Conners-Wells Ergen Öz-Bildirim Ölçeði
Uzun Formu: Türk Ergenlerde Psikometrik
Özelliklerinin Deðerlendirilmesi*
Conners-Wells' Adolescent Self-Report Scale-Long Form: Evaluation
Psychometric Properties for Turkish Adolescents
SUMMARY
Objectives: Purpose of this study was to provide Turkish version and investigate psychometric properties of the Conners-Wells' Adolescent Self-Report Scale-Long Form-CASS-L. Method: By the means of multistage sampling 1898 children and adolescents aged 12-17 years old were enrolled in this study and confirmatory factor analysis was performed for their responses to CASS-L form. The structure validity of the scale was also investi-gated by the correlations between subscales, item analy-sis, and the comparison of known groups. To evaluate criterion validity the correlation with Conners' Teacher Rating Scale- Revised/Long-CTRS-R/L, Conners' Parent Rating Scale-Revised/Long. CPRS-R/L, Beck Depression Scale, and State-Trait Anxiety Inventory were conducted. Internal reliability of CASS-L was measured with Cronbach's alpha coefficient and Spearman-Brown split half coefficient, and test-retest reliability was also inves-tigated. Results: Confirmatory factor analysis suggested that CASS-L CPRS-R/L form's structure derived from Turkish children were fit to the original structure of the scale except one item. Conclusion: It was concluded that besides the other information sources, the Turkish form of CASS-L is a valid and reliable instrument based on adolescents' reports and can be use to determining the effects of treatment. However, CASS-L' structure validity must be investigated on the adolescents with dif-ferent types of ADHD and difdif-ferent psychiatric diagnosis. Key Words: Attention Deficit/Hyperactivity Disorder, Conners-Wells' Adolescent Self-Report Scale-Long Form-CASS-L, confirmatory factor analysis, reliability, validity. ÖZET
Amaç: Bu çalýþmada Conners-Wells Ergen Özbildirim Ölçeði-Uzun (CWEÖÖ-U) formunun Türkçe'ye uyarlan-masý ve psikometrik özelliklerinin belirlenmesi amaçlan-mýþtýr. Yöntem: Aþamalý örnekleme yoluyla 12-17 yaþýn-daki 1898 ergenin CWEÖÖ-U'a verdikleri yanýtlardan elde edilen verilere doðrulayýcý faktör analizi uygulanmýþtýr. Ölçeðin yapý geçerliði ayrýca alt ölçekler arasý korelasyon-lar, bilinen gruplarýn kýyaslamasý yöntemi ve madde ana-lizi yoluyla da incelenmiþtir. Ölçüt geçerliði için CWEÖÖ-U'un Conners Anababa Dereceleme Yenilen-miþ/Uzun, Conners Öðretmen Dereceleme Ölçeði-Yenilenmiþ/Uzun, Beck Depresyon Envanteri ve Çocuklar için Sürekli Kaygý Envanteri ile iliþkileri incelenmiþtir. CWEÖÖ-U'un iç tutarlýlýðý Cronbach alfa ve Spearman-Brown iki yarý güvenirliði teknikleriyle incelenmiþtir. Ölçeðin zaman içindeki tutarlýðý ise test-yeniden test yön-temiyle test edilmiþtir. Bulgular: Doðrulayýcý faktör ana-lizi, bir maddenin farklý bir alt ölçeðe yerleþmesinin dýþýn-da CWEÖÖ-U'nun Türk ergenlerinden elde edilen yapýsý-nýn özgün ölçek ile özdeþ olduðunu, güvenirlik analizleri de ölçeðin güvenirlik katsayýlarýnýn doyurucu düzeyde olduðunu ortaya koymuþtur. Sonuç: CWEÖÖ-U'nun Türk-çe formunun, diðer bilgi kaynaklarýnýn yaný sýra DEHB'nin uygulanan tedavinin etkisini belirlemede, ergenlerin görüþlerine dayalý olarak kullanýlabilecek geçerli ve güve-nilir bir ölçme aracý olduðu söylenebilir. Ancak, farklý DEHB tiplerinde ve farklý psikiyatrik taný gruplarýnda ölçeðin yapý geçerliðinin incelenmesinde yarar vardýr. Anahtar Sözcükler: Dikkat eksikliði ve hiperaktivite bozukluðu, Conners-Wells ergen özbildirim ölçeði-uzun form, doðrulayýcý faktör analizi, geçerlik, güvenirlik. (Klinik Psikiyatri 2011;14:71-84)
Sema Kaner1, Þener Büyüköztürk2, Elvan Ýþeri3, Aylin Ak4, Latife Özaydýn5
1Prof.Dr., Ankara Üniversitesi Eðitim Bilimleri Fakültesi Özel Eðitim Bölümü, 2Doç.Dr., Baþkent Üniversitesi Eðitim Fakültesi, 3Prof.Dr., Gazi Üniversitesi Týp Fakültesi Çocuk ve Ergen Ruh Saðlýðý ve Hastalýklarý Anabilim Dalý, 4Uz., Milli Eðitim Bakanlýðý Özel Eðitim Rehberlik ve Danýþma Hizmetleri Genel Müdürlüðü, 5Yrd.Doç.Dr., Gazi Üniversitesi Ankara Meslek Yüksek Okulu, Ankara
GÝRÝÞ
Dikkat eksikliði hiperaktivite bozukluðu (DEHB), klinik ortamlarda DSM-IV ve ICD-10 taný ölçütler-ine göre ve DSM-IV'e dayalý görüþme formu olan Kiddie-SADS'e göre deðerlendirilmektedir. Son yýllarda klinik deðerlendirme ölçütlerinin yaný sýra öðretmen, anababa ve çocuk/ergen öz-bildirim ölçekleri de yardýmcý araçlar olarak kullanýlmaya baþlanmýþtýr.
