2015، )8( 29لد المج) العلوم االنسانية(مجلة جامعة النجاح لألبحاث أثر طول االختبار وشكل توزيع القدرة في تقديرات قدرة األفراد وفق نموذج راش في نظرية استجابة الفقرة The Effect of Test Length and Ability Distribution Form on the Estimation of A person's Ability According To Rasch Model in Item Response Theory الحواري روىا Arwa Alhawari .اربد، األردن، وزارة التربية والتعليم arwaesa@yahoo.com : الكتروني بريد )19/11/2014: (، تاريخ القبول)8/5/2014: (تاريخ التسليم ملخص درة في ھدفت ع الق ار وشكل توزي ر طول االختب ة للكشف عن أث ديراتالدراسة الحالي تق درة راد، الق ديرات لألف الم وتق رات، الصعوبةمع ران المعلومات للفق رات، واقت وفق نموذج للفق رة تجابة الفق ة اس ي نظري ة .راش ف راءات الدراس ن ضمن إج ة وم ات، ومجموع د البيان م تولي ت ) 30,60(مفحوص، بطول االختبار ) 1000(تم توليد بيانات بواقع إذ ؛ألفراداالفقرات، وقدرات درة ات الق كل توزيع رة، وش ً (فق ا واًء موجب و الت ي، ملت الباً، طبيع واًء س و الت وذج )ملت ق النم ، وف ة ادي المعلم تخدام . األح دة باس ات المول ل البيان م تحلي اتت ، (BILOG-MG) البرمجي )(WINGEN و(SPSS) .روق وجود النتائج أظھرت ة ذات ف ين (α= 0.05) إحصائية دالل ب درة في المعيارية األخطاء متوسطات ع الق ولطول تقديرات معالم قدرة األفراد تعزى لشكل توزي واء السالب والموجباالختبار ة لصالح شكل االلت ر دق راد أكث درة األف ديرات ق .، حيث كانت تق ار ول االختب رة (30)ولط ا .فق ي كم ائية ف ة إحص روق ذات دالل ود ف ى وج ائج إل ارت النت أش م الصعوبة ديرات معل ار بطولتق ائج لصالح االختب رة (30) وكانت النت زود بمعلومات إذ ؛فق د من البحوث باوتوصي البا .أكثر ة األخرىحثة بإجراء المزي اذج المعلمي اد النم ، واستخدام عتم .بيانات حقيقية ات ة الكلم ران: المفتاحي ات، اقت الم الصعوبة، المعلوم واء مع ي، وااللت ع الطبيع التوزي .ب، تقدير القدرةالموجب والسال "......أثر طول االختبار وشكل توزيع القدرة "ـــــ ـــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 1464 ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 2015 ،)8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(مجلة جامعة النجاح لألبحاث Abstract This study investigated the Effect of Test Length and Ability distribution form on The Estimation of a person's Ability, item difficulty, and the information function of test and its items, According to Rasch Model in Item Response Theory (IRT). Among the procedures of the study was to generate data and items were also generating the examinee's ability, the generated data rate (1000) were examined, for all variables; test length (30, 60) item, and Ability distribution (normal, positive and negative skewed) according to Item Response Theory Models (one- parameter). According to the analysis of data depending on the softwares (BILOG-MG), (WINGEN) and (SPSS), The results showed that there were statistically significant differences at (α=0.05) among the standard error means of item in the estimation of difficulty parameters, such estimations in a person's ability were more accurate in the positive and negative skewed. The test consisted from 30 items. Also The results showed there were statistically significant differences (α=0.05) among the standard error means of item in the estimation of difficulty parameters for the test consisted from 30 items, which provided the most information. The researcher recommends further research depending on other parametric models, also by using real data. Keywords: Information Function, difficulty parameters, normal distribution, positive and negative skewed, The Ability Estimation. واإلطار النظري المقدمة ام كل ع ارات بش ب االختب ي ،تلع ا ف اص، دورا ھام كل خ يل بش ارات التحص واختب رارات ؛العملية التعليمية د من الق فھي تؤدي إلى تحسين عملية التعليم ومخرجاتھا من خالل العدي ر رى عب ي تج ارات الت ائج االختب وء نت ي ض ا ف ن اتخاذھ ي يمك ة الت ة لعملي ل المختلف المراح على نوع ودقة المعلومات والنتائج والتغذية الراجعة التي المتخذةوتعتمد صحة القرارات .التعليم دمھا االختب ي ارات،تق ي فھ ا ف ن اعتمادھ ة يمك وعية واقعي ات موض ائج ومعلوم دم نت تق ة، إال أنّ راً صنع القرارات ورسم السياسات التربوي امن كثي درة ھ اس ق ى قي أصبحت تقتصر عل المحتوى ة ب ة المتعلق ات المتفرق ائق والمعلوم ترجاع الحق ى اس راد عل ض األف ي وبع الدراس يطة ات البس تناد التطبيق ة أدون االس ى نظري ويإل اس الترب ي القي ور ف وذج متط و نم (Sawalmeh, 1994; Sawalmeh & Kawasmeh, 2000). 1465ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ ــــــــــــــــــــــــــــــــــ اروى الحواري 2015، )8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ مجلة جامعة النجاح لألبحاث ويزخر علم القياس النفسي والتربوي بالعديد من النماذج اإلحصائية السيكومترية التي يستند ة، وبنا اؤإليھا تصميم االختبارات السيكولوجية والتربوي ا وتفسير نتائجھ ه إال .ھ بعض يوجد أن ة ، وصدق قياسھاتقديرات قدرة األفراد دقة في تؤثر أن يمكن التي المتغيرات باإلضافة لتأثر كمي درة، توى الق ب مس ر بحس ي تتغي رة والت ن الفق تمدة م ات المس ات إذالمعلوم ة معلوم ل دال تمث ى ات المفحوصين عل ا من إجاب ي يمكن الحصول عليھ االختبار الحد األقصى من المعلومات الت درجات، اء ال حيح وإعط لوب التص ن أس ر ع ار بغض النظ رات االختب الي فق إنّ وبالت ول ف ط ار ن االختب تمدة م ات المس ة المعلوم ي كمي ؤثر ف ار ي ا . االختب إنّ وإجرائي ات ف ة معلوم دال رات اس ،االختبار ھي محصلة دوال معلومات الفق رة في القي ا يمكن استخالص إسھام الفق ومنھ ة، وي في الكلي وذلك عند موازنة معلومات الفقرات المختلف اس النفسي والترب اذج القي وتقسم نم : (Lord, 1980) قسمين ھما اس ة القي يكيةنظري ة ):Classical Test Theory( الكالس رت نظري اس ظھ القي داي ي ب يكية ف اس اتالكالس اء القي وم أخط ى مفھ ا عل وم فكرتھ رين، وتق رن العش الق )Measurement Errors( أ ددة للخط دير المصادر المتع ة ينبغي تق يس خاصية معين ، فلكي نق د منوالتي تؤثر في تباين درجات االختبارات، اذج وال ولھا العدي واالستخدامات فتراضاتاالنم ل في القصور جوانب من لتخ لم انھأ إال .على مستوى االختبار والفقرة ائج تحلي ارات نت االختب )Allam, 2005.( ة اس الحديث ة القي ة ):Measurement Modern Theory(نظري رف النظري تع رة تجابة للفق ة االس مى بنظري ا تس ة كم مات الكامن م الس اس باس ي القي ة ف الحديث )Item Response Theory (ر تجابة المفحوص لفق ين اس الربط ب ا ب ار ذات الھتمامھ ة اختب ه، ة وقدرت ائص معين ية خص اييس النفس ى المق راد عل ع األف د مواق ى تحدي ز عل ا ترك ا أنھ كم ل ي تحلي تخدم ف ي تس ائية الت ية واإلحص اذج الرياض ن النم ة م ي مجموع ل ف ة، وتتمث والتربوي اييس رات والمق د .