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某自编心理量表共8个题目，欲检验其内部一致性信度。现有两种方案：甲方案将8题按奇偶题号分成两半，计算两半分数的相关系数r_hh=0.60，再用斯皮尔曼—布朗公式校正；乙方案直接以该r_hh=0.60作为信度估计值。若采用分半法并以校正后结果为准，则下列关于两方案所得信度估计值的比较，正确的是（ ） A. 甲方案估计值为0.75，乙方案低估了信度 B. 甲方案估计值为0.60，两方案结果相同 C. 甲方案估计值为0.30，乙方案高估了信度 D. 甲方案估计值为1.20，乙方案低估了信度
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某生在某次测验中观测分数 X=85，已知随机误差分数 E=-5，且真分数 T 与误差 E 相互独立、误差期望为 0。根据经典测量理论基本模型，下列判断完全正确的是：A. 该生真分数 T=80，且多次重复测量时误差分数的期望为 -5 B. 该生真分数 T=90，且误差分数 E 的数学期望 E(E)=0 C. 该生真分数 T=90，且真分数与误差分数的协方差不为 0 D. 该生真分数 T=85，因为观测分数等于真分数
某研究者编制了一份大学生职业决策自我效能感量表。他并未事先进行专家评审，也未与任何外部效标做相关分析，而是依据自我效能感的理论定义推测：若量表真正测到了该构念，则量表总分与各分维度得分的相关应高于各分维度之间的相关，量表应呈现单因子结构。随后的验证性因子分析支持了这一单因子结构的预期。该研究者收集效度证据的主要类型是（ ） A. 效标关联效度 B. 内容效度 C. 结构效度 D. 实证效度
某研究者编制了一份大学生学习投入问卷，为考察该问卷的效度，他首先界定了学习投入的理论结构，包含活力、奉献、专注三个维度，然后检验三个维度之间的相关以及各维度与总分的相关，发现维度间相关适中且均与总分相关较高，三个维度共同解释总分变异的比例达85%。该研究者采用的效度估计方法属于（ ） A. 内容效度，通过专家判断题目与理论结构的符合程度来估计 B. 结构效度，通过检验实测数据与理论结构之间的一致程度来估计 C. 效标关联效度，通过计算问卷分数与效标分数的相关系数来估计 D. 复本效度，通过计算两个等值副本分数的相关系数来估计
某测验共 50 名学生作答，按总分高低各取 27% 组成高分组与低分组（各 13 人，两组无重叠）。已知某题高分组通过人数为 12 人，低分组通过人数为 5 人，用高低分组法计算该题的区分度 D。若判定标准为 D≥0.40 为区分度良好，则该题的区分度值及评价结论依次是（ ） A. D=0.54，良好 B. D=0.40，良好 C. D=0.27，不良好 D. D=0.14，不良好
某研究者编制了一份《大学生学习动机量表》，请同一批学生在间隔两周的两次施测中填写，计算两次得分的相关系数以检验测量结果的稳定性；同时以该量表得分与教师评定的学习投入等级作相关，以检验量表是否测到了学习动机这一特质。上述两种做法分别属于检验量表的（ ） A. 重测信度与效标关联效度 B. 复本信度与结构效度 C. 分半信度与内容效度 D. 重测信度与内容效度
某教师在学习反思日志中写道：『某研究中，学生课堂参与度与学业成绩的积差相关系数 r=0.5，决定系数 r²=0.25。既然决定系数只有 0.25，说明相关系数 r 的值被低估了，真实的相关强度应远大于 0.5；另外，决定系数 0.25 表明学业成绩总变异中只有 25% 能由课堂参与度解释，因此若把决定系数从 0.25 提高到 0.4，则意味着相关系数相应地由 0.5 增大到约 0.63，即相关强度增强了约 63%。』请判断该教师上述表述是否正确。
判断题：小张在复习皮尔逊积差相关时说：“因为 -0.90 < 0.45，所以当两个变量的积差相关系数 r = -0.90 时，两变量之间的相关程度比 r = 0.45 时更弱。”该说法是否正确？
某校教务人员对30名学生的语文阅读理解测验分数与作文成绩进行相关分析，求得积差相关系数 r=0.7，并建立一元线性回归方程。已知学生作文成绩的总平方和为80（平方分）。在回归分析中，决定系数 r² 表示因变量总变异中能被自变量线性解释的比例，剩余部分为误差（残差）变异。据此可知：决定系数 r²=____；回归平方和为____（平方分）。
某研究小组随机抽取 5 名学生，测得其学习时长 X（小时/周）与测验成绩 Y 的统计量如下：∑X=30，∑Y=35，∑X²=190，∑Y²=265，∑XY=220。利用皮尔逊积差相关系数的原始分数计算公式 r=(∑XY−∑X∑Y/n)/√[(∑X²−(∑X)²/n)(∑Y²−(∑Y)²/n)]，则 X 与 Y 的相关系数 r 最接近（ ） A. 0.71 B. 0.50 C. −0.71 D. −0.50