Ülkemiz koþullarýna uyarlanmýþ ya da geliþtirilmiþ ergen bildirimlerine dayalý ölçme araçlarý ince-lendiðinde çocuklarda ve gençlerde önemli akademik, sosyal ve mesleki güçlüklere neden olan DEHB'yi sorgulamayý hedefleyen araçlarýn son derece sýnýrlý olduðu gözlenmektedir. Genellikle bu ölçeklerin, ruhsal sorunlarý belirlemeyi amaçlayan ölçme araçlarýnýn bünyesinde alt ölçekler olarak yer aldýðý gözlenmektedir. Duygulaným Bozukluk-larý ve Þizofreni Görüþme Çizelgesi-Þimdi ve Yaþam Boyu Þekli-Türkçe (Gökler ve ark. 2004), Yýkýcý Davraným Bozukluklarý için DSM-IV'e Dayalý Tarama ve Deðerlendirme Ölçeði (Turgay 1995, Akt., Ercan ve ark. 2001), DEHB ve Yýkýcý Davraným Bozukluðu Belirtilerinin Okul Öncesi Dönem Tarama ve Deðerlendirme Ölçeði (Ercan ve ark. 2001), Conners Anababa Dereceleme Ölçeði-48 (Dereboy ve ark. 1998, Dereboy ve ark. 2006, Kýlýç ve Þener 2003), Conners Öðretmen Dereceleme Ölçeði-28 (Dereboy ve ark. 2006, Dereboy ve ark. 1997, Þener ve ark. 1995), Yenilenmiþ Conners Öðretmen Dereceleme Ölçeði (Kaner ve ark. 2006a, 2010a) ve Yenilenmiþ Conners Anababa Dereceleme Ölçeði (Kaner ve ark. 2006b, 2010b) ise DEHB'yi anababa, öðretmen ve klinisyen gibi dýþsal bilgi kaynaklarýna dayalý olarak sorgulamaktadýr.
Anababalar ve öðretmenler çocukluk ve ergenlik döneminde gözlenen DEHB gibi pek çok bozuk-lukla ilgili önemli ve en çok baþvurulan bilgi kay-naklarý olmakla birlikte, çocuklar özellikle ergenlik dönemine girdiklerinde ergenlerle ilgili bilgilerin doðrudan kendi bildirimlerine dayalý olarak alýn-masýnda yarar vardýr (Conners ve ark. 1997). Anababalar ve öðretmenler çocuklarýn ve gençlerin davranýþlarýný ev ya da okul ortamlarýna özgü olarak algýladýklarý için, anababalardan ve öðret-menlerden elde edilen bilgiler çeliþkili olabilmekte-dir. Bu nedenle de, sadece anababa ya da sadece
öðretmen görüþüne dayanmak, çocuðun ya da gencin sorununu tam olarak yansýtmayabilmektedir (Conners 1997). Anababa ve öðretmen deðer-lendirmelerinin katkýsý çok büyüktür, ancak çocuk-larýn/ergenlerin özbildirimleri, diðer bilgi kay-naklarý yoluyla elde edilemeyen, doðrudan öznel yaþantýlarýna dayalý pek çok bilgiyi ilk elden edin-memizi saðlamaktadýr. Ayrýca, ergenler anaba-balarýnýn ve öðretmenlerinin tüm gün onlarý gözleyemeyecekleri ev ve okul dýþýndaki ortamlar-da pek çok etkinliklere katýlmakta ve pek çok davranýþta bulunmaktadýrlar. Bu nedenle, çocuk-larýn/gençlerin özbildirimlerine güvenmemiz gerek-mektedir. Ayrýca, özbildirim ölçekleri sadece anababalardan ve öðretmenlerden bilgi almanýn getirdiði bazý yanlýlýklarýný da önlemekte, deðer-lendirmeyi geniþletmekte ve anababalar ve öðret-menler tarafýndan bilinemeyecek bazý yaþantýlara ulaþmamýzý da saðlamaktadýr (Conners 1997). Conners ve Wells (Conners 1997, Conners ve ark. 1997) ergenlik ve yetiþkinlik dönemlerine de izleri-ni taþýyan DEHB'izleri-nin yaný sýra, ergenlerin ailesel, duygusal, biliþsel ve davranýþsal sorunlarýný da belirlemeyi amaçlayan onlarýn görüþlerine dayalý bir ölçme aracý geliþtirmiþlerdir. Yüksek iç tutar-lýlýðý, doyurucu test-tekrar test güvenirliði ve iyi bir ölçüt geçerliði olan Conners-Wells Ergen Özbildirim Ölçeði'nin-CWEÖÖ (Conners-Wells Adolescent Self Report Scale-CASS) uzun ve kýsa formlarý, özellikle DEHB olmak üzere pek çok problem ile ilgili geçerli ve güvenilir bilgi vermek-tedir (Conners 1997, Conners ve ark. 1997, Parker ve ark. 2005). CWEÖÖ'nin bu amaçla pek çok çalýþmada kullanýldýðýný görmekteyiz (Örneðin, Becker ve ark. 2009, Blinder ve ark. 2006, Mazefsky ve ark. 2010, Munoz ve ark. 2006, Nahlik 2004, Schwartz ve ark. 2006, Wilens ve ark. 2006). Buna karþýn, alan yazýnda, CWEÖÖ'nin uzun formunun farklý özellikleri olan gruplarda ya da farklý kültür-lerde psikometrik özelliklerinin incelendiði son derece sýnýrlý çalýþma bulunmaktadýr. Schrager ve Gouvier (1999), CWEÖÖ'nin uzun formunu üniversite öðrencilerine uygulamýþ, elde ettiði veri-lere açýmlayýcý faktor analizi uygulamýþ ve özgün ölçekte tanýmlanan altý alt ölçek yerine dört alt ölçek elde etmiþtir: Dikkat Daðýnýklýðý/-Hiperaktivite, Aile Problemleri, Hýrçýnlýk ve Suç Davranýþý. Benediktsdòtir ve Davidsdòttir de
(2003) 11-16 yaþlarýnda 871 Ýzlandalý çocuk ile yap-týklarý çalýþmada uzun formdan elde edilen veriler ile açýmlayýcý faktor analizi yapmýþlar ve Davraným Bozukluðu, Aile Problemleri, Biliþsel Problemler, Hiperaktivite, Duygusal Problemler ve Öfke Kontrolü alt ölçeklerine ulaþmýþlardýr. CWEÖÖ, Avustralya'da DEHB olan çocuklara uygulanan tedavinin etkisini belirlemek için kullanýlmýþtýr (Nikles ve ark. 2007). Ýngiltere'de ulusal bir çalýþ-mada, DEHB olan çocuklara verilen hizmetlerin durumunu belirlemek için yine CWEÖÖ kul-lanýlmýþtýr (Tetternborn ve ark. 2008). Ancak, bu çalýþmalarýn hiç birisinde CWEÖÖ'nün bu kültür-lere özgü psikometrik özelliklerine yer veril-memiþtir.
