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III Congreso Nacional de Psicología - Oviedo 2017
Universidad de Oviedo

 

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Psicothema

ISSN Paper Edition: 0214-9915  

1995. Vol. 7, nº 2 , p. 419-426
Copyright © 2014


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EFECTOS DE LA VIOLACIÓN DE LOS SUPUESTOS DEL MODELO DE RASCH SOBRE LA ROBUSTEZ DE SUS ESTIMACIONES

 

Mª Isabel Barbero García y Pedro Prieto Marañón

UNED, Universidad de La Laguna

En el presente trabajo se pretende evaluar la robusted de las estimaciones de b y θ mediante el modelo de Rasch cuando existen aciertos al azar (C ≠ 0), y los índices de discriminación de los items no son constantes (a ≠ K). Para ello se ha realizado una réplica del trabajo de Muñiz, Rogers y Swaminathan (1989), en el que se introducen tres cambios: El programa de generación de datos realizado ad hoc para este fin, el programa de estimación de parámetros -BILOG-, así como el programa de análisis de ajuste de las curvas características, elaborado por los autores. La finalidad última que se persigue, además de la señalada en primer lugar, es la de evaluar la validez de los programas desarrollados de cara a su posterior aplicación en diversos estudios dentro de los modelos de rasgos latentes.

Effects of the violation of the rasch model assumptions on the robustness of estimations. Following the work of Muñiz, Rogers y Swaminathan (1989), in the present paper we test the robustness of parameters b y θ estimations in the Rasch model when some assumptions are violated (C ≠ 0 y a ≠ K). However, three changes are introduced now: Programs for examinee response data generating and cheking models goodness of fit elaborated by authors and estimation parameters through BILOG program. What is intended, at the end, is cheking our new programs for further applications in some researchs in latent traist models.

 
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Correspondencia: Mª Isabel Barbero García
Facultad de Psicología
UNED. Ciudad Universitaria
Madrid. Spain

 

El procedimiento general habitualmente seguido en los estudios de simulación llevados a cabo dentro del campo de la TRI puede dividirse en tres fases: Una primera, en la que una vez decidido los valores de los parámetros a manipular, se generan de forma aleatoria los datos de los distintos bloques que conformarán las diferentes condiciones de la investigación. En una segunda fase, y a partir de estos bloques de datos, se estiman los valores de los parámetros de los modelos elegidos mediante alguno de los programas que a tal efecto existen en el mercado (BICAL, BILOG, LOGIST, MICROCAT, etc ... ). Por último se evalúa la precisión de tales estimaciones, bien a través de correlaciones entre los valores simulados y los estimados, bien a través de índices de bondad de ajuste.

Este proceso de investigación, en el que se emplean, al menos, tres diferentes programas en cada una de las tres fases, requiere una dependencia del investigador, en tanto en cuanto, una vez finalizada cada una de estas tres fases, debe preparar los datos y programas para proceder a la siguiente fase. Para el investigador sería un gran ahorro de tiempo y trabajo, el disponer de un único programa encargado de llevar a cabo de forma automática e ininterrumpida todo el proceso.

Otra consideración importante es la referida a la desconfianza que ante los programas de simulación de datos debe tener siempre en cuenta el investigador. A menos que el simulador a emplear nos ofrezca las debidas garantías, el investigador debería previamente a su estudio verificar la bondad de ajuste del mismo, puesto que no sería la primera ocasión en la que se demostrara que los datos generados por el mismo no cumplen los requisitos exigidos por la investigación.

Estando interesados en llevar a cabo algunos estudios dentro del marco de la TRI mediante procedimientos de simulación, y atendiendo a lo anteriormente expuesto, hemos pretendido diseñar un programa global (GENESTE) encargado de llevar a cabo las tres fases anteriormente descritas (GEN = generación, EST = estimación, E = evaluación). Para ello, hemos desarrollado para la primera y tercera de las fases, nuestro propio simulador de datos (generador de congruencia lineal multiplicativo puro, con módulo 231- 1 y multiplicador 1343714438) y un programa de análisis de la precisión de las estimaciones (índices de ajuste, residuos, chi cuadrado). Para el segundo paso, de estimación de parámetros, hemos recurrido al programa BILOG (Mislevy y Bock, 1984).