الفق ة اال إذ تع ن نظري ة م ى مجموع ز عل ا رياضيا يرك رة نموذج تجابة للفق س ظ للمفح ين األداء المالح ة ب ات للعالق ةاالفتراض مات الكامن ار والس ى االختب وص عل )Hambelton & Swaminathan, 1985(. األولى تفترض التنبؤ بأداء األفراد أو يمكن تفسير أدائھم ؛وتنطلق ھذه النظرية من مسلمتين اختبارية أو في اختبار نفسي أو تربوي في ضوء خاصية أو مجموعة خصائص مميزة فقرةعلى درات، أي اتسمى السمات أو الق رات، أنھ رد للفق درة تحدد استجابة الف تفترض وجود سمة أو ق ة راد، والثاني ع األف ا جمي ترك فيھ مة يش ذه الس ى توھ رد عل ين أداء الف ة ب ف العالق رةص فق ة الس ة ومجموع ة اختباري ة تزايدي ة طردي تخدام دال ن خلف األداء باس ي تكم درات الت مات أو الق )Alshafei, 2008(. "......أثر طول االختبار وشكل توزيع القدرة "ـــــ ـــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 1466 ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 2015 ،)8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(مجلة جامعة النجاح لألبحاث .المنحنى المميز للفقرة :)1(شكل دما للفقرة المميز المنحنى )1(الشكل يوضح اك يكون عن ط واحدة سمة ھن ة فق خلف كامن رد أداء ى الف ار، عل ا االختب ين كم وزيعي الشكل يب درة ت راد من تينلمجموع الق ى األف نفس عل ة اإلجابةالفقرة، حيث تتمحور ة االطرادي ة التزايدي وم .الصحيحة في الدال ة وتق ذه النظري ى ھ عل ة، اذج السمات الكامن اذج تسمى نم مجموعة من االفتراضات، كما ينبثق عنھا مجموعة من النم اس أو رات المقي رة من فق ى فق رد عل ة أداء الف دد عالق ة رياضية تح وذج بدال ر عن كل نم ويعب .)Baker, 2001( لتي تكمن وراء ھذا األداء وتفسرهاالختبار بقدرته ا ة ة السمات الكامن د افتراضات نظري ة البع Assumptions of Latent Traitاألحادي Theory of Unidimesionality : ز نم ى ترتك د إل ة البع ة األحادي مات الكامن اذج الس ار، ن االختب تمدة م ات المس ي البيان ا ف ب توافرھ ات يج ن االفتراض ة م ة مجموع ومجموع أحادية البعد حيث يقيس االختبار سمة واحدة فقط، واالستقالل الموضعي وھو : االفتراضات ھي رة أخرى ى فق ه عل ار عن أدائ رة االختب ى فق رد عل تقالل أداء الف ار نفسه، اس ى من االختب منحن كما تفترض معظم خصائص الفقرة ويمثل مخطط بياني الحتمالية اإلجابة الصحيحة على الفقرة، راد في اق األف رة وأن إخف النماذج المستعملة أن عامل السرعة ال يؤدي دوراً في اإلجابة عن الفق اتھم، اإلجابة عن فقرات االختبار يرجع إلى انخفاض قدراتھم وليس لتأثير عامل السرعة في إجاب ع اإلحصائي ل ى التوزي د عل رة ال تعتم الم الفق ي أن مع اين ويعن ھا، وأنوالالتب راد قياس مة الم لس ;Anastasi & Urbina, 1997)ال تعتمد على فقرات االختبار المعالم التي تصف أداء األفراد Crocker & algina, 1986; Hambelton & Jones, 1993; Lord, 1980 ) ي ا يل وفيم :توضيح لھذه االفتراضات )Unidimesionality( أحادية البعد .1 ى ين عل ر أداء المفحوص دة تفس درة واح مة أو ق ود س رة وج تجابة الفق ة اس رض نظري تفت ا االختبار، بمعنى أن جميع فقرات االختبار تقيس بعدا واحدا أي يمكن تفسير إجابة الفرد على أنھ 1467ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ ــــــــــــــــــــــــــــــــــ اروى الحواري 2015، )8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ مجلة جامعة النجاح لألبحاث د ادي البع ه أح ار بأن ى االختب ار إل دھا يش ار وعن رات االختب ھا فق ي تقيس درة الت ذه الق ود لھ تع )Unidimesionality(، درة واحدة تفسرأما النماذج الت رد ي تفترض وجود أكثر من ق أداء الف ار ى االختب يعل اد وھ ددة األبع اذج متع امبلتون ،)Multidimensionality(نم رى ھ وي وامينثان ر ) Hambelton & Swaminathan, 1985(وس د أكث ة البع راض أحادي أن افت تج ة االس ي نظري دا ف رةاالفتراضات تعقي ه ؛ابة للفق ن تحقيق ان ال يمك ن األحي ر م ي كثي ه ف ألن راض لوجود عوامل منبصورة صارمة، أو بمعنى أخر ذا االفت الناحية العملية يصعب تحقيق ھ .إلجابة بسرعةمؤثره في أداء المفحوصين مثل قلق االختبار ومستوى الدافعية والقدرة على ا ود ب وج د يتطل ة البع راض أحادي ق افت ل ولتحقي د(عام ى ) بع ي األداء عل ؤثر ف ائد ي س ذا أو ،االختبار راضجمع العلماء على فحص ھ املي االفت ل الع ل . باستخدام التحلي تم تحلي حيث ي ذور يم الج الل ق ن خ ل م ائج التحلي ة نت ار ومالحظ رات االختب ى فق ين عل تجابات المفحوص اس اني حيث يستدل )Eigen Values(الكامنة املين األول والث اين المفسر لكل من الع ونسب التب يم امن األول وق ة الجذر الك ين قيم رق ب دما يكون الف ائد عن د أو وجود عامل س ة البع على أحادي .Hattie, 1985; Linacre, 2008)(الجذور الكامنة للعوامل األخرى كبيرا نسبيا )Local Independence( االستقالل الموضعي .2 ) θ(يكافئ افتراض االستقالل الموضعي افتراض أحادية البعد عندما تكون قدرة المفحوص تقلة إحصائيا، ار مس أحادية البعد، ويقصد به أن استجابات المفحوص للفقرات المختلفة في االختب لبيا ا أو س ؤثر ايجابي ا ال ت رة م وحتى يتحقق ھذا االفتراض عمليا فإن استجابة المفحوص على فق ة ى اإلجاب رة يجب أن ال يشير إل وى العلمي لفق على استجابته على فقرة أخرى، بمعنى أن المحت اين أو ال وم الالتب ر الصحيحة لفقرة أخرى في نفس االختبار، وال بد ھنا من اإلشارة إلى مفھ التغي )Invariance (بالنسبة لمعالم الفقرات واألفراد )Warm, 1978(: دير :الالتباين لمعالم األفراد − ات تق ي ثب ذا يعن ة المستخدمة وھ ع العين تحرر القياس من توزي راد المستخدمة ة األف كل من قدرة الفرد وصعوبة الفقرة واستقرارھا بالرغم من اختالف عين .أنھا عينة مالئمةالمقياس طالما في تدريج ات :الالتباين لمعالم الفقرات − ي ثب ذا يعن رات المستخدمة وھ تحرر القياس من مجموعة الفق رات تقدير كل من قدرة الفرد وصعوبة الفقرة واستقرارھا بالرغم من اختالف مجموعة الفق زا ى مي ع عل رات تق ة من الفق ذه المجموعات المختلف ا أن ھ اس، وطالم ن المستخدمة في القي .تدريج واحد )Item Characteristic Curve (ICC)(منحنى خصائص الفقرة .3 ي درة المفحوص الت عبارة عن دالة رياضية تربط احتمالية اإلجابة الصحيحة على الفقرة بق ا م بن ذي ت ة، ؤتم قياسھا بمجموعة من الفقرات في االختبار ال ك الغاي ده لتل ى خصائص ويع منحن رة تجابة للفق ة االس رة الصيغة الرياضية الحتمالي توى Pi(θ)الفق ى مس ذا المنحن ث يعكس ھ حي درة األداء على مھام معينة تناظر متصال ر عن ق ية(مستقال تعب ى )سمة نفس ذا المنحن ، ويأخذ ھ "......أثر طول االختبار وشكل توزيع القدرة "ـــــ ـــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 1468 ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 2015 ،)8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(مجلة جامعة النجاح لألبحاث رة ف) 2(ويوضح الشكل . )S(الشكل اللوجستي وھو يمثل شكل الحرف ى خصائص الفق ي منحن درة بسط أشكاله وفيه يمثل اإلأ ل اإل المقاسة) θ(حداثي السيني متصل الق رة، ويمث حداثي في الفق ى P(θ)الصادي احتمالية االستجابة الصحيحة للمفحوص على تلك الفقرة، ويشير ھذا المنحنى إل .)Baker, 2001( صحيحة يزداد بازدياد قدرة الفرد أن احتمال إجابة الفرد على فقرة إجابة .منحنى خصائص الفقرة ):2(شكل رة ى خصائص الفق ن منحن ر م كل ويظھ رة )2(الش تجابة الصحيحة للفق ة االس أن احتمالي وتزداد قيمة االحتمالية بزيادة مستوى القدرة تقترب من الصفر للمفحوصين ذوي القدرة المتدنية، .