DEHB, çocukluk çaðýnýn en sýk rastlanan bozuk-luklarýndan biri olduðu artýk bilinen bir gerçektir. DEHB kalýcý ve sürekli bir dikkat bozukluðu ve /veya aþýrý hareketliliðin (hiperaktivite) ve ataklýðýn (impulsivite) eþlik ettiði bir bozukluk olup (DSM-IV-TR 2001), belirtileri ergenlik ve yetiþkinlik döneminde de sürmekte; ayrýca davraným bozuk-luðu, karþý gelme bozukbozuk-luðu, öðrenme bozukbozuk-luðu, depresyon, kaygý bozukluklarý, alkol ve ilaç kul-lanýmý da tabloya sýklýkla eþlik edebilmektedir (Aysev 1996, Erman ve ark. 1999, Þenol 1997, 1998, Þenol ve Þener 1998). Zayýf akran iliþkileri, öðren-me güçlükleri, ödevlerini ve görevlerini bir sisteöðren-me göre yapamama, eþyalarýna karþý düzensizlik, akademik baþarýsýzlýk, düþük benlik saygýsý, saldýr-ganlýk, bellek sorunlarý DEHB olan çocuklarýn ve gençlerin sýklýkla okul, ev, iþ ve genel olarak toplum yaþamlarýnda pek çok iþlev bozukluðu yaþamalarýna neden olmaktadýr (Flick 1998, Hinshaw ve Treuting 2001, Turgay 2001). Bu nedenle, DEHB'nin erken tanýlanýp uygun tedavi ve eðitim hizmetlerinin sunulmasý çocuklarýmýzýn ve gençlerimizin saðlýklý geliþimini ve topluma etkili katýlýmýný saðlayacaktýr. Bu baðlamda, CWEÖÖ'nün ülkemiz diðer problem davranýþlarýn yaný sýra DEHB'nin taranmasýnda ve uygulanan týbbi tedavinin ve bireyselleþtirilmiþ eðitim programlarýnýn etkilerini belirlemede yardýmcý bir araç olarak önemli bir katkýsý olacaðý söylenebilir. Ayrýca, CWEÖÖ'nün farklý bir kültür için uygunluðu kapsamlý bir þekilde ilk kez bu çalýþ-ma ile incelenmiþ olacaktýr. Bu doðrultuda, araþtýr-mada CWEÖÖ'nün uzun formunun faktör yapýsý 12-17 yaþ grubundaki Türk gençlerinde
tekrarla-nabilir olup olmadýðý ve ölçeðin psikometrik özel-likleri deðerlendirilecektir.
GEREÇ VE YÖNTEM Örneklem
Araþtýrmanýn evreni, Türkiye'de 12-17 yaþ arasý çocuklar ve gençlerdir. Bu çocuklarýn problem alanlarýna iliþkin veri toplamak ve gözlem birimi olan öðrencilere ulaþmak amacýyla çok aþamalý bir örnekleme kullanýlmýþtýr. Birinci aþamada, coðrafi bölge (7 kategori) ve kalkýnmýþlýk düzeyi (2 kate-gori) ölçütlerine örneklemeye esas 14 tabaka oluþ-turulmuþtur. Tabakalardan üçünde il yer almadýðýn-dan sadece kalan 11 tabaka için her tabakaalmadýðýn-dan bir il olmak üzere toplam 11 il (Bursa, Ýzmir, Adana, K.Maraþ, Ankara, Kýrýkkale, Düzce, Samsun, Erzurum, Gaziantep, Þanlýurfa) yansýz olarak seçilmiþtir. Ýkinci aþamada, Ýl Milli Eðitim Müdürlükleri'nce her bir ilde farklý sosyoekonomik çevrelerden olmak üzere iki ilköðretim okulu ve iki lise belirlenmiþtir. Ýlköðretim okullarýndan 12-14 yaþ için altýncý, yedinci ve sekizinci sýnýflarýn her birinden birer þube; liselerden 15-17 yaþ için dokuzuncu, onuncu ve onbirinci sýnýflardan birer þube okul yönetimlerince yansýz olarak seçilmiþlerdir. Üçüncü aþamada, seçilen þubelerin öðrenci listelerinin ilk beþi ile son beþinde yer alan çocuklar, gözlem birimi olarak ulaþýlan örneklemi oluþturmuþtur.
Araþtýrmada problem alanlarý için veri toplanan çocuk sayýsý 1898'dir. Grubun %49.5'i (N=939) kýz, %50.5'i (N=959) erkektir. Tüm grubun yaþ ortala-masý 14.95'dir (SS=1.46). Kýzlarýn %48.8'i (n=276) 12-14 yaþ, %50.7'si (n=663) ise 15-17 yaþ arasýn-dadýr. Ayný oranlar erkekler için sýrasýyla %53.2 (n=314) ve %49.3 (n=645); tüm grup için ise sýrasýyla %31.1 (n=590) ve %68.9’dur (n=1308). Kýzlarýn yaþ ortalamalarý 15.01, standart sapmalarý 1.46, erkeklerin ise 14.94 ve 1.47'dir.
Veri Toplama Araçlarý
Araþtýrmada Conners-Wells Öz-Bildirim Ölçeði-Uzun Formu'nun yaný sýra Conners Öðretmen Dereceleme Ölçeði-Yenilenmiþ/Uzun, Conners Anababa Dereceleme Ölçeði-Yenilenmiþ/Uzun, Beck Depresyon Envanteri ve Çocuklar için Sürekli Kaygý Envanteri kullanýlmýþtýr.