Los tres programas han sido acoplados como módulos dentro de un programa general, desarrollado en TURBO-C, que controla todo el proceso. Mediante el mismo, sólo es necesario definir inicialmente los parámetros a manipular, forma de las distribuciones, modelos logísticos a emplear, nombre de ficheros de resultados, etc... Una vez introducidos estos datos el proceso de generación de datos simulados, estimación de parámetros y cálculo de los índices de precisión se desarrolla ininterrumpidamente hasta su conclusión.

Con el fin de poner a prueba los programas elaborados hemos replicado, en el trabajo que hoy exponemos, el estudio llevado a cabo por Muñíz, Rogers y Swaminathan en 1989, en el que mediante la utilización de datos simulados se pretende evaluar la robustez de las estimaciones de b y θ mediante el modelo de Rasch, cuando se dan aciertos al azar (c ≠ 0), y los índices de discriminación de los items no son constantes (a ≠ K ), es decir, ante la violación de dos de los supuestos básicos de dicho modelo.

La idea de estudiar las influencias de estas violaciones del modelo sobre las estimaciones del mismo proviene de la relativa imprecisión en la estimación de los valores de y a y c con muestras pequeñas (50 ítems; 500-1000 sujetos) según se desprende de los trabajos de autores como Kolen (1981), Ree (1979), Thissen y Wainer (1982), así como de las críticas de Wright (1977) al uso de modelos logísticos de dos y tres parámetros. De ahí surge la cuestión de si en estos casos en que se dispone de muestras pequeñas sería aconsejable utilizar el modelo de Rasch en el que sólo es necesario estimar el parámetro b para cada uno de los items, como aconseja Lord (1983).

La sencillez del modelo de Rasch hace que sea atractivo para los diseñadores de instrumentos de medición lo cuál conlleva su uso extendido, aplicándose incluso en casos de items de elección múltiple en los que las evidencias y el simple sentido común muestran que ni el índice de discriminación es constante para todos los items que integran la prueba, ni el valor del parámetro c de aciertos al azar es cero.

Simulación de los datos

Para llevar a cabo el estudio se generaron 12 bloques de datos de 50 items x 500 sujetos cada uno, en los cuales se variaban los valores de los parámetros a y c. En seis de estos bloques el valor de «a» fue constante e igual a 1, mientras que en los seis restantes el valor de «a» «se distribuía uniformemente entre valores de 0,5 y 2 en cada uno de los bloques.

En cada uno de estos dos grupos de seis bloques, los valores de «c» tomaron los siguientes valores: 0, .20, .25, .33 y .50 para todos los items y distribución uniforme entre 0 y .5.

Por su parte los valores θ de los sujetos se generaron con distribución normal N(0,1), los mismos para los 12 bloques, y los índices de dificultad «b» se generaron con distribución uniforme entre -2 y +2 para los mismos 12 bloques.

Una vez establecidas estas condiciones (de forma similar a las planteadas por Muñíz et al.) se introdujeron dichos datos en el programa diseñado, el cuál, como ya hemos puesto de relieve, se encargó de realizar todo el proceso de manera ininterrumpida. Es decir, generación de matrices de datos simuladas, estimación de los parámetros de los modelos logísticos de 1, 2 y 3 parámetros y evaluación de la precisión de las estimaciones mediante las correlaciones entre los valores simulados de los parámetros y los estimados, índices de ajuste y bondad de ajuste de las curvas características (residuos estandarizados, chi-cuadrado).

Resultados y conclusiones

Los resultados obtenidos en este estudio coinciden ámpliamente, en líneas generales, con los encontrados en el trabajo de Muñiz e-t al. (1989).