للمفحوص حتى تقترب من الواحد الصحيح للمفحوصين ذوي أعلى مستويات القدرة )Speededness( السرعة في اإلجابة .4 رات ى فق ة عل رة، أن عامل السرعة ال يلعب دورا في اإلجاب تفترض نماذج االستجابة للفق يس االختبار، درتھم، ول ى انخفاض ق بمعنى أن إخفاق األفراد في إجابة فقرات االختبار يرجع إل ).Allam, 2005( إلى تأثير عامل السرعة على إجاباتھم ي يجب : أحادية البعدنماذج استجابة الفقرة ى عدد من الفروض الت اذج عل تستند ھذه النم ارات، ن االختب تمدة م ات المس ي البيان وافر ف الم أن تت الث مع ن ث تفيدة م ي تم :مس رة يھ ز الفق ي فل اربي األس ط التق رة والخ عوبة الفق اظر أو (Lower- Asymptote)وص و من ين وھ التخم ة وتباينت . الحتمالية االستجابة الصحيحة التي قد تحدث بالصدفة اذج السمات الكامن ددت نم وتع الم دد مع تالف ع اً الخ زة تبع ات الممي كال المنحني ث أش ن حي ي م رات وھ الفق (Hulin, Drasgow, & Parsons, 1983): : Rasch Model) نموذج راش( لمةعالمالنموذج أحادي .1 مى ب رجيح الويس ادي انموذج الت اريتمي أح ةللوغ ة IPL المعلم تخدم الدال ه يس ك ألن وذل ى ط، وھ ةواحد) ةمعلم(اآلسية في التنبؤ باالحتماالت، وتشمل عل رات ةمعلم يفق صعوبة الفق 1469ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ ــــــــــــــــــــــــــــــــــ اروى الحواري 2015، )8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ مجلة جامعة النجاح لألبحاث Item Difficulty Parameter النماذج أبسط من يعتبرو .الفقرات لتمثيل الفروق الفردية بين ه تعبر التي الرياضية والدالة شھرة، وأكثرھا ربط عن ين ت ال ب ة احتم رد إجاب ة الف صحيحة إجاب رة على ة الفق رة، صعوبة ومعلم ات الفق رة خصائص ومنحني ذا الفق ط تختلف النموذج لھ في فق معلمة وأن التمييزية قدرتھا في متماثلة الفقرات جميع أن يفترض كما .السمة متصل على موقعھا رة .صفراً تساوي التخمين ة معلم P(θ(ويتم التعبير عن احتمالية االستجابة الصحيحة للفق ةبدالل رة رة، ) b(صعوبة الفق ا متغي ذ قيم ي تأخ ر والت ر بيك د عب وذج )Baker, 2001(وق ن النم ع :المعادلة اآلتية وفق ةألحادي المعلما 1 ) = θ(iP 1+ e-a(ө -bi) :حيث أن θ :قدرة المفحوص ،Pі(θ) : احتمال أن المفحوص الذي يمتلك القدرةθ أجاب على الفقرةі د النقطة : aі.معلمة صعوبة الفقرة :bіإجابة صحيحة، رة عن ة الفق ل دال ز bمي ة تميي ، وھي معلم ).1( وھنا لھا جميعھا قدرة تمييزية واحدة الفقرة Birnbaum Model) نموذج بيرنبوم( المعلمةالنموذج ثنائي .2 ن معلم ل م ي ك ف ف أن تختل رات ب مح للفق وذج يس ذا النم زيي الصعوبة والتمتوھ ذلك ،ي ل ذا النموذج معلمتضمنت ى يتم ةالصيغة الرياضية لھ ذا النموذج عل رة وأصبح يشتمل ھ ز الفق ي . يمثالن خصائص الفقرة) يزيالصعوبة والتم(ي تمعلم Lord Model) نموذج لورد( لمةعالمالنموذج ثالثي .3 ي ة يسمى النموذج اللوغارتمي ثالث Three – Parameter Logistic(3PL)المعلم Model ) ةإذ أضاف ة الصحيحة وھ ةثالث معلم راد لإلجاب ال توصل األف ي احتم ة يف معلم زيالصعوبة والتم(ي تالتخمين إضافة إلى معلم ذا يجب )ي د أن، وبھ ار عن ين االعتب ك بع يؤخذ ذل .مطابقة البيانات المستمدة من االختبار لھذا النموذج اھيم :(Information Function) دالة المعلومات ة المعلومات من المف وم دال د مفھ يع األساسية في نظرية االستجابة للفقرة، فھي دالة رياضية تمثل العالقة بين قدرة الفرد والمعلومات ين مستويات رة ب ز الفق المقدمة لفقرات االختبار، فھي تعبر عن كمية المعلومات المتمثلة في تميي لمنحنى دالة المعلومات، والذي يمثل مقدار المعلومات القدرة لألفراد، وذلك بتحديد أقصى ارتفاع ا درات المفحوصين، ويمكن من خاللھ دير ق د تق ل، عن ار كك رة أو االختب د التي تقدمھا الفق تحدي :ھما ويندرج الحديث عن دالة المعلومات في محورين. الخطأ المعياري في التقدير رة ادالة معلومات امبلتون وسومنثيان : )(Item Information Functionلفق رى ھ ي )Hambelton & Swaminathan, 1985 ( ى ار منحن رات االختب ن فق رة م ل فق أن لك "......أثر طول االختبار وشكل توزيع القدرة "ـــــ ـــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 1470 ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 2015 ،)8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(مجلة جامعة النجاح لألبحاث درة ،معلومات الفقرة د الق ام .وھو عبارة عن اقتران يبين مدى مساھمة الفقرة في تحدي وبشكل ع وة إف اھم بق الي تس ز الع رات ذات التميي ز أن الفق ك ذات التميي ن تل اس م ة القي د دق ي تأكي ر ف كب ة صعوبتھا اس حول قيم ة القي د دق ا في تأكي رة أفضل مساھمة لھ ) b(المتدني، حيث تعطي الفق د اين عن رة والتب ران االستجابة للفق على متصل القدرة، أي أن دالة المعلومات تعتمد على ميل اقت رة، ن اإ، فكلما زاد الميل ف)θ(كل مستوى للقدرة ا الفق ي توفرھ زداد المعلومات الت ل وت اين يق لتب فإذا ما كان المنحنى مزاحا باتجاه اليمين فھذا يعني أن الفقرة صعبة، وإذا كان ارتفاعه كبيرا فھذا ال والعكس صحيح رة ع ز الفق ي أن تميي رة وتعطى .يعن ات الفق ى معلوم ة منحن ة معادل ي حال ف :اآلتيةبالعالقة النموذج األحادي Ii (θ) = Pi (θ) Qi (θ) رة : i( ،Pi(θ)(دالة المعلومات للفقرة : Ii(θ): حيث ى الفق احتمالية االستجابة الصحيحة عل )i( ،Qi(θ) : احتمالية االستجابة الخاطئة على الفقرة)i.( :األتيوعادة ما يأخذ المنحنى الشكل الجرسي كما ھو موضح في الشكل .لفقرتين مختلفتينمنحنى دالة المعلومات ):3(شكل ير كل ويش ى ) 3(الش يننمنحإل رتين مختلفت ات لفق ة المعلوم رة ذات ى دال ث أن الفق ، حي ات وان ال ن المعلوم ر م ة أكب دمت كمي الي ق ز الع طالتميي م تع نخفض ل ز الم رة ذات التميي فق .معلومات كثيرة ات ة معلوم ارادال وع برف تًع :(Test Information Function)الختب ا المجم أنھ ة رات المكون ات الفق دوال معلوم ابي ل ارالحس ذلك فلالختب رإ، ل ات الفق ة معلوم ة دال ة ن دراس ا تعطي ؤثرة فيھ ة والمتغيرات الم ة، وتحسب دال ة مرغوب ار ذي دال ى اختب فرصة للحصول عل ∑ = Ii(θ) I(θ) :اآلتيةلمعادلة امعلومات االختبار بجمع معلومات الفقرات وفق .)i(دالة المعلومات للفقرة : Ii(θ)دالة معلومات االختبار، : I(θ): حيث 1471ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ ــــــــــــــــــــــــــــــــــ اروى الحواري 2015، )8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ مجلة جامعة النجاح لألبحاث رى امبلتون وسوامنثيان وي ا زاد أ) Hambelton & Swaminathan, 1985(ھ ه كلم ن ى ار، باإلضافة إل زداد المعلومات أعدد الفقرات تزداد قيمة معلومات االختب ل ت ا زاد المي ه كلم ن كبر عن أالتي توفرھا الفقرة وھذا يعني أن الفقرات التي تتضمن معالم تمييز كبيرة تقدم معلومات ة ى دق الي الحصول عل ادا أقدرة المفحوصين وبالت ار اعتم رات اختب اء فق ه يمكن انتق ر، وعلي كب .المعلومات الكلية لالختبار على كمية المعلومات التي تسھم بھا الفقرات في كمية .منحنى دالة المعلومات الختبار مكون من خمس فقرات :)4(شكل رات) 4(يشير الشكل و ار مكون من خمس فق اء ف. إلى منحنى دالة المعلومات الختب د بن عن ار رة الختي ات الفق ة معلوم تخدام دال ن اس رة يمك تجابة للفق ة االس تخدام نظري ارات باس االختب ه من ه فان ة، وعلي درة المختلف ر مستويات الق ر عب رة تتغي ار أن معلومات الفق الفقرات على اعتب د من الممكن اختيار فقرات تقدم دقة قياس مرتفعة عند نقطة معينة على متصل السمة، حيث ت زي درة اس الق اء القي دير أخط ى تق ر .عل ار بيك ى ) Baker, 2001(وأش ات إل ى معلوم أن منحن رة، د كثي دم فوائ ار يق رادواالختب درات األف دير ق ي تق ار ف ة االختب ن دق ات ع ين أن .معلوم وب .)Cut Point(المنحنى المفضل ھو الذي تقع قمته عند نقطة الفصل أو القطع دير ) Warm, 1978(وورم ويعرف :التقديرالخطأ المعياري في اري في التق الخطأ المعي درة أنه دير الق اري ألخطاء تق ة لالنحراف المعي تم .القيمة المتوقع ى وي ابه بسھولة من منحن حس د كل كما .االختبارمعلومات ار عن اري لالختب تزود دالة معلومات االختبار بمستوى الخطأ المعي ه من خالل إف الذ .