Conners-Wells Ergen Özbildirim Ölçeði/Uzun-CWEÖÖ/U (Conners-Wells' Adolescents Self-Report Scale/Long-CASS/L): Baþta DEHB olmak üzere
ergen psikopatolojini deðerlendirmeyi amaçlayan CWEÖÖ-U, 12-17 yaþ arasýndaki gençlerin kendi-leriyle ilgili görüþlerini son bir aya göre belir-lemelerine dayalýdýr (Conners 1997, Conners ve ark. 1997). Altý alt ölçekten oluþmaktadýr: 1. Aile Problemleri (12 madde) 2. Duygusal Problemler (12 madde) 3. Davraným Problemleri (12 madde) 4. Bilissel Problemler/Dikkatsizlik (12 madde) 5. Öfkeyi Kontrol Poblemleri (8 madde) 6. Hiperaktivite (8 madde).
Bu alt ölçeklerin dýþýnda istenirse birlikte kullanýla-bilen DSM-IV'e dayalý olarak geliþtirilmiþ olan Dikkat Eksikliði Hiperaktivite Ýndeksi (12 madde) ve DSM - IV Semptomlarý Alt Ölçekleri de bulun-maktadýr (18 madde).
Puanlama. Her madde için puan deðeri 0-3 arasýn-da deðiþen 4 yanýt seçeneði vardýr. Hiçbir zaman doðru deðil (hiçbir zaman, çok ender), 0 puan; biraz doðru (bazen), 1 puan; oldukça doðru (sýk sýk, oldukça çok), 2 puan; çok doðru (çok sýk), 3 puan. Ölçekten elde edilen yüksek puan, ergenin ölçek ile tanýmlanan probleme o kadar çok sahip olduðunu göstermektedir.
Conners Öðretmen Dereceleme Ölçeði-Yenilenmiþ/Uzun-CÖDÖ-Y/U (Conners' Teacher Rating Scale- Revised/Long-CTRS-R/L): Conners ve
ark. (1997, 1998a) tarafýndan geliþtirilen ve 38 maddeden oluþan yenilenmiþ öðretmen formunda altý alt ölçek bulunmaktadýr: Karþý Gelme-KG, Biliþsel Problemler/Dikkatsizlik -BP/D, Hiperaktivite/H, Kaygý - Utangaçlýk - K-U, Mükemmeliyetçilik-M, Sosyal Problemler-SP. CÖDÖ-Y/U'da ayrýca, DSM-IV'deki DEHB semp-tomlarýný ölçüt alan üç yardýmcý ölçek bulunmak-tadýr: DEHB Ýndeksi, Conners Global Ýndeks ve DSM-IV Semptomlarý Ýndeksi (Conners ve ark. 1998a).
Öðretmenlerden son bir ayý dikkate alarak çocuk-larýn davranýþçocuk-larýný deðerlendirimeleri istenmekte-dir. Her maddeye 4 yanýt seçeneði sunulmaktadýr. Hiç doðru deðil (Hiçbir zaman, nadiren)- 0 puan; Biraz doðru (Bazen)- 1 puan; Oldukça doðru (Çoðu kez, Sýk sýk)- 2 puan; Çok doðru (pek çok kez, çok sýk)- 3 puan. Bir ölçekten yüksek puan
almak, bireyin o alt ölçekteki problemlere o kadar çok sahip olduðunu göstermektedir (Conners ve ark. 1998a).
CÖDÖ-YU'nun ülkemize uyarlama çalýþmasý Kaner ve ark. tarafýndan yapýlmýþtýr (Kaner ve ark. 2006a, 2010a). Doðrulayýcý faktör analizi, CÖDÖ-Y/U'nun Türk çocuklarýndan elde edilen yapýsýnýn, bir maddenin farklý bir alt ölçeðe yerleþmesinin dýþýnda özgün ölçek ile özdeþ olduðunu göster-miþtir. CÖDÖ-YU'nun Conners Öðretmen Dereceleme Ölçeði-28/CÖDÖ-28 ve Yenilenmiþ Problem Davranýþ Kontrol Listesi/YPDKL ile iliþ-kilerinin genel olarak orta düzeyde olduðu; ölçeðin tanýsý olan ve olmayan gruplarý ayýrt ettiði bulun-muþtur. Cronbach alfa ve iki yarý güvenirlik kat-sayýlarý sýrasýyla 0.72-0.90 ve 0.76- 0.91 arasýndadýr. Test-tekrar test güvenirlik deðerleri ise 0.49-0.99 arasýnda deðiþmektedir.
Conners Anababa Dereceleme Ölçeði-Yenilenmiþ/Uzun: CADÖ-Y/U (Conners' Parent
Rating Scale-Revised/Long. CPRS-R/L). CADÖ-Y/U yedi alt ölçekten oluþmaktadýr: Biliþsel Problemler-Dikkatsizlik-BP-D, Karþý Gelme-KG, Hiperaktivite-H, Kaygý- Utangaçlýk-K-U, Mükemmelliyetçilik-M, Sosyal Problemler-SP ve Psikosomatik-P (Conners 1997, Conners ve ark. 1998b). Bu alt ölçeklerin yaný sýra DSM-IV taný ölçütlerini içeren DSM-IV Ýndeksi, yine DSM-IV ölçütlerine göre DEHB'yi belirlemeye yönelik DEHB Ýndeksi ve Global Ýndeksi de yardýmcý araçlar olarak kullanýlmaktadýr (Conners 1997, Conners ve ark. 1998b).
