( 22222 −+−+−+−+− = 1.5

2iS =

1-5)4.22()4.22()4.24()4.23()4.21( 22222 −+−+−+−+− = 1.3

2iS =

1-5)6.11()6.12()6.13()6.11()6.11( 22222 −+−+−+−+− = 0.8

2iS =

1-5)2.21()2.21()2.24()2.23()2.22( 22222 −+−+−+−+− = 1.7

ดังนั้น 2iS = 2

1S + 22S + 2

3S + 24S

แทนคา ]S

S[1

1kkα

2t

2i∑−

−= = ]

17.23.5[1

144

−−

= .9225

2. วิธีการใชเมตริกของสหสัมพันธ

คํานวณ Correlation Matrix . corr a1 a2 a3 a4 (obs=5) | a1 a2 a3 a4 -------------+------------------------------------ a1 | 1.0000 a2 | 0.8951 1.0000 a3 | 0.9129 0.6864 1.0000 a4 | 0.7828 0.7736 0.5145 1.0000

ดังนั้นคํานวณสัมประสิทธเอลฟาไดดังนี้

α = 1)](nρ[1

ρn−+

= 1)](4

6.5145.7736.7828.6864.9129.8951[1

)6

.5145.7736.7828.6864.9129.89514(

−+++++

+

+++++

= .9272

17

การวิเคราะหดวยคอมพิวเตอร

การวิเคราะหความเที่ยงดวยวิธีสัมประสิทธิ์เอลฟาของ Cronbach จากขอมูลตารางท่ี 2 ใชโปรแกรม STATA โดยใหผลลัพธดังนี้ . alpha a1-a4 Test scale = mean(unstandardized items) Average interitem covariance: .9916667 Number of items in the scale: 4 Scale reliability coefficient: 0.9225 . alpha a1-a4 ,std Test scale = mean(standardized items) Average interitem correlation: 0.7609 Number of items in the scale: 4 Scale reliability coefficient: 0.9272

การวิเคราะหจากแบบทดสอบแบบแบงคร่ึง การหาคาความเที่ยงเพ่ือพิจารณาคาความสอดคลองภายในวิธีนี้ ทําการทดสอบหรือสอบถาม

เพียงคร้ังเดียว แลวนํามามาแบงคร่ึงขอคําถาม หรือใชวิธีแบงขอคู-ขอค่ีก็ได แลวนํามาวิเคราะหดังนี้ 1. วิธีของ Spearman-Brown สูตร rtt =

1r2r+

rtt = คาความเที่ยงของ Spearman-Brown rh = คาความสัมพันธระหวางคะแนนรวมของขอคู-ขอคี่

หรือครึ่งแรก-ครึ่งหลัง ตัวอยางท่ี 5 จากขอมูลในตัวอยางที่ 3 หาความเที่ยงโดยวิธี Spearman-Brown

การหาความเที่ยงดวยวิธี Spearman-Brown ตองหาคาความสัมพันธระหวางขอคําถามที่ทําการแบงคร่ึงกอน ในกรณีนี้จะแบงโดยใชขอคู-ขอคี่ ดังตารางรวมคะแนนขอคู (Xขอคู) และขอค่ี (Xขอคี)่

คนที่ ขอคําถามที่ Xขอคี ่ Xขอคู 2

ขอค่ีX

2ขอคู

X

xy

1 2 3 4 5 6 1 0 1 1 0 1 1 2 2 4 4 4 2 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 0 3 1 1 1 1 0 1 2 3 4 9 6

18

4 1 1 1 1 1 1 3 3 9 9 9 5 1 1 1 1 1 1 3 3 9 9 9 6 1 1 1 1 1 1 3 3 9 9 9 7 1 1 1 1 1 0 3 2 9 4 6 8 1 1 1 1 1 1 3 3 9 9 9 9 1 1 1 0 0 0 2 1 4 1 2

10 1 1 1 0 0 0 2 1 4 1 2 รวม 23 21 61 55 56

ข้ันตอนแรกหาความสัมพันธระหวางขอคูและขอคี่ โดยใชการวิเคราะหดวยสถิติ Pearson

Product Moment Coefficient

สูตร ( )( )( ) ( )∑ ∑∑ ∑

∑∑ ∑−−

−=

2

i2i

2

i2i

iiii

yynxxn

yxyxnr

2(21)-10(55)2(23)-10(61)