某高校随机抽取100名本科生，调查其专业类别（理科、文科）与是否参加学科竞赛的关系，得到2×2列联表：理科生参赛20人、未参赛30人；文科生参赛40人、未参赛10人。采用卡方独立性检验（df=(r-1)(c-1)），已知 α=0.05 对应临界值 χ²(1, 0.05)=3.841。下列结论正确的是 A. χ²≈16.67>3.841，拒绝独立性假设，专业类别与是否参赛有关 B. χ²≈16.67>3.841，接受独立性假设，专业类别与是否参赛无关 C. χ²≈3.33<3.841，接受独立性假设，专业类别与是否参赛无关 D. χ²≈6.67>3.841，拒绝独立性假设，专业类别与是否参赛有关
某研究小组先后对同一份自编量表进行两项考察：第一次考察发现，无论采用重测法、复本法还是分半法估计，该量表各信度系数均约为0.88；第二次考察发现，该量表与标准学业成就测验的相关仅为0.31。据此判断，该量表最可能的情况是：A. 信度高效度也高，二者同步变化 B. 信度高效度低，说明信度高不能保证效度高 C. 信度低效度高，说明效度可以脱离信度存在 D. 信度与效度互不影响，二者完全独立
某校研究生入学考试复试中，同一份结构化面试答卷由甲、乙、丙三位阅卷员独立评分，三人给出明显不同的分数；同时该考场空调突发故障，致使部分考生因高温烦躁而影响临场发挥。依据经典测量理论，上述两类情形引起的测量误差分别属于（ ） A. 前者为系统误差，后者为随机误差 B. 前者为随机误差，后者为系统误差 C. 前者为随机误差，后者为随机误差 D. 前者为系统误差，后者为系统误差
在经典测量理论中，某学生进行数学能力测验时，因考场外突发噪音导致其注意力短暂分散，使实际作答表现低于其真实水平。由此产生的测量误差属于（ ） A. 系统误差，其方向确定，会稳定地偏高或偏低 B. 随机误差，其变化方向与大小无规律，影响测验的稳定性 C. 系统误差，因其产生原因明确可查 D. 随机误差，因其可通过标准化常模加以校正
某研究小组在整理四份教育调查记录时，分别记录了如下信息：甲记录了学生的学号，仅用于区分不同个体；乙记录了学生宿舍楼层号（1层、2层、3层），楼层号大小反映高低顺序，但楼层间距离无实际意义；丙记录了学生的数学月考原始分数，分数差异可比较大小且分差有明确意义，但0分不表示完全没有数学能力；丁记录了学生完成一套题所需的时间（秒），其中0秒有绝对意义，时间的比值具有实际意义。按测量量表的分类，甲、乙、丙、丁依次对应的量表类型是（ ） A. 类别量表、顺序量表、等距量表、比率量表 B. 顺序量表、类别量表、比率量表、等距量表 C. 类别量表、等距量表、顺序量表、比率量表 D. 等距量表、顺序量表、比率量表、类别量表
某校调查学生性别与是否选修统计拓展课的关系，随机抽取100名学生，2×2列联表数据为：男生选修10人、未选修20人；女生选修30人、未选修40人。在独立性检验中，设选修与未选修为两个属性类别，各格期望频数由 E=(行合计×列合计)/总合计 计算。则检验统计量 χ²=∑(O−E)²/E 的值约为多少？ A. 0.79 B. 1.92 C. 3.84 D. 5.02
判断题：某研究生在学习相关分析时陈述如下观点：“斯皮尔曼等级相关系数 rs 与积差相关系数一样，都要求两列数据所属的总体服从正态分布，否则不能使用；因此对等级评定的数据（如教师对学生的操行评定等级）必须先做正态性检验，才能计算 rs。”请判断该观点的正误。
某教育心理课题组让7名师范生先参加模拟授课，再进行实地实习，随后由同一专家组对两阶段表现分别评定等级（无并列等级），结果依次为：模拟授课等级 3,1,4,2,7,5,6；实习等级 3,2,1,4,6,5,7。用斯皮尔曼等级相关系数考察两阶段表现的一致性程度，其 rs 值为（ ）。A. 5/7 B. 2/7 C. 3/7 D. 6/7
已知某心理测验中，研究者将 10 名被试的原始焦虑分 X 与原始应激分 Y 计算得皮尔逊积差相关系数 r = -0.50。若因记录失误，所有被试的焦虑分被误录为各自原始分的 2 倍减去 15，应激分被误录为各自原始分的 -3 倍，随后据此误录数据算得的相关系数为 r′，则 r′ 等于（ ） A. -0.50 B. 0.50 C. 1.50 D. -1.50
在某项教学实验中，研究者采用单因素方差分析比较四种教学方法的效果，每种方法抽取6名学生，测得组间平方和 SS_B=30，组内平方和 SS_W=80。已知 F 的临界值约为 3.10（α=0.05），则下列结论正确的是： A. F=2.5，不拒绝原假设，四种方法效果差异不显著 B. F=2.5，拒绝原假设，四种方法效果差异显著 C. F=10，不拒绝原假设，四种方法效果差异不显著 D. F=0.4，拒绝原假设，四种方法效果差异显著