Respecto a la influencia de los valores del parámetro «c» sobre la precisión de las estimaciones del modelo de Rasch se observa que, cuando esta precisión se mide a través de las correlaciones entre los valores simulados-estimados decae ligeramente al incrementarse los aciertos al azar. También ocurre lo mismo con el modelo de tres parámetros debido, tal vez, a la imprecisión contaminadora de las estimaciones de c, con correlaciones entre los valores simulados y estimados de 0.79 (0.39 Muñiz) para a = 1 y de 0.72 (0.60 Muñíz) para a = 0.5 -2 (ver tabla 3).

En cualquier caso la precisión de las estimaciones se mantiene similar en los modelos de 1 y 3 parámetros.

Cuando se analiza el ajuste de los modelos a través del análisis de residuales, el ajuste general del modelo de tres parámetros es sensiblemente mejor que el del modelo de Rasch (la diferencia es sensiblemente superior a la del estudio de Muñíz).

Podemos coincidir con van der Vijver (1986) que las violaciones del supuesto de c = 0 parecen afectar más al ajuste del modelo como discrepancia entre los valores simulados-estimados que a las correlaciones entre dichos valores.

Cuando se analiza el índice de ajuste IA (θ), se observa también una ligera superioridad del mismo para el modelo de 3 parámetros a medida que se incrementa el valor de c.

En cuanto a la cuantía de los desajustes (evaluados a través de los residuos) en función de los valores de θ, se observa que cuando c ≠ 0 el ajuste es peor para los valores bajos de θ, mejorando para valores medios y altos en el caso del modelo de Rasch.

De estos datos podemos concluir la aparente robustez del modelo de Rasch frente a violaciones de c = 0 en cuanto a la precisión de las estimaciones entendida como correlación simulado-estimado, robustez que se ve mermada si entendemos tal precisión como discrepancia simulado-estimado.

Respecto a la robustez del modelo de Rasch en el caso de no igualdad de los índices de discriminación al compararlo con la condición a = K, de los cuatro índices de precisión, se mantienen parejos los índices de correlación, empeorando ligeramente en cuanto a lA(θ) y sensiblemente en lo que a la proporción de residuos. Por otra parte, la ganancia de precisión proporcionada por los modelos de dos y tres parámetros, que serían los adecuados en estas condiciones, es escasa en general, aunque algo mayor considerada a nivel de residuos. A nivel de índices de precisión correlacionales se puede mantener la afirmación de van der Vijver (1986) y Muñíz et al. (1989) en cuanto a que la presencia de índices de discriminación variables no parecen afectar significativamente a la precisión de las estimaciones del modelo de Rasch, no pudiendo mantener tal afirmación en lo referente a los índices de precisión referidos a la discrepancia simulado-estimado (IA (θ) y residuos).

En cualquier caso, a través de los datos obtenidos puede comprobarse cómo las violaciones del supuesto de discriminación constante parecen afectar a la precisión de las estimaciones en menor medida que las violaciones del supuesto de que c = 0.

Por último, la interacción de las violaciones de c y a no aportan ninguna novedad relevante. No parece que al darse ambos tipos de violaciones conjuntamente se produzca un efecto multiplicativo sobre la imprecisión de las estimaciones del modelo de Rasch. De nuevo, los índices de precisión se mantienen similares a niveles correlacionales, empeorando en lo referente a la proporción de residuos estandarizados, siendo de nuevo mejor el ajuste en el modelo de tres parámetros.

Un caso bastante frecuente sería aquél en el que los índices de discriminación son variables y los valores de c son distintos de cero (entre 0 y 0,5). En este caso de total violación de los supuestos del modelo de Rasch, éste se desenvuelve bastante bien cuando se considera la precisión del modelo a nivel correlacional. En tal caso, las ganancias de precisión generadas por el modelo de tres parámetros (teóricamente más indicado) frente al de Rasch son escasamente de 0,0144 y 0,043 para rθθ' y rbb' respectivamente. Sin embargo a nivel de proporción de residuos esta ganancia sería de 0,38.

En todo caso, las altas correlaciones entre las estimaciones de los mismos parámetros b y θ por los tres modelos, puede sugerirnos las escasas ventajas a nivel correlacional de los modelos de dos y tres parámetros frente al de Rasch. Como ya se ha señalado, los datos sugieren una vez más que si el interés del usuario se centra en el escalamiento de sujetos o items, la elección de un modelo u otro va a tener una incidencia mínima en el ordenamiento de los mismos.

Finalmente, podemos comprobar la imprecisión de las estimaciones de a y c. Las estimaciones de a (especialmente en el modelo de dos parámetros, y algo menos en el de tres) resultan bastante imprecisas a medida que c se aleja del supuesto c=0. Podría decirse que las estimaciones de a en el modelo de dos parámetros son muy sensibles a la presencia de aciertos al azar. A su vez, las estimaciones de c son así mismo ligeramente imprecisas (con correlaciones de 0,72 y 0,79), confirmándose lo apuntado con anterioridad por diversos autores.

Como conclusiones de este breve estudio, podemos mantener, al igual que Muñíz et al., que las estimaciones del modelo de Rasch, y por lo tanto su ajuste, se ven poco afectadas por la presencia de aciertos al azar y menos aún por la variabilidad de los índices de discriminación, cuando tomamos en cuenta los índices de precisión correlacionales. Así mismo, la ganancia de precisión proporcionada por los modelos de dos y tres parámetros es escasa en el mejor de los casos. Esta afirmación se ve un tanto cuestionada cuando se utilizan como índices de precisión los residuos estandarizados.

En cualquier caso, y como ya se ha reseñado, la elección del modelo de Rasch en tales circunstancias de violación de los supuestos, no parece influir sobre la precisión del escalamiento de estímulos y/o sujetos.

A su vez, en el caso del uso de modelos más complejos, la ganancia de precisión que estos pueden ofrecer se ve mermada por la imprecisión de las estimaciones de a y c .

Como conclusión general podemos considerar que los programas que hemos desarrollado han respondido satisfactoriamente al propósito para el que fueron diseñados, pudiendo disponer, por lo tanto, de un interesante instrumento para el desarrollo de futuras investigaciones.


Referencias

Kolen, J. (1981). Traditional equating metodology. Educational Measurement, Vol. 7. 4, 29-36.

Lord, F.M. (1983). Small N justifies Rasch model. En R.J. Weiss (ed.): New Horizons in Testing, Nueva York. Academic Press.

Mislevy, R.J. y Bock, R.D. (1984): BILOG ver. 2.2: Item analysis and test score with binary logistic models. Mooresville, I.N., Scientific software.

Muñíz, J.; Rogers, J., Swaminathan, H. (1989): Robustez de las estimaciones del modelo de Rasch en presencia de aciertos al azar y discriminación variable de los items. Anuario de Psicología, vol. 4. n° 3, 83-97.

Ree, J.M. (1979). Estimating item characteristic curves. Psychological Measurement, 3. 371-385.

Thissen, D.; Wainer, H. (1982). Some standard errors in item response theory. Psychometrika. 47, 397-412.

Van der Vijver, F.J. (1986). The robustness of Rasch estimates. Applied Psychological Measurement, 10 (1), 45-57.

Wright, B.D. (1977a). Solving measurement problems with the Rasch model. Journal of Educational Measurement. 14, 97-116.

Wright, B.D. (1977b). Misunderstanding of the Rasch model. Journal of Educational Measurement. 14,. 219-226.

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    Tabla 1 . Precisión de las estimaciones.
                            
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    Tabla 2. Intercorrelaciones entre los valores simulados y estimados.
                            
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    Tabla 3. Intercorrelaciones entre los valores simulados y estimados.