(23)(21)-10(56)r = = .8195

นําคา r ไปแทนคาในสูตร Spearman Brown rtt =

1r2r+

= 1.8195

2(.8195)+

= .9008 2. วิธีของ Guttman วิธีของ Guttman เปนวิธีที่ใชแบบสอบถามครั้งเดียวแตนําคะแนนรวมของขอคู-ขอคี่หรือครึ่ง

แรก-ครึ่งหลังเชนเดียวกับวิธีของ Spearman Brown แตใชคาความแปรปรวนของคะแนนรวมของขอคู-ขอคี่หรือคร่ึงแรก-คร่ึงหลัง แทนการหาความสัมพันธของคะแนนดังกลาว

สูตร rtt = )s

)s(s2(1

2Total

22

21 +−

rtt =คาความเชื่อถือของ Guttman 21s , 2

2s =ความแปรปรวนคะแนนขอคู-ขอคี่หรือครึ่งแรก-ครึ่งหลัง 2

Totals =ความแปรปรวนระหวางคะแนนรวมของทั้งฉบับ

19

ตัวอยาง จากขอมูลในตัวอยางที่ 3 ใหคํานวณคาความเที่ยงดวยวิธี Guttman คํานวณคาความแปรปรวนคําถามขอคู-ขอค่ี และความแปรปรวนคะแนนรวมดังนี้

ความแปรปรวนขอคี่ 21s =

1n

)x(x 2oddodd

−

−∑ = 0.9

ความแปรปรวนขอคู 22s =

1n

)x(x 2eveneven

−

−∑ =1.21

ความแปรปรวนคะแนนรวม 2Totals =

1n

)x(x 2i

−

−∑ = 3.82

สูตร rtt = )s

)s(s2(1

2Total

22

21 +−

= )3.82

)21.1(0.92(1 +−

= .8953 การวิเคราะหดวยคอมพิวเตอร ในการวิเคราะหความเท่ียงดวยวิธี Spearman-Brown และวิธี Guttman ดวย SPSS ใหผลดังน้ี Reliability ****** Method 1 (space saver) will be used for this analysis ****** R E L I A B I L I T Y A N A L Y S I S - S C A L E (S P L I T) N of Statistics for Mean Variance Std Dev Variables PART 1 2.3000 .9000 .9487 3 PART 2 2.1000 1.2111 1.1005 3 SCALE 4.4000 3.8222 1.9551 6 Reliability Coefficients N of Cases = 10.0 N of Items = 6 Correlation between forms = .8195 Equal-length Spearman-Brown = .9008 Guttman Split-half = .8953 Unequal-length Spearman-Brown = .9008 3 Items in part 1 3 Items in part 2 Alpha for part 1 = .5926 Alpha for part 2 = .7156 การกําหนดคาความเที่ยง การกําหนดคาความเที่ยงในการการทดสอบเครื่องมือวัดท่ีใชน้ัน ไมไดกําหนดชัดเจน เชน Kelly (1972) กําหนดวาควรมีคาไมต่ํากวา .94 สวน Weiner & Stewart (1984) แนะนําใหใชคาความเที่ยงเทากับ .85 และ Carmines & Zeller (1979) คาความเที่ยงไมควรต่ํากวา .80 สวนการแปรผลคาความเที่ยงพิจารณาไดดังน้ี (Murphy & Davidshofer, 1998) คาความเที่ยงต่ํากวา .60 แสดงวาอยูในเกณฑตํ่า คาความเที่ยงใกลเคียงกับ .75 แสดงวาอยูในเกณฑปานกลาง คาความเที่ยงที่มีคาสูงกวา .80 จัดอยูในเกณฑสูง

คาความเที่ยงของ Spearman-Brown คาความเที่ยงของ Guttman

20

2. การตรวจสอบความตรง (Validity) การตรวจสอบความตรงเปนวิธีที่มีความจําเปนอยางย่ิง ในการตรวจสอบเครื่องมือในการ

รวบรวมขอมูล โดยเฉพาะการวิจัย ถาลองเปรียบเทียบความเที่ยงกับความตรง โดยพิจารณาจากตัวอยางของการยิงปน 3 กระบอก กระบอกละ 10 นัด ไปที่เปา 3 เปา ในรูปท่ี 1 พบวาลูกปนถูกเปาอยางกระจัดกระจายทั่วไป ลักษณะดังกลาวจะเห็นวาลูกปนที่ยิงไมตรงเปากลางที่มีคะแนนเต็ม 10 ซ่ึงเปนส่ิงที่ตองการ ดังน้ันกลาวไดวาปนกระบอกที่ 1 มีความเที่ยงและความตรงต่ํา รูปที่ 2 ลูกปนถูกยิงรวมกลุมที่เปาของคาคะแนน 7-8 ไมตรงเปา 10 เลย แสดงวาปนกระบอกที่ 2 มีความตรงต่ําแตมีความเท่ียงสูง สวนรูปท่ี 3 ลูกปนรวมกลุมท่ีเปามีคะแนน 10 ลักษณะดังกลาวความเที่ยงและความตรงสูงทั้งคู ซ่ึงเปนส่ิงที่ตองการที่สุด ดังเชนกับเครื่องมือวิจัยทั่วไป ถามีความตรงเชนเดียวกับปนกระบอกที่ 3 ขอมูลท่ีไดยอมสมบูรณ และมีความถูกตองสูง

รูปที ่1 รูปที ่2 รูปที่ 3

การแบงประเภทของความตรงในที่นี้ ใชวิธีการแบงของสมาคมจิตวิทยาอเมริกา (American Psychological Association :APA, Murrphy:1991) โดยแบงเปน 4 ประเภท หรือเรียกอีกอยางหนึ่งวา "four faces of validity" ดังนี้

1. ความตรงตามเนื้อหา (Content Validity)

2. ความตรงตามโครงสราง (Construct Validity)

3. ความตรงเชิงทํานาย (Predictive Validity)

4. ความตรงตามสภาพ (Concurrent Validity)

ในการตรวจสอบความตรงขึ้นอยูกับวัตถุประสงคของการศึกษาน้ันๆ ไมจําเปนตองทําทุกประเภท เชน แบบทดสอบความซื่อสัตย อาจตรวจสอบความตรงตามเนื้อหาและความตรงตามสภาพ หรือแบบทดสอบการรับรูตางๆตอโรคเอดส อาจตองทดสอบทั้งความตรงตามเนื้อหา ความตรงตามโครงสราง เปนตน

.. ….. …

. . . . .

21

1. ความตรงตามเนื้อหา (Content Validity) ความตรงตามเนื้อหา เปนการบอกใหทราบวาขอความถามทั้งหมดที่สรางขึ้น มีเนื้อหาตางๆ

ครบถวนตามวัตถุประสงคและถูกตองครบถวนตามทฤษฎี โดยเฉพาะเครื่องมือที่ใชวัดเกี่ยวกับความรู (Cognitive) เชน ตองการศึกษาความรูเร่ืองโรคเอดส เน้ือหา (Content Domain) ควรประกอบดวย ความหมาย สาเหตุการติดตอ วิธีการติดตอ อาการ การรักษา วิธีปองกัน และผลกระทบตอบุคคล ครับครัว ชุมชน การตรวจสอบความตรงประเภทนี้ยังไมมีวิธีการทางสถิติที่ชัดเจน โดยทั่วไปทําไดโดยใหผูเช่ียวชาญในดานน้ันไมนอยกวา 3 ทาน ตรวจสอบ

2. ความตรงตามโครงสราง (Construct Validity) การวัดความตรงตามโครงสราง ไมไดวัดดวยขอคําถามเดียวเชน อายุ ความสูงหรือน้ําหนัก

ความตรงตามโครงสรางเปนลักษณะของการสรางโครงสรางข้ึนจากขอคําถามหลายๆ ขอ ตามทฤษฎี (Theory) หรือแนวคิด (Concept) แลวรวมเปนโครงสราง (Construct) หรือตัวแปร (Variables) ข้ึนมา จึงจะสามารถใชวัดในเร่ืองที่สนใจไดเชนถาตองการสนใจศึกษาการรับรูเก่ียวกับโรคเอดส ตามโครงสรางของทฤษฎีทางสุขภาพ (health Believe Model) ควรประกอบดวย การรับรูถึงความรุนแรงของโรคเอดส การรับรูผล กระทบตอการติดโรคเอดส ฯลฯ การรับรูถึงความรุนแรงของโรคเอดสไมไดมาจากขอคําถามเพียงขอเดียว ตองสรางขอคําถามหลายๆ ขอเพื่อใชอธิบายหรือสนับสนุนใหไดมาซึ่งโครงสรางนั้นๆ การตรวจสอบความตรงตามโครงสรางทําไดดังน้ี

1. การตรวจสอบเครื่องมือวัดกับกลุมที่เปนจริง (Contrasted groups or Know group Approach)

2. การตรวจสอบเครื่องมือวัดตามแนวสมมุติฐาน (Hypothesis Testing Approach)

3. การตรวจสอบโดยใชองคประกอบ (Factor Analysis)

4. การตรวจสอบโดยใชมัลติเทรต-มัลติมิตอด (Multitrait-Multimethod Approach)

3. ความตรงเชิงทํานาย (Predictive Validity) เครื่องมือมีความตรงในการทํานายแสดงวาเมื่อเวลาผานไป ผลปรากฎเปนไปตามการวัดในครั้งแรกนั้นๆ เชน สรางแบบทดสอบการเขาเรียน เมื่อคะแนนสอบอออกมาสูง เมื่อไดเรียนบุคคลดังกลาวสามารถท่ีจะเรียนและสอบไดคะแนนสูงตามไปดวย ซ่ึงแสดงไดดวยคาสหสัมพันธที่สูง

22

4. ความตรงตามสภาพ (Concurrent Validity) การที่เครื่องมือสามารถวัดไดตรงกับสภาพความเปนจริงในปจจุบัน เชนเมื่อใชแบบสอบถามเก่ียวกับการซื่อสัตยไปสอบถามบุคคลท่ีซ่ือสัตย คะแนนตองสูงตาม แบบสอบถามความรูเก่ียวกับเอดส สอบถามแพทย พยาบาล จะไดคะแนนสูงกวากลุมที่ไมไดเก่ียวของ เมื่อขอมูลที่ไดเปนคาตอเน่ือง ใชการวิเคราะหสัมประสิทธิ์สหสัมพันธของเพียรสันในการทดสอบ เมื่อขอมูลมีลักษณะ dichotomous เชนตองการความตรงตามสภาพของเครื่องมือวัดแบบใหม เพื่อระบุวาผูตรวจปวยดวยวัณโรคหรือไม โดยเปรียบเทียบกับเครื่องมือที่เปนมาตรฐานเชนการ X-ray ผลท่ีไดระบุ ปวย หรือไมปวย ทดสอบโดยใชสัมประสิทธิ์ phi (φ ) (Streiner & Norman,1991)

เอกสารอางอิง Anatasi, A. (1988). Psychological Testing. New York, Macmillan. Carmines and Zeller (1979). Reliability and Validity Assessment. California, Sage Publication. Ebel, R. L. (1972). Measurement and Evaluation in Education. New York, McGraw-Hill. Guilford, J. P. (1954). Psychometric Methods. New York, McGrrraw-Hill. Guilford, J. P. and F. Benjamin (1981). Fundamental Statistics in Psychologyand Education.

New York, McGraw-Hill. Kerlinger, F. N. (1973). Fundations of Behavioral Research. Tokyo, CBB Publishing Japan Ltd. Kline, P. (1993). A Hanbook of Psychological Testing. London, Methuen. Murphy, K. R. and C. O. Davidshofer (1998). Psychological Testing. New Jersey, Prentice Hall. Nunnally, J. C. (1978). Psychometric Theory. New York, McGraw-Hill. Streiner, D. L. and G. R. Norman (1991). Health Measurement Scale. Oxford, Oxford

University Press. จารุวรรณ นิพพานนท, สมชาย นาถะพินธุ, นิคม ถนอมเสียง และคณะ. (2541). “บทบาทของ

นักจัดรายการวิทยุกระจายเสียงเกี่ยวกับการปองกันโรคเอดสในภาคตะวันออกเฉียงเหนือ ประเทศไทย.” วารสารสงเสริมประสิทธิภาพการเรียนการสอน 7(3): 15-21.

นิคม ถนอมเสียง (2550). การวิเคราะหทางสถิติดวยโปนแกรม STATA. ภาควิชาชีวสถิติและ ประชากรศาสตร คณะสาธารณสุขศาสตร ม.ขอนแกน.