CADÖ-YU'nun ülkemize uyarlama çalýþmasý Kaner ve ark. tarafýndan yapýlmýþtýr (Kaner ve ark. 2006b, 2010b). Doðrulayýcý faktör analizi, CADÖ-Y/U'un Türk çocuklarýndan elde edilen yapýsýnýn özgün ölçek ile özdeþ olduðunu göstermiþtir. CADÖ uzun ve kýsa formlarý arasýndaki iliþkilerin anlamlý olduðu; ölçeðin Conners Anababa Dereceleme Ölçeði-48/CADÖ-48 ve Yenilenmiþ Problem Davranýþ Kontrol Listesi/YPDKL ile iliþ-kilerinin orta düzeyde olduðu; ölçeðin tanýsý olan ve olmayan gruplarý genel olarak ayýrt ettiði bulun-muþtur. Cronbach alfa ve iki yarý güvenirlik kat-sayýlarý sýrasýyla 0.85-0.55 ve 0.80- 0.50 arasýndadýr. Test-tekrar test güvenirlik deðerleri ise 0.73-0.35'dir.
Ölçekte, anne-babalardan, son bir ayý dikkate alarak maddelere yanýt vermeleri istenmektedir. Her maddeye 4 yanýt seçeneði sunulmaktadýr. Hiç doðru deðil (Hiçbir zaman, nadiren) - 0 puan; Biraz doðru (Bazen) - 1 puan; Oldukça doðru (Çoðu kez, Sýk sýk) - 2 puan; Çok doðru (pek çok kez, çok sýk) - 3 puan. Bir alt ölçekten alýnan puan arttýkça, bu durum, bireyin alt ölçek ile tanýmlanan probleme sahip olma düzeyinin yüksek olduðunu göstermek-tedir (Conners 1997).
Beck Depresyon Envanteri (BDE): Beck tarafýndan
geliþtirilen BDE, depresyon belirtilerini ölçen 21 maddelik bir özbildirim ölçeðidir. BDE'deki her bir madde, depresyona özgü bir davranýþý azdan çoða doðru giden, bir diðer deyiþle yoðunluðu artan biçimde dört dereceli bir ölçek üzerinde deðer-lendirmektedir (Hisli 1988, 1989). Envanterden yüksek puan almak depresyonun yoðun olduðunun iþaretidir.
1961 ve 1978 olmak üzere iki formu bulunmaktadýr. Bu çalýþmada 1978 formu kullanýlmýþtýr. Geçerlik ve güvenirlik çalýþmalarý Hisli (1988, 1989) ve Þahin ve Þahin (1991) tarafýndan yapýlan BDE'nin, MMPI-Depresyon alt ölçeðiyle korelasyonu 0.63' dür. BDE'nin Cronbach alfa katsayýsý 0.80, iki yarý güvenirliði ise 0.74'dür. Faktör analizi sonucunda BDE'nin dört faktörlü bir yapýya sahip olduðu (Performansta Bozulma, Kiþinin Kendine Yönelik Olumsuz Duygularý, Somatik Rahatsýzlýklar ve Suçluluk Duygularý) bulunmuþtur. Geçerlik çalýþ-masý, BDE'nin depresyonu olan ve olmayan birey-leri ayýrt ettiðini ortaya koymuþtur.
Çocuklar Ýçin Sürekli Kaygý Envanteri (ÇSKE):
Spielberger tarafýndan geliþtirilen ÇSKE, durum-luk ve sürekli kaygýyý ölçen yirmiþer maddelik iki alt ölçekten oluþan bir özbildirim ölçeðidir. Ülkemizde geçerlik ve güvenirlik çalýþmasý Özusta (1993) tarafýndan yapýlmýþtýr. Her ne kadar ölçeðin geçer-lik çalýþmasý 9-12 yaþ çocuklarýnda yapýldýysa da 12 yaþýndan büyük çocuklarýn eriþkin kaygý ölçeðini anlamada güçlük çekmeleri nedeniyle 17 yaþa kadar kullanýlmaktadýr (Hoehn-Saric ve ark. 1987). Üçlü likert tipi ölçek olan ÇSKE'de (hemen hemen hiç= 1 puan; bazen= 2 puan; sýk sýk= 3 puan), kesme noktasý 40'dýr.
Conners-Wells Ergen Özbildirim Ölçeði/Uzun'un Özgün Formunun Türkçeleþtirilmesi
Çalýþmanýn ilk aþamasýnda orijinal dile (Ýngilizce) ve hedef dile (Türkçe) hakim, ikisi psikolog, biri psikiyatrist, diðerleri de eðitimci ve dil uzmaný olmak üzere beþ kiþilik bir ekip tarafýndan ölçek-lerin Türkçe'ye çevirisi yapýlmýþtýr. Daha sonra elde edilen ortak metin, iki uzman tarafýndan yeniden Ýngilizce'ye çevrilip orijinal metin ile tutarlýlýðý ince-lenmiþ ve dil açýsýndan ölçeklerin son durumu elde edilmiþtir.
Verilerin Analizi
CWEÖÖ/U'un altý faktörden oluþan özgün fak-töryel yapýsýnýn geçerliði, bir baþka anlatýmla Türk çocuklarý için toplanan verilerle ne derece uyum gösterdiði doðrulayýcý faktör analizi (confirmatory factor analysis) ile incelenmiþtir. Doðrulayýcý faktör analizinde (DFA) deðiþkenler arasýndaki iliþkiye dair daha önce belirlenen bir hipotezin, teorinin ya da modelin sýnanmasý söz konusudur ve yapý geçer-liðinin incelenmesinde kullanýlan temel yöntemler-den biridir (Cole 1987, Kline 2000, Stevens 1996, Sümer 2000, Tabachnick ve Fidell 2001). DFA'da ölçeðin faktöryel yapýsýnýn (modelin) geçerliliðini deðerlendirmek için çok sayýda uyum indeksi kul-lanýlmaktadýr. Bu çalýþmada, bunlar içinde en sýk kullanýlanlardan Ýyilik Uyum Ýndeksi (Goodness of Fit Index, GFI), Düzeltilmiþ Ýyilik Uyum Ýndeksi (Adjusted Goodness of Fit Index, AGFI), Ortalama Hatalarýn Karekökü (Root Mean Square Residuals, RMR veya RMS) ve Yaklaþýk Hatalarýn Ortalama Karekökü (Root Mean Square Error of Approximation, RMSEA) indeksleri ölçüt olarak alýnmýþtýr.
Çalýþmada, ayrýca madde analizi yapýlmýþ, ölçek puanlarý ile ve benzer ve farklý özellikleri ölçen ölçeklerden elde edilen puanlar arasýndaki iliþkiler için Pearson korelasyon katsayýsý hesaplanmýþtýr. Ýki farklý gruptan elde edilen puanlar arasýndaki farklýlýklarýn anlamlýlýðýný test etmek için ise t-testi kullanýlmýþtýr.
Ölçek puanlarýnýn iç tutarlýlýðý için Cronbach alpha, iki yarý güvenirliði için Spearman-Brown korelas-yon katsayýsý kullanýlmýþtýr. Ayný çocuklardan iki farklý zamanda elde edilen puanlarýn test-tekrar test güvenilirliði için iki puan seti arasýndaki
iliþki-ler yine Pearson korelasyon katsayýsý kullanýlarak incelenmiþtir.
BULGULAR
A. Geçerlik Çalýþmalarý
Yapý Geçerliði
CWEÖÖ/U'nun yapý geçerliði ilk önce doðrulayýcý faktör analizi (DFA) ile incelenmiþtir. 12-17 yaþ arasý Türk çocuklarýndan elde edilen veriler üzerinden yapýlan birinci DFA sonuçlarý, Duygusal Problemler ölçeðindeki bir maddenin standardize katsayýsýnýn düþük (<.30) olduðunu ve modifikas-yon önerilerinde Öfke Kontrolü alt ölçeði ile iliþ-kilendirilmesi durumunda model-veri uyumunda dikkate deðer bir artýþ olacaðýný ortaya koymuþtur. Uzman desteði alýnarak madde içeriði ince-lendiðinde anýlan maddenin Öfke Kontrolü alt ölçeðinde yer almasýnýn Türk kültürü açýsýndan daha uygun olacaðý düþünülmüþ ve modelde bu yünde deðiþiklik yapýlmýþtýr. Diðer alt ölçeklerde ise özgün yapýlar korunmuþtur. Oluþturulan yeni model için yapýlan ikinci DFA ile elde edilen uyum istatistikleri þunlardýr: RMSEA=0.05, RMR=0.04, GFI=0.84, AGFI=0.82'dir. Maddelerin faktör standardize katsayýlarý (yük deðerleri) ise 0.15 ile 0.79 arasýnda deðiþmekte olup, tümü 0.001 düzeyinde anlamlýdýr. Alan yazýnda (Anderson ve Gerbing 1984, Cole 1987, Marsh ve ark. 1988), GFI deðerinin 0.85'ten, AGFI deðerinin 0.80'den yük-sek, RMSEA deðerinin 0.08'den ve RMS/RMR deðerinin ise 0.10'dan düþük çýkmasý modelin gerçek verilerle uyumu için birer ölçüt olarak kabul edilmektedir. Buna göre ölçeðin altý faktörden
oluþan özgün faktöryel yapýsýnýn Türk kültürü için kullanýlabilir, geçerli bir model olduðu söylenebilir. Madde analizi ile her bir maddenin kendi faktörü için düzeltilmiþ madde-toplam korelasyonlarý da hesaplanmýþtýr. Madde ayýrtedicilik düzeyi olarak da yorumlanan düzeltilmiþ madde-toplam kore-lasyonlarý Aile Problemleri için 0.23-0.52, Duygusal Problemler için 0.33-0.55, Davraným Problemleri için 0.33-0.57, Bilissel Problemler/Dikkatsizlik için 0.30-0.55, Öfke Kontrolü için 0.37-0.72, Hiperaktivite için 0.24-0.58 arasýnda deðiþmekte-dir.
Bir ölçeðin yapý geçerliði, o ölçeði oluþturan alt ölçekler arasý korelasyonlarýn incelenmesi yoluyla da incelenmektedir. Bu amaçla, CÖDÖ-Y/U'un alt ölçekler arasýndaki korelasyonlar hesaplanmýþ ve sonuçlar Tablo 1'de verilmiþtir.
Tablo 1'de görüldüðü gibi tüm alt ölçekler arasý korelasyonlar anlamlý ancak orta düzeydedir (0.34-0.58).
CWEÖÖ-U'nun yapý geçerliliði, ölçek ile ölçülen özellikleri bilinen gruplarýn karþýlaþtýrýlmasý yoluyla da incelenmiþtir. Bu kapsamda, çocuk ruh saðlýðý kliniðinde DEHB tanýsý almýþ 77 çocuðun ve hiçbir tanýsý olmayan 100 çocuðun öðretmenlerinden elde edilen ölçek puanlarý ortalamalarý arasýndaki fark t-testi test edilmiþ ve sonuçlarý Tablo 2'de verilmiþir. Tablo 2'de de gözlendiði gibi Aile Problemleri (t= 3.04, p<0.001), Davraným Problemleri (t=1.92, p<0.05) ve Öfke Kontrolü (t=2.24, p<0.05) alt ölçeklerinde taný almýþ grubun puan ortalamalarý, tanýsý olmayan grubunkinden anlamlý olarak daha büyüktür.
Tablo 1. CWEÖÖ-U'un alt ölçekleri arasý korelasyonlar (n= 1898) CWEÖÖ-U (n= 1898) DS DP B/D ÖK H AP 0.52 0.45 0.54 0.44 0.37 DS - 0.34 0.58 0.47 0.37 DP - 0.49 0.45 0.41 B/D - 0.46 0.41 ÖK - 0.41
Ölçüte Dayalý Geçerlik
Ölçüt geçeliðini belirlemek amacýyla öncelikle CWEÖÖ-U ile CADÖ-Y/U ve CÖDÖ-Y/U arasýn-daki korelasyonlar da incelenmiþ ve sonuçlar Tablo 3'de verilmiþtir.
Tablo 3'de de gözlendiði gibi CWEÖÖ-U ile CADÖ-Y/U arasýndaki korelasyonlar düþükten orta düzeye doðru deðiþmektedir (-0.04 ile 0.59). Çocuk ve anababa ölçekleri arasýndaki en yüksek korelasyonlar, Öfke Kontrolü ile Karþý Gelme alt ölçekleri (0.59) ve iki ölçeðin Biliþsel Problemler/Dikkatsizlik (0.58) alt ölçekleri arasýn-da olduðu gözlenmektedir. Bir diðer deyiþle dýþa yönelim ile ilgili problem davranýþlar arasýndaki iliþkileren yüksek olduðunu söyleyebiliriz.
CWEÖÖ-U ile CÖDÖ-Y/U arasýndaki korelas-yonlarýn ise daha düþük olduðu gözlenmektedir (-0.01-0.26). Bu bulgu, öðretmenler ile çocuklarýn deðerlendirmeleri arasýndaki tutarlýlýðýn daha düþük olduðunu göstermektedir. Öðretmenler ile çocuklarýn deðerlendirmeleri arasýnda en yüksek tutarlýlýk, yine iki dýþa yönelim boyutu ola Davraným Problemleri ile Karþý Gelme (0.26) arasýndadýr.
CWEÖ-U'nun geçerliliði için ölçek puanlarý ile ölçüt olarak alýnan Beck Depresyon Envanteri (n=31) ve Çocuklar için Sürekli Kaygý Envanteri (n=42) puanlarý arasýndaki korelasyonlar da hesaplanmýþtýr (Tablo 4). 15-17 yaþýndaki
ergenler-den elde edilen bulgular, BDE'nin CWEÖ-U'nun Aile Problemleriyle 0.37, Duygusal Problemler ile 0.33, Davraným Problemleri ile 0.33, Öfke Kontrolüyle 0.35 korelasyon verdiðini, Hiperakti-vite alt ölçeði ile iliþkilerinin ise anlamlý olmadýðýný göstermektedir. Çocuklar için Sürekli Kaygý Envanteri ise CWEÖÖ-U'un Aile Problemleri alt ölçeði ile 0.41, Duygusal Problemler alt ölçeði ile 0.52 ve Öfke Kontrolü alt ölçeði ile 0.25 iliþkili olduðu bulunmuþtur.
B. Güvenirlik Çalýþmalarý
CWEÖ-U'nun iç tutarlýlýðý Cronbach alfa kat-sayýlarý ve Spearman-Brown iki yarým güvenirlik katsayýlarý yoluyla hesaplanmýþtýr. Ayrýca, aracýn ne derece tutarlý ölçüm yaptýðýný belirlemek için test-yeniden test güvenirliði de hesaplanmýþtýr. CWEÖ-U'nun alt ölçeklerinin Cronbach alfa, Spearman-Brown iki yarý ve test-yeniden test güvenirlik deðer-leri Tablo 5'te verilmiþtir.
Tüm grupta Cronbach alfa katsayýlarý 0.87-0.76, testi yarýlama katsayýlarý 0.85- 0.69 arasýnda deðiþmektedir. Her iki güvenirlik incelemesinde de en düþük korelasyonlar Hiperaktivite alt ölçeðin-den, en yüksek korelasyon ise Öfke Kontrolü alt ölçeðinden elde edilmiþtir. Test-yeniden test güvenirliði için CWEÖ-U, 54 çocuða sekiz hafta ara ile ikiþer kez verilmiþtir. Ýki puan seti arasýnda hesaplanan test-yeniden test güvenirlik katsayýlarý 0.64-0.81 (p<0.000) arasýnda bulunmuþtur. Tablo 2. Tanýsý olan ve olmayan çocuklarýn CWEÖÖ-U' dan aldýklarý puanlarýn ortalamalarý, standart sapmalarý
ve T-Testi sonuçlarý
CWEÖÖ-U Tanýsý Olan Tanýsý Olmayan
N= 77 N=77 t x ss x ss AP 10.63 6.60 7.68 4.79 3.04** DUYS 9.35 5.82 8.66 5.20 0.75 DAVP 4.97 4.84 3.65 3.36 1.92* B/D 10.03 5.95 8.69 5.12 1.44 ÖK 12.31 7.04 9.97 5.61 2.24** H 9.27 5.17 9.25 4.80 0.03 * p< .05 ** p< .001
Tablo 3.
CWEÖÖ-U ile
CADÖ-Y/U ve
CÖDÖ-Y/U arasýndaki korelasyonlar (n=937)
CADÖ-Y/U CÖDÖ-Y/U KG BP/D H K -U M SP P KG BP/D H K -U M SP AP 0.42** 0.35** 0.32** 0.21** 0.14** 0.29** 0.30** 0.11** 0.13** 0.08* -0.02 -0.09** 0.06* DuP 0.38** 0.31** 0.38** 0.54** 0.20** 0.32** 0.46** -0.01 0.06 -0.01 0.14** 0.05 0.04 DavP 0.40** 0.40** 0.37** 0.04 -0.04 0.17** 0.23** 0.26** 0.23** 0.23** -0.10** -0.12** 0.08* BP/D 0.32** 0.58** 0.38** 0.24** 0.05 0.28** 0.33** 0.04 0.21** 0.07* 0.02 -0.11** 0.08* ÖK 0.59** 0.32** 0.38** 0.19** 0.16** 0.25** 0.33** 0.19** 0.16** 0.14** 0.02 -0.01 0.04 H 0.28** 0.26** 0.46** 0.18** 0.10** 0.11** 0.25** 0.10** 0.05 0.10** -0.03 -0.04 -0.05 **P<0.001, *p<0.05
Öðrencilerin CWEÖ-U'un ölçek puanlarýnýn orta-lama ve standart sapma deðerleri yaþ ve cinsiyet gruplarýna göre Tablo 6'da verilmiþtir.
TARTIÞMA
Bu çalýþmada, CWEÖÖ-U'nun Türkiye için uyarlanmasý amaçlanmýþtýr. Bu amaçla çeþitli güvenirlik ve geçerlik çalýþmalarý yapýlmýþtýr. Önce-likle, ölçeðin faktör yapýsý doðrulayýcý faktör ana-lizi, alt ölçekler arasý korelasyonlar ve bilinen grup-larýn kýyaslanmasý yoluyla incelenmiþtir. Ayrýca, madde analizi yapýlmýþtýr. Ölçüt geçerliði için CWEÖÖ-U'un CADÖ-Y/U ve CÖDÖ-Y/U, CWEÖÖ-U'un Beck Depresyon Envanteri ve Çocuklar için Sürekli Kaygý Envanteri ile iliþkileri incelenmiþtir. CWEÖÖ-U'nun güvenirliðini belir-lemek amacýyla da hem iç tutarlýlýðý hem de zaman içindeki tutarlýlýðý test edilmiþtir.
Doðrulayýcý faktör analizi, CWEÖÖ-U'un Türkçe’-ye uyarlanan formunun faktör yapýsýnýn özgün ölçek ile özdeþ olduðunu göstermiþtir. Ölçeðin
Türkçe formunda sadece bir madde, özgün ölçek-tekinden farklý bir alt ölçekte yer almýþtýr. Duygusal Problemler alt ölçeðindeki bir madde, maddenin içeriðine uygun bir þekilde Öfke Kontrolü alt ölçeðine alýnmýþtýr. Elde edilen uyum indeksleri Tablo 4. CWEÖÖ-U, BDE ve ÇSKE arasýndaki
kore-lasyonlar
CWEÖÖ-U BDE ÇSKE
(n=31) (n=42) AP .37 * .41** DUYS .32* .52** DAVP .33* .05 BP/D .32* .21 ÖK .35* .25* H .05 .08 * p< .05 ** p< .001
Tablo 6. Deneklerin CWEÖÖ-U alt ölçeklerinden aldýklarý puanlarýnýn ortalamalarý ve standart sapmalarý
CWEÖÖ-U 12-14 15-17 Toplam Genel
n=590 n=1308 n=1898 Toplam K E K E K E n=276 n=314 n=663 n=645 n=939 n=959 n=1898 x ss x ss x ss x ss x ss x ss x ss AP 7.92 5.81 8.34 5.32 8.09 6.02 8.51 5.44 8.04 5.96 8.46 5.40 8.25 5.58 DUP 9.99 5.85 7.76 5.05 9.90 5.68 6.74 4.76 9.93 5.73 7.07 4.88 8.49 5.50 DP 2.91 3.52 5.12 5.13 4.54 4.08 5.36 5.00 4.06 3.99 5.28 5.02 4.68 4.58 BP/D 8.12 4.63 8.81 6.23 7.93 5.04 8.24 5.14 7.99 4.92 8.42 5.53 8.21 5.24 ÖK 9.83 5.98 11.04 7.00 10.07 6.60 9.12 6.19 10.00 6.43 9.75 6.51 9.87 6.50 H 9.15 4.96 9.85 5.15 9.77 4.92 8.90 4.59 9.59 4.94 9.21 4.80 9.40 4.87
Tablo 5. CWEÖÖ-U'nun içtutarlýlýk ve ikiyarý güvenirlik katsayýlarý
AP DUP DP B/D ÖK H
Cronbach Alfa (n=1898) 0.76 0.77 0.78 0.78 0.87 0.76
Spearman-Brown Ýki Yarý(n=1898) 0.71 0.74 0.77 0.75 0.85 0.69
Test-Yeniden Test(n=54) 0.64** 0.81** 0.75** 0.66** 0.64** 0.70**
(RMSEA=0.05, RMR=0.04, GFI=0.84, AGFI= 0.82), benimsenen ölçütler dahilinde olmakla bir-likte Conners'ýn (Conners 1997, Conners ve ark. 1997) çalýþmasýndan elde edilen deðerlerden (RMSEA= 0.05; GFI= 0.96, AGFI= 0.96) görece daha düþük olduðu gözlenmektedir. Alan yazýnda (Anderson ve Gerbing 1984, Cole 1987, Marsh ve ark. 1988), GFI deðerinin 0.85'ten, AGFI deðerinin 0.80'den yüksek ve RMS deðerinin ise 0.10'dan düþük çýkmasý modelin gerçek verilerle uyumu için birer ölçüt olarak kabul edildiðinden söz etmiþtik. Bu çalýþma ile elde edilen GFI (0.84) deðerinin kabul edilebilir düzeyin sýnýrýnda, AGFI (0.82) deðerinin kabul edilebilir düzeyin hemen üzerinde ve RMSEA (0.05) ile RMR (0.04) deðerlerinin ise modelin uyumu açýsýndan verilen deðerin oldukça altýnda olduðu görülmektedir. Buna göre, CWEÖÖ-U'nun altý faktörlü özgün yapýsýnýn Türk kültürü için kullanýlabilir olduðu söylenebilir. CWEÖÖ-U'nun çok faktörlü yapýsý, alt ölçeklerin farklý problem davranýþlarý deðerlendirdiðinin bir belirtisidir. Bu durumla tutarlý þekilde, CWEÖÖ-U'nun alt ölçekler arasý korelasyonlarýnýn orta (0.34-0.58) düzeyde olduðu gözlenmektedir. Özgün ölçek için de bu deðerler benzer þekilde 0.26-0.51 arasýnda deðiþmektedir (Conners 1997).
CWEÖÖ-U'nun klinik tanýsý olan ve hiçbir tanýsý olmayan gruplarý ayýrt edip etmediðini inceleyen bulgular, iki grup arasýnda sadece Aile Problemleri, Davraným Problemleri ve Öfke Kontrolü alt ölçek-lerinde anlamlý farklýlýklar olduðunu ortaya koy-muþtur. Bu üç alt ölçekten elde edilen sonuçlar tanýsý olmayan grubun lehinedir. Klinik grubun diðer alt ölçeklerden aldýklarý puanlarýn malarý, karþýlaþtýrma grubunun puan ortala-malarýndan yüksek olmasýna raðmen, bu farklar anlamlý bulunmamýþtýr. Bunu, çalýþmanýn klinik örneklemini oluþturan ergenlerin farklý tanýlara sahip olmalarýna baðlayabiliriz. Bundan sonraki geçerlik çalýþmalarýnýn hetorojen taný gruplarý yeri-ne, belirli tanýlarý olan ve daha temsil edici gruplar üzerinde yapýlmasýnda yarar