مستوى قدرة ة معلومات ن االختبار الذي تم تحليل فقراته من الممكن حساب دال رات ا مجموعة من الفق جمع دوال معلومات الفقرات المكونة له، وكمية المعلومات التي تسھم بھ ين، د مستوى مع درة عن دير الق عند مستوى قدرة معين تتناسب عكسيا مع الخطأ المعياري في تق ة عكسية ن الخطأ في التقدير يكون منخفضاإلومات عالية ففإذا كانت كمية المع ى أن العالق ، بمعن ة وتعطى ،)θ(وتحسب قيمة الخطأ المعياري في التقدير عند مستوى القدرة . بينھما ة اآلتي المعادل (Wright & Master, 1982): "......أثر طول االختبار وشكل توزيع القدرة "ـــــ ـــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 1472 ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 2015 ،)8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(مجلة جامعة النجاح لألبحاث درة : SE(θ): حيث ين من الق د مستوى مع : θ(، I(θ)(الخطأ المعياري في تقدير القدرة عن .كمية معلومات االختبار ة مع المتوافق القدرة مستوى عند الدقة من عالية بدرجة القدرة الفقرة تقيسو صعوبة معلم من ويقترب الفقرة، صعوبة عن القدرة مستوى ابتعاد مع الفقرة معلومات كمية وتنخفض الفقرة، درة ريجدت أطراف عند الصفر ار ألن ونظراً .الق رات من مجموعة من مكون االختب نإف ؛الفق رات معلومات مقدار مجموع ھي قدرة مستوى أي عند االختبار يقدمھا التي المعلومات د الفق عن الي .المستوى كاذ ام المستوى وبالت ران الع ار معلومات القت ر يكون سوف االختب من أكب رة المعلومات رد لفق ا. ةمف رات عدد زاد وكلم ار فق زداد االختب ة ت ي المعلومات كمي دمھا الت يق بدرجة الفرد قدرة تقيس الفقرات من أكبر عدد على المحتوية االختبارات أن يتوقع لھذا االختبار، ة ذي راش نموذج وباستخدام .ةالقصير االختبارات من أكثر الدقة من عالية نإف الواحدة، المعلم ى تصل حتى القدرة مستوى زيادة مع تزداد الفقرة معلومات دالة ة إل و والتي العظمى القيم نتك د درة مستوى عن رة، صعوبة مع المتوافق الق د الفق ذه وبع دأ النقطة ھ ران يب المعلومات اقت .)Baker, 2001( باالنخفاض رات إ ى مجموعة من فق ن تقدير قدرة المفحوص يتم من خالل نمط استجابة المفحوص عل ه، ى قياس ار إل دف االختب ا يھ و م ار وھ رات االختب ه فق ي تقيس د الت مة أو البع ي الس درة ھ والق ذات، وم ال ل مفھ داالختبار، ويمكن أن تكون سمة من سمات الشخصية مث ل وق تكون محددة مث دالقدرة على إجراء العمليات على األعداد، ية اً تكون استعداد وق ة أو سمة نفس ويستخدم .أو قابلي ز ود) θ(الرم ع وج درة المفحوص م ى ق ة عل تجابة الصحيحة للدالل ة لالس ن االحتمالي دار م مق P(θ) عند كل مستوى قدرة)(Hambelton, Swaminathan, Rogers, 1991. درة ) Baker, 2001(ويرى بيكر دير ق دفين اأن تق يينلمفحوص يمكن أن تحقق ھ :أساس رات ي تكمن وراء استجابته عن فق ار، األول وھو تقييم المفحوص تبعا للقدرة الحقيقية الت االختب .والثاني المقارنة بين المفحوصين لغايات التصنيف واالبتعاث ةب (Green, Sax & Michael, 1982) وساكس وميشيل جريين دراسة وزودت مقارن حيث، بدائل الخمسة وذات ،بدائل األربعة وذات ،بدائل الثالثة ذات متعدد من اختبارات االختيار روق وجدت ة ف ً دال امالت إحصائيا ار لمع ات االختب درة ثب تخدام المق ة باس ود معادل -رك درة لذوي(KR- 20) ن ريتشاردسو ط والمتوسطة المنخفضة الق ة بتفضيل فق دائل، أربع ا ب بينم ً دالة فروق توجد فال المرتفعة القدرة لذوي .إحصائيا ك وينسجم ا مع ذل ه توصلت م الشريفين ودراسةJodoin, 2003) (جودوين دراسة إلي (Al-Shraifin, 2006) ين ى توصلتا اللت ة أن إل ران قيم ار المعلومات اقت ار الختب االختي دد من د متع ً تتزاي دريجيا د ت ى بتزاي درة حت ى تصل الق ة أقصى إل ة قيم ا ممكن دما لھ يكون عن 1473ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ ــــــــــــــــــــــــــــــــــ اروى الحواري 2015، )8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ مجلة جامعة النجاح لألبحاث درة مستوى رة صعوبة مع متوافق (θ=b) الق ين ودراسجو في حين، الفق جاء في دراسة ليف (Levine & Drasgow, 1983) إن زيادة عدد بدائل الفقرة تؤدي إلى الحصول على اكبر قدر درة المنخفضةممكن من المعلومات راد ذوي الق ة حول األف درات المرتفع ذوي الق ا بالنسبة ل ، أم .ينصح بالتقليل من عدد البدائل ومرك ة ب ي دراس رات تمت (Pommerich, 2007)وف الم الفق تخدام مع ر اس وان أث بعن ا ار معايرتھ دفت الختب ي ھ بة، والت ة المحوس ارات التكيفي ي االختب ة ف ة التقليدي تخدام الطريق باس دى ة م ت بدراس ث اھتم ة، حي ارات الورقي وتر واالختب ن الكمبي ل م تخدم ك ي تس رامج الت الب التين وأظھرت . االستقرار في تقدير معالم الفقرات باستخدام اختبارات مختلفة الطول في كلتا الح .م وجود استقرار في معالم الفقرات حيث يقل ھذا االختالف بزيادة طول االختبارالنتائج عد ى ,Fitzpatric) (2009في حين أجرى فيزباترك ة عل ارات التھيئ دراسة بعنوان أثر اختب ان دل اإلتق ى مع ار عل ر تخفيض طول االختب د . معدل إتقان الطلبة والتي ھدفت لدراسة اث واعتم ى النحو 12الباحث على اذج عل ة نم اختبار من نوع االختيار من متعدد كل منھا تتكون من ثالث رات) 5، 10، 15( ه. فق ل بيانات ي تحلي م ف ادي المعل وذج أح ى النم د الباحث عل أظھرت . واعتم ار، وأوصى الباحث م االختب ل حج ا يق رة حينم الم الفق دير مع تقرار في تق دم وجود اس ائج ع النت .فقرة لزيادة االستقرار في تقدير معالم الفقرات 15باستخدام الحجم رى ؤ أن (Trevisan, Sax & Michael, 1991)وميشيل وساكس تريفسان وي التنب درة، بمستويات ذلك تم ربط إذا دقة أكثر يكون االختبار على األفراد بقدرات أن وجدوا حيث الق القدرة ذوي للطلبة بدائل خمسة ثم بدائل، ثالثة تليه بدائل، أربعة ھو البدائل لعدد المفضل االتجاه ين لعدد تفضيل يوجد ال المتوسطة القدرة وذوي المرتفعة القدرة لذوي بالنسبة أما المنخفضة، مع القدرة مجموعات عبر للبدائل المثالي العدد وكان إحصائياً، دالة فروق توجد لم حيث البدائل، من .المعلمة ثالثي اللوجستي النموذج باستخدام وذلك بدائل ثالثة ھو رات، ) Reis, 1986(ريس وأكد الم الفق دير مع حيث أن البيانات غير الطبيعية تؤثر في تق أن لطول االختبار أثر كبير في (McDonald & Mulaik, 1979)ماك دونالند وموالك أشار .فقرة لتقدير معالم الفقرات 15تقدير معالم الفقرات، وأنه على األقل ال بد من وجود الن و ارن ومايكل وك ع (Karon, Michael, & Kallen, 2008)ذكر ك ة توزي أن طبيع البيانات تؤثر على افتراض أحادية البعد، وأن حجم الفقرات الكبير يقاوم انتھاك التوزيع الطبيعي ذا اك ھ ارات يتسبب في انتھ هللبيانات، وان نقصان حجم الفقرات في االختب ا ان راض، كم االفت ق وازن الصلة وثي وى تجانس أو بت الم .المحت ر صحيحة حول مع ائج غي ى نت ود إل الي يق وبالت .الفقرة، ومعلم القدرة لألفراد، ويعطي تقديرا متحيزا للثبات ودالة المعلومات االختبار وأسئلتھا الدراسة مشكلة يم، ة والتعل دارس وزارة التربي يم في م ال تزال االختبارات تتمتع بأھميتھا في مجاالت التقي القياس الحديثة في ترتبط بالنظرية نماذج رياضية مختلفة ضوء في بناؤھا يتم التي تلك وخاصة "......أثر طول االختبار وشكل توزيع القدرة "ـــــ ـــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 1474 ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 2015 ،)8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(مجلة جامعة النجاح لألبحاث ع بخصائص ث تتمت ة، بحي ئلة الحديث وك األس ارات وبن اء االختب ي بن را ف ا كثي ّول عليھ ي يع الت ي س ددة ف ارات المتع رارات الخي ارات وصانعي الق وفر لمستخدمي ومطوري االختب يكومترية ت دد اس المح رات المقي ار فق راد، . اختي ة لألف درات الحقيقي ن الق ف ع ي الكش ا ف را ألھميتھ ونظ ى . وخاصة في المجال التعليمي ة، عل ات والدق وع من الثب ع بن اييس تتمت اد مق د من إيج ان ال ب ك درة . لھا وأنواعھااختالف أشكا بالرغم من وجود عدد من المتغيرات التي قد تؤثر على تقديرات ق درة ع الق كل توزي ار وش اءت و. المفحوصين كطول االختب داً ج ة تحدي ار لدراس ول االختب ر ط أث رة ة استجابة الفق راد وفق نموذج راش في نظري درة األف ديرات ق درة في تق ع الق وشكل توزي :اآلتيةولتجيب عن األسئلة درة باستخدام نموذج راش :السؤال األول رة المق ة صعوبة الفق دير معلم ة تق ھل تختلف دق فقرة؟) 60، 30(باختالف طول االختبار درة باستخدام نموذج راش :السؤال الثاني رة المق ة صعوبة الفق دير معلم ھل تختلف دقة تق ً التوزيع الطبيعي، ملتٍو التو(باختالف شكل توزيع القدرة ؟)اًء موجباً، ملتٍو التواًء سالبا اختالف :السؤال الثالث درة باستخدام نموذج راش ب ھل تختلف دقة تقدير قدرة األفراد المق فقرة؟) 60، 30(طول االختبار اختالف :السؤال الرابع درة باستخدام نموذج راش ب ھل تختلف دقة تقدير قدرة األفراد المق ً التوزيع الط(شكل توزيع القدرة ؟)بيعي، ملتٍو التواًء موجباً، ملتٍو التواًء سالبا أھداف الدراسة ري ى متغي درة عل ع الق ار وشكل توزي ر طول االختب ة أث ى معرف ة إل تھدف الدراسة الحالي ار، رات واالختب ران المعلومات للفق رد صعوبة الفقرة واقت درة الف ى ق ة . وعل ى إمكاني ا عل وأثرھ . تقدير كل من معلمة الصعوبة وقدرة األفراد أھمية الدراسة ة من الدراسة ھذه أھمية تأتي اييس المختلف والمستخدمة في الكشف أھمية االختبارات والمق ه يمكن كما يساعد على ھا،وتفسير عن السمات المختلفة ذي من خالل إيجاد المقياس الصحيح وال يالكشف عن السمة بدقة وعناية، ارات ف اييس ويأتي دور االختب ددة للمق اء صور متع ة بن إمكاني ه ا . من خالل معايرتھا ومعادلتھا، لضمان صدق المقياس وفاعليت في الكشف عن وتكمن أھميتھ ارات أثر طول االختبار وشكل توزيع القدرة في تقديرات قد اء اختب ك في بن ة ذل رة األفراد وأھمي ري شكل توزيع القدرة على واثر ذلك على. ومقاييس تكشف عن السمة المقاسة بدقة وثبات متغي درة إلى باإلضافة واالختبار للفقرات المعلومات واقتران الفقرة صعوبة رد، ق م حيث الف ل ت تحلي ة دة بطريق ات المول ر البيان ذي راش نموذج النموذج استخدام وھي موضوعية أكث يكسب ال درات عن مستقلة بطريقة الفقرات صعوبة تقدير إمكانية من به يتميز لما أخرى أھمية الدراسة ق . الفقرات صعوبة عن مستقلة بطريقة األفراد قدرات تقدير وكذلك األفراد، 1475ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ ــــــــــــــــــــــــــــــــــ اروى الحواري 2015، )8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ مجلة جامعة النجاح لألبحاث تعريف المصطلحات درج التي القيمة :الفقرة صعوبة ى تن ال ويكون السمة متصل عل ة احتم رة إجاب دھا الفق عن .حينما يكون التخمين صفر %50مساويا صحيحة إجابة رات عن الفرد استجابات أرجحية ميتعظب تقديرھا يتم قيمة :الفرد قدرة ار فق استجاب االختب .اليھا ران :للفقرة المعلومات اقتران ين رياضي اقت رة مساھمة مدى يب ران في الفق معلومات اقت .لالختبار األخرى الفقرات عن مستقل بشكل االختبار ر رياضي اقتران:لالختبار المعلومات اقتران ات مجموع عن يعب ع المعلومات اقتران لجمي .)Baker, 2001( القدرة من معين مستوى عند االختبار فقرات وإجراءاتھا الدراسة منھجية ار : وھي: المتغيرات المستقلة رة) 30، 60(طول االختب درة ، فق ع الق طبيعي، (شكل توزي ً ).ملتو التواًء موجباً، ملتو التواًء سالبا .وھو دقة تقدير معلم الصعوبة ودقة تقدير قدرة المفحوصين: المتغير التابع مجتمع الدراسة في )ةأحادي المعلم(البيانات المولّدة تبعاً للنموذج استجابة الفقرة تكون مجتمع الدراسة من م إذ .1/3/2014إلى 1/1/2014الفترة الواقعة ما بين ع ت رات بواق د مجموعة الفق ) 1000(تولي ى النموذج اد عل رات الدراسة باالعتم ا لمتغي راد تبع درات األف األحادي فرداً، وتوليد تقديرات لق ائي ةالمعلم ل اإلحص اعھا للتحلي امج و. وإخض تخدام برن م اس ديرات )(WINGENت د تق لتولي اري يساوي ) 1000(قدرات فرد، من توزيع طبيعي بوسط حسابي يساوي صفرا وانحراف معي ثواحد، ولجميع متغيرا درة: ت الدراسة؛ من حي ع الق ار، شكل توزي ا طول االختب للنموذج ، تبع ادي المعلم دول .ةأح ح الج راد، ويوض ة لألف درات الحقيقي درات بالق ذه الق مى ھ ) 1(وتس .صائيات الوصفية لمعالم القدرة تبعاً لشكل التوزيعاإلح .اإلحصاءات الوصفية للقدرة الحقيقية :)1(جدول التفلطح االلتواءاالنحراف الوسطالقيمةالقيمةتوزيع القدرة 642. 1.016- 2.9981.74591.0003 2.248-ملتو التواًء سالباً 119. 131.- 0.0270.9885-3.5313.63- طبيعي ملتو التواًء ً -32.407-1.6591.0686 .977 .465 ن الجدول يتضح ين 1م د تراوحت ب ة ق درة الحقيقي ة الق بوسط 2.998و 2.248-أن قيم البا، 1.0003وانحراف معياري 1.7459حسابي واًء س ا عندما توزعت القدرة بشكل ملتو الت أم ين ة ب درة الحقيقي ة الق درة بشكل طبيعي تراوحت قيم بوسط 3.63و 3.531-عندما توزعت الق "......أثر طول االختبار وشكل توزيع القدرة "ـــــ ـــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 1476 ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 2015 ،)8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(مجلة جامعة النجاح لألبحاث ين0.9885وانحراف معياري 0.027-حسابي ة ب درة الحقيقي ة الق 3.0-، في حين تراوحت قيم و 1.0686وانحراف معياري 1.659-بوسط حسابي 2.407و درة بشكل ملت دما توزعت الق عن .التواًء موجبا أداة الدراسة ار المولدة مجموعة الفقرات تكونت من رة، ) 60، 30(تبعا للمتغير المستقل طول االختب فق ل الجدولي، و)ةأحادي المعلم(باالعتماد على معلم القدرة الذي تم توليده مسبقا، وتبعا للنموذج مث .ملخصا لإلحصاءات الوصفية لمعالم الفقرات تبعاً لشكل التوزيع) 2( .اإلحصاءات الوصفية لمعلمة الصعوبة :)2(جدول التفلطح االلتواءاالنحراف الوسط القيمةالقيمةعددشكل توزيع ملتو التواًء ً سالبا 30 -2.393 0.1781.0075 -0.23730.145 60-3.125-1.1456 0.12390.073 -0.3255- 0.1430.77 1.701-30 طبيعي 60-1.9180.1150.9406 -0.1443- ملتو التواًء ً موجبا 30-1.872.166-1.0081 0.3574- 60-2.1760.2170.9956 -0.0799- ة الصعو 2من خالل الجدول يتضح يم معلم وب أن ق - ,2(بة تراوحت ضمن المدى المطل ة)2 رات الدراس ار : ، لمتغي ول االختب درة )60، 30(ط ع الق كل توزي البا، (، وش واًء س و الت ملت ا واًء موجب و الت ي، ملت ن )طبيع ب م اري قري انحراف معي ن الصفر وب ب م ابي قري ، بوسط حس .ذا يحقق الغاية من الدراسة المطلوبة، وھةالواحد صحيح، تبعا للنموذج أحادي المعلم ن ق م د التحق ة البع راض أحادي راض :افت ذا االفت ن ھ ق م م التحق ل ت رة تحلي تخدام فك باس :واعتماد احد الطرق اآلتية المكونات األساسية اين المفسر للعامل األول − بة التب اين )Reckase, 1979(أشار ريكاس : نس بة التب ه إذا كانت نس أن .من التباين الكلي دل على أحادية البعد) %20(المفسر للعامل األول د :نسبة الجذر الكامن األول إلى الجذر الكامن الثاني − د حدد جلورفيل بة (Glorfeld, 1995)وق النس . (Linacre, 2008)للداللة على أحادية البعد 2بحيث تكون أكبر أو تساوي ة − ات : التمثيل البياني لقيم الجذور الكامن ه المكون ة يوضح من خالل وھو رسم خاص للجذور الكامن .الداخلة في التحليل 1477ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ ــــــــــــــــــــــــــــــــــ اروى الحواري 2015، )8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ مجلة جامعة النجاح لألبحاث 30والثاني عند طول االختبار األول للعاملين المفسر التباين ونسبة الكامن الجذر يم ):3( جدول .فقرة شكل توزيع القدرة نسبة الجذر الكامن العامل الثاني العامل األول التباين المفسر نسبة الجذر الكامن للعامل األول إلى العامل الثاني ملتو التواء سالب 4.000 %18.819 نسبة التباين المفسر 4.705 1.200 5.646 الجذر الكامن 3.662 %18.750 نسبة التباين المفسر 5.122 1.098 5.625 الجذر الكامن توزيع طبيعي التواء ملتو موجب 3.798 %20.938 نسبة التباين المفسر 5.509 1.140 6.281 الجذر الكامن الثاني للعامل الكامن الجذر إلى األول للعامل الكامن الجذر نسبة أن (3) الجدول من يتضح ر ا وأن ،(2)من أكب اين من األول العامل يفسره م ارب التب واء (%18.819) يق ة االلت في حال الب ة ،الس ي حال ا ف درةأم كل الق ي لش ع الطبيع ت التوزي واء و، %18.750كان ة االلت ي حال ف راض تحقق يتضح كما، أحادية البعد على مؤشران ھذان ، (%20) الموجب كانت تزيد عن افت ة د من أحادي ل خالل البع اني التمثي يم (Scree Plot)باستخدام البي ة لق للعوامل الجذور الكامن .حاالت طول االختبار وشكل توزيع القدرة من حالة لكل المكونة دل التالي 5يتضح من الشكل ذا ي ا، وھ د العامل األول تقريب امن بع استقرار قيمة الجذر الك ة اختالف . على وجود عامل سائد على العوامل األخرى امن في حال وقد استقرت قيمة الجذر الك درة ات الق و موجب(توزيع ي، ملت الب، طبيع و س ة )ملت راض أحادي ق افت ى تحق ذا مؤشر عل وھ .البعد "......أثر طول االختبار وشكل توزيع القدرة "ـــــ ـــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 1478 ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 2015 ،)8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(مجلة جامعة النجاح لألبحاث ملتو التواء موجب يع طبيعي ملتو التواء سالب توز أشكال توزيع من شكل لكل المكونة للعوامل الكامنة الجذور لقيم البياني التمثيل :)5( شكل .االختبار 1479ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ ــــــــــــــــــــــــــــــــــ اروى الحواري 2015، )8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ مجلة جامعة النجاح لألبحاث 60ختبار طول ا عندوالثاني األول للعاملين المفسر التباين ونسبة الكامن الجذر قيم (4): جدول .فقرة شكل توزيع القدرة الجذر الكامن نسبة التباين المفسر العامل الثاني العامل األول نسبة الجذر الكامن للعامل األول إلى العامل الثاني ملتو التواء سالب 2.406 %17.327 نسبة التباين المفسر 7.204 1.443 10.396 الجذر الكامن 3.798 % 16.425 نسبة التباين المفسر 8.644 1.140 9.855 الجذر الكامن توزيع طبيعي ملتو التواء موجب 2.217 % 18.108 نسبة التباين المفسر 8.170 1.352 11.046 الجذر الكامن الثاني للعامل الكامن الجذر إلى األول للعامل الكامن الجذر نسبة أن (4) الجدول من يتضح في (%20) ما يقارب ، %17.327التباين يساوي من األول العامل يفسره ما وأن ،(2) من أكبر الب، واء الس ة االلت د حال ر وعن اين المفس بة التب ت نس درة كان كل الق ي لش ع الطبيع التوزي واء الموجب كانت %16.425 ة االلت ا في حال ذان، %18.108، أم ى مؤشران وھ ة عل أحادي ل خالل البعد من أحادية افتراض تحقق يتضح البعد، كما اني التمثي (Scree Plot)باستخدام البي .حاالت طول االختبار وشكل توزيع القدرة من حالة لكل المكونة للعوامل الجذور الكامنة لقيم "......أثر طول االختبار وشكل توزيع القدرة "ـــــ ـــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 1480 ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 2015 ،)8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(مجلة جامعة النجاح لألبحاث توزيع طبيعي ملتو التواء موجب ملتو التواء سالب أشكال توزيع من شكل لكل المكونة للعوامل الكامنة الجذور لقيم البياني التمثيل :)6( شكل .القدرة 1481ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ ــــــــــــــــــــــــــــــــــ اروى الحواري 2015، )8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ مجلة جامعة النجاح لألبحاث ة في استقرار (6) الشكل من يالحظ امن الجذر قيم د الك ً األول العامل بع ا ذا تقريب دل وھ ي ة افتراض تحقق على آخر مؤشر وھذا العوامل بقية على سائد عامل وجود على د أحادي ا .البع كم .ةيعتبر افتراض االستقالل الموضعي مكافئا ألحادية البعد في حالة النموذج أحادي المعلم ومناقشتھا النتائج عرض د ة من التحقق بع راد مطابق رات األف م راش، لنموذج والفق ائج عرض ت ة النت المتعلق :األتي النحو على ومناقشتھا التالية بالتساؤالت ائج .1 ة النت ة المتعلق دير بدق ة تق رة باستخدام صعوبة معلم ر طول راش نموذج الفق لتغي فقرة ) 30,60( االختبار ى ذي ينص عل رة : لإلجابة عن السؤال األول وال ة صعوبة الفق دير معلم ة تق ھل تختلف دق ار ول االختب اختالف ط وذج راش ب تخدام نم درة باس رة؟ ) 60، 30(المق ات فق ل البيان م تحلي ت ابية روق في المتوسطات الحس لمتوسطاتباستخدام تحليل التباين األحادي للكشف عن مدى الف ة األخطاء دير في المعياري الم تق ار الصعوبة مع اختالف طول االختب 5حيث يوضح الجدول ب :النتائج الصعوبة معالم تقدير في المعيارية األخطاء لمتوسطات األحادي التباين تحليل نتائج :)5( جدول .باختالف طول االختبار مصدر التباين S of v مجموع المربعات Sum of Squares درجات الحرية df التباين المقدر Mean Square Fقيمة المحسوبة F الداللة اإلحصائية Sig. 000 . 151.186 446. 1 446. بين المجموعات 00295. 998 2.950 داخل المجموعات 999 3.396 الكلي ائج أشارت ل نت اين تحلي ة األخطاء لمتوسطات) 5(األحادي في الجدول التب في المعياري روق وجود معالم صعوبة الفقرة باختالف طول االختبار إلى قدرات تقدير ة ذات ف إحصائية دالل درة د مستوى الق ين (α= 0.05)عن ة األخطاء متوسطات ب دير في المعياري الم الصعوبة تق مع ر فقرة 30لطول االختبار ولصالح االختبار بطول تعزى ه اث ان ل ار ك ، ھذا يعني أن طول االختب ة الصعوبة دير معلم ى تق لبا عل ؤثر س ار ي .على تقدير معلمة الصعوبة، وان نقصان حجم االختب وازن او و ى ت ر عل ار أث ذا ان لطول االختب وى، وھ انس المحت ا تج دهم الن أك ل وك ارن ومايك ك (Karon, Michael, & Kallen, 2008). رات ك الفق ا تل ي تعطيھ ة المعلومات الت وأن كمي ار . كافية لتغطية متصل السمة) 30( ة معلومات االختب د من كمي رات ال يزي وأن زيادة حجم الفق .بل يبقيھا ثابتة "......أثر طول االختبار وشكل توزيع القدرة "ـــــ ـــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 1482 ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 2015 ،)8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(مجلة جامعة النجاح لألبحاث اختالف دقة تقدير معلمة صعوبة الفقرة النتائج المتعلقة ب .2 المقدرة باستخدام نموذج راش ب شكل توزيع القدرة رة : لإلجابة عن السؤال الثاني والذي ينص علىو ة صعوبة الفق دير معلم ة تق ھل تختلف دق درة ع الق كل توزي اختالف ش وذج راش ب تخدام نم درة باس واًء (المق ٍو الت ي، ملت ع الطبيع التوزي ً البا واًء س ٍو الت اً، ملت م استخدام ؟)موجب ة ت فيه طريق د (Scheffe's Method) ش اتلعق المقارن راد معلمة الصعوبة لتقديرات المعيارية األخطاء متوسطات بين البعدية ار ألف ة االختب أي لمعرف روق ة الف ين إحصائياً، دال ائج (6) الجدول ويب ات نت ة المقارن ين الثنائي األخطاء متوسطات ب :المعيارية معالم الصعوبة لتقديرات المعيارية األخطاء متوسطات بين الثنائية المقارنات نتائج): 6( جدول .االختبار في مقارنات األزواج المتوسط الحسابي االنحراف المعياري األخطاء المعيارية درجات الحرية الداللة اإلحصائية p1 & p 2 .034800 1.306688 .238568 29 .885 P2 & p 3 .313300 1.348866 .246268 29 .213 P1 & p 3 .278500 1.331417 .243082 29 .021 q 1 & q2 -.147267 1.526658 .197091 59 .458 q 1 & q3 -.249550 1.553993 .200620 59 .218 q 2 & q3 -.102283 1.474584 .190368 59 .593 في حين فقرة، 60إلى االختبار بطول qفقرة، وتشير 30إلى االختبار بطول pحيث تشير ) ملتو التواء سالب، طبيعي، ملتو التواء موجب(تشير إلى شكل توزيع القدرة 3 ,2 ,1أن األرقام ا في الجدول فقرة 30 وكانت النتائج لصالح االختبار. على التوالي دما )6(كما ھو مشار اليھ عن ً واء ولتفسير ذلك تعزو الباحثة .توزعت القدرة بشكل ملتو التواًء موجباً وسالبا السبب إلى أن االلت ى ل عل اه واحد دلي رات في اتج از الفق السالب وااللتواء الموجب يكون لمعلم الصعوبة، وأن انحي ً االرتباطات المرتفعة فيما بينھا، وأن ترابطھا معا يشكل ولم تقدم أي من الدراسات .اتساقاً داخليا ة الصعوبة دير معلم ة تق ى دق واء عل ر شكل االلت ابقة أث ذه ،الس وق ھ ه تف ارة إلي در اإلش ا تج مم .أثر شكل توزيع القدرة على دقة تقدير معلمة الصعوبةفي تحقيق نتائج حول الدراسة فقرة) 60، 30(النتائج المتعلقة بدقة تقدير معالم القدرة باختالف طول االختبار .3 ھل تختلف دقة تقدير قدرة األفراد المقدرة باستخدام :ولإلجابة عن السؤال الثالث الذي ينص اين فقرة؟) 60، 30(نموذج راش باختالف طول االختبار ل التب ات باستخدام تحلي تم تحليل البيان ابية ة األخطاء لمتوسطاتاألحادي للكشف عن مدى الفروق في المتوسطات الحس في المعياري :النتائج 7حيث يوضح الجدول باختالف طول االختبار القدرة معالم تقدير 1483ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ ــــــــــــــــــــــــــــــــــ اروى الحواري 2015، )8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ مجلة جامعة النجاح لألبحاث القدرة معالم تقدير في المعيارية األخطاء لمتوسطات األحادي التباين تحليل نتائج ):7( جدول .باختالف طول االختبار مصدر التباين S of v مجموع المربعات درجات dfالحرية التباين المقدر Fقيمة F المحسوبة الداللة .Sig اإلحصائية 000 . 174.38 422. 1 422. المجموعاتبين 00242. 998 2.420 داخل المجموعات 999 2.842 الكلي ى) 7(األحادي في الجدول التباين تحليل نتائج أشارت روق وجود إل ة ذات ف إحصائية دالل درة د مستوى الق ين (α= 0.05)عن ة األخطاء متوسطات ب دير في المعياري درات تق راد ق األف .فقرة 30لطول االختبار ولصالح االختبار يطول تعزى دير بدقة المتعلقة النتائج .4 الم تق درة مع درة الق ع الق اختالف شكل توزي نموذج باستخدام ب الختبارل راش نص ذي ي ع وال ؤال الراب ن الس ة ع درة :ولإلجاب راد المق درة األف دير ق ة تق ف دق ل تختل ھ ٍو (باستخدام نموذج راش باختالف شكل توزيع القدرة اً، ملت واًء موجب ٍو الت ع الطبيعي، ملت التوزي ً روق في :؟)التواًء سالبا اين األحادي للكشف عن مدى الف ل التب تم تحليل البيانات باستخدام تحلي ع القدرة معالم تقدير في المعيارية األخطاء لمتوسطاتالمتوسطات الحسابية باختالف شكل توزي :النتائج 8يوضح الجدول و القدرة القدرة معالم تقدير في المعيارية األخطاء لمتوسطات األحادي التباين تحليل نتائج): 8( جدول .توزيعالباختالف شكل شكل توزيع القدرة مصدر التباين S of v مجموع المربعات Sum of Squares درجات الحرية df التباين المقدر Mean Square Fقيمة المحسوبة F الداللة اإلحصائية Sig. ملتو التواء سالب 000. 61.377 1025. 2 205. بين المجموعات 00167. 997 1.669 داخل المجموعات 999 1.874 الكلي 302. 7.36 0021. 2 0420 . بين المجموعات طبيعي 00285. 997 850 .2 المجموعاتداخل 999 2.892 الكلي ملتو التواء موجب 001. 47.98 0955. 2 191 . بين المجموعات 00199. 997 990 .1 داخل المجموعات 999 2.181 الكلي "......أثر طول االختبار وشكل توزيع القدرة "ـــــ ـــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 1484 ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 2015 ،)8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(مجلة جامعة النجاح لألبحاث ائج أشارت ل نت اين تحلي ة األخطاء لمتوسطات) 8(األحادي في الجدول التب في المعياري دير درات تق درة ق ع الق اختالف شكل توزي راد ب ى األف روق وجود إل ة ذات ف د دالل إحصائية عن درة ين (α= 0.05)مستوى الق ة األخطاء متوسطات ب دير في المعياري درات تق راد ق تعزى األف ة األخطاء متوسط كان لشكل توزيع القدرة، حيث ر المعياري ع الطبيعي غي ة شكل التوزي في حال التواء موجبا أكثر فاعلية في تقدير التواء سالبا والملتوٍ الملتوٍ االختبار كانفي حين .إحصائيادال .معلم قدرة األفراد لفقرات المعلومات اقتران إليجاد القدرةقيم اقتران المعلومات عند قيم مختارة من حساب تم امج استخدامباالختبار، ل (BILOG-MG)اإلحصائي البرن ات لتحلي ين )9(والجدول ،البيان يب يم ،)اللوجيت( بوحدةلكل مستوى منھا االختبار أفراد قدرات تقديرات ران وق ا المعلومات اقت لھ .عند ذاك المستوى .القدرة من مختارة مستويات عند اختبار لكل المعلومات اقتران قيم ):9( جدول القدرة (θ) فقرة 30 المعلومات اقتران المعلومات فقرة 60 اقتران q 3 q 2 q 1 P3 P2 p1 0.48 0.67 0.718 1 0.84 1.60 3 0.63 0.87 0.943 1.00 1.64 1.98 2.5 0.91 1.26 1.352 1.21 2.37 2.69 2 1.18 1.64 1.778 1.73 3.19 3.31 1.5 1.42 1.98 2.100 2.78 4.53 3.84 1 1.88 2.60 2.778 3.70 6.25 4.73 0.5 2.23 3.70 3.306 4.94 8.16 5.41 0.0 2.60 3.84 3.698 5.95 10.41 5.95 -0.5 2.78 4.00 4.165 6.93 11.89 6.25 -1 2.97 4.00 4.340 7.72 11.89 6.25 -1.5 2.97 3.70 4.340 8.16 11.11 5.95 -2 2.78 3.31 4.165 8.65 9.77 5.41 -2.5 1.78 3.25 3.560 8.65 6.25 4.16 -3 1485ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ ــــــــــــــــــــــــــــــــــ اروى الحواري 2015، )8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ مجلة جامعة النجاح لألبحاث رة 60االختبار بطول qفقرة، 30االختبار بطول إلى pحيث تشير ام فق ,1، في حين أن األرق والي) ء سالب، طبيعي، ملتو التواء موجبملتو التوا(درة تشير إلى شكل توزيع الق 3 ,2 ، على الت .)7(وتم الحصول على الشكل ) 9(وقد تم رسم النتائج المشار إليھا في الجدول ات ة المعلوم اقتران دال 0 2 4 6 8 10 12 14 3 2.5 2 1.5 1 0.5 0 -0.5 -1 -1.5 -2 -2.5 -3 درة مستويات الق ت ما لو مع ال ة p1 p2 p3 q1 q2 q3 .المعلومات اقتران منحنيات ):7( شكل كمية توضح التي لمستوى طول االختبار المعلومات اقتران منحنياتإلى )7( الشكل ويشير ي المعلومات دمھا الت ار يق د االختب درة مستويات عن ة الق ا في المختلف ائج المشار إليھ ضمن النت دول ح .)9(الج ن يتض الل م كل خ ون أنالش دما يك ار عن ول االختب ة 30 بط دم كمي رة يق فق ر ات اكب ار أنإذ ، معلوم ول اختب ة بط ات المقدم ة المعلوم دما توزعت 30كمي رة عن درة فق الق ا توزعت بشكل ملتو التواًء موجباً أكبر من المنحنيات األخرى ر حينم ، أيضا قدمت معلومات أكث ا الباً، أم واًء س و الت كل ملت د بش ارعن ول االختب ادة ط رة) 60( زي ن فق ات ع دم أي معلوم م يق ل ً تتناسب كونھا االختبار ثبات على مؤشراً المعلومات اقتران قيمة أن وھذا يعني، االختبار عكسيا (Wright & Master, 1982). بنقصانه االختبار ثبات يزداد الذي التقدير خطأ مع درة 30مما سبق يتبين أن طول اختبار ً (فقرة وشكل توزيع الق البا اً وس واًء موجب و الت ) الملت ؤثر في إذ، ثر فاعلية في تقدير قدرة المفحوصكان أك رات ت أن طبيعة توزيع البيانات وحجم الفق درة دير ق راد وتق ة الصعوبة لألف دير معلم ى تق ؤثر عل ا ت ا أنھ دمھا كم ي تق ات الت ة المعلوم كمي راد ذا. األف د يوصى ل اء عن ارات بن ة االختب ارات أو المقنن ة الختب ار التكيفي رات عدد اختي فق درة فقرة ليتناسب مع مستوى30 االختبار راد، ق ار األف ادة طول االختب دم أي معلومات فزي ال يق درات ديرا صحيحا لق ار، وال يعطي تق ات االختب ل من ثب و يقل ك فھ ى ذل عن االختبار، إضافة إل .األفراد "......أثر طول االختبار وشكل توزيع القدرة "ـــــ ـــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 1486 ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 2015 ،)8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(مجلة جامعة النجاح لألبحاث التوصيات ا توصي درة تبع ع الق كل توزي ار وش ول االختب ر ط ول أث ات ح ن الدراس ٍد م ة بمزي الباحث دريج ددة الت ة والمتع رة األحادي ة الفق اذج نظري د . لنم حيحة عن رق الص اع الط ا توصي بإتب كم راد بصورة تبعا لنماذج النظرية الحديثة في القياس االختباربنوك صياغة درة األف للكشف عن ق ة كما توصي . صحيحة د من الدق ى المزي ة للحصول عل ات حقيقي الباحثة بإجراء البحث على بيان . في القياس References (Arabic & English) − Allam, S. (2005). Models of uni and multi-dimensional in Item Response Theory, Principles and Application in Educational and Psychological Measurement. t1, Cairo: Dar Al feker Arabi. − Alshafei, M. M. (2008). Effects of violation some IRT assumptions on the calibration of item bank and Equating scores of drown tests, a worksheet, the regional seminar for Psychology, Faculty of Education, King Saud University, the symposium publications. − Al-Shraifin, N . (2006). Psychometric Properties of the Criteria reference test in Educational Measurement and Evaluation according to the modern theory of measurement and evaluation. Journal of Educational and Psychological Sciences (4) 7.109 to 80. − Anastasi, A. & Urbina, S. (1997). Psychological Testing. (7 ed.), New York: Printice Hall. − Baker, Frank B. (2001). The Basic Item Response Theory. ERIC Clearinghouse on Assessment and Evaluation . − Crocker, L. & Algina, J. (1986). Introduction to Classical & Modern Test Theory. Fort Worth, TX: Harcourt Brace Jovanovich. − Fitzpatrick, Ann. R. (2009). The Impact of Anchor Test Configuration on Student Proficiency Rates. Educational Measurement: Issues and Practice.27(4). 34-40 Win 2008. 1487ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ ــــــــــــــــــــــــــــــــــ اروى الحواري 2015، )8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ مجلة جامعة النجاح لألبحاث − Jodoin, M. G. (2003). Measurement efficiency of innovative item Formats in computer-Based testing. Journal of Educational Measurement, 40(1). 1- 15. − Glorfeld, L.W. (1995). An improvement on Horn’s parallel analysis methodology for selecting the correct number of factors to retain. Educational and Psychological Measurement. 55, 377-393. − Green, K. Sax, K. & Michael, W. B. (1982). Validity and reliability of tests having differing number of options for students of differing levels of a ability. Educational and Psychological Measurement. 42,239 – 245. − Hattie, J. (1985). Methodology review: Assessing unidimensionality of tests and items. Applied Psychological Measurement, 9, 139–164. − Hambleton, R. & Swaminathan, H. (1985). Item Response Theory: Principles and Applications. Boston : Kluwer . − Hambleton, R.K. & Jones, R.W. (1993). Comparison of Classical Test Theory and Item Response Theory and their Applications to test development. Educational Measurement.Issues and Practice, 38-47. − Hambleton, Ronald K. & Swaminathan, Hariharan & Rogers, H. Jane. (1991). Fundamentals of Item Response Theory. Newbury Park, NJ: SAGE.S. − Hulin, C. L. Drasgow, F. & Parsons, C.K. (1983). Item Response Theory: Application to Psychological Measurement. Illinois: Dow Jones - Irwin. − Levine, M. V. & Drasgow, F. (1983). The relation between incorrect option choice and estimation ability. Educational and Psychological Measurement, 43, 675-685. − Lord, F.M. (1980). Application of Item Response Theory to Practical Testing Problems. Hillsdale, NJ: Erlbaum. − Karon F. Cook Michael A. Kallen. (2009). Having a fit: impact of number of items and distribution of data on traditional criteria for assessing IRT’s unidimensionality assumption. Qual Life Res (2009) 18:447–460 DOI 10.1007/s11136-009-9464-4. "......أثر طول االختبار وشكل توزيع القدرة "ـــــ ـــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 1488 ــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــــ 2015 ،)8( 29المجلد ) العلوم االنسانية(مجلة جامعة النجاح لألبحاث − Linacre, J. M. (2008). Winsteps Rasch measurement (Version 3.63.2). Chicago, IL: MESA Press. Masters. N.G. (1982). A Rasch Model for Partial Credit Scoring. Psychometrika, 47, 149-174. − McDonald, R. P. & Muliak, S. (1979). Determinancy of common factors: A non-technical review. Psychological Bulletin, 86, 297-306. − Pommerich, M. (2007). The Effect of Using Item Parameters Calibrated from Paper Administrations in Computer Adaptive Test Administrations”. Journal of Technology. Learning. and Assessment.5(7). Mar 2007. − Reckase, M. D. (1979). Unifactor latent trait models applied to multifactor tests: Results and implications. Journal of Educational Statistics, 4, 207– 230. − Reis, R. (1986). A structural equation analysis of Weiner's attribution-affect model of helping behavior. Journal of Personality and Social Psychology, 50, 1123-1133. − Sawalmeh, y. (1994). The multiple Tests of true and false: characteristics And the relative number of correct alternatives. Research Yarmouk: Series Human and Social Sciences 10 (2) from 0.573 to 595. − Sawalmeh, y. & Kawasmeh, A. (2000). The impact of diversity in the number of alternatives right and wrong in The multiple Tests of true and false in their psychometric characteristics. Damascus University Journal 16 (1) 0.61 to 88. − Trevisan, M.S. Sax, G. & Michael, W.B. (1991). The effect of number of options per item and student ability on test validity and reliability. Educational and Psychological Measurement. 51, 829-837. − Warm, T.A. (1978). A Primer of Item Response Theory. Oklahoma: U .S. Coast Guard Institute 73/69. − Wright, B. D. & Masters, G. N. (1982). Rating Scale Analysis Rasch Measurement. MESAPress,Kimbark Avenue. Chicago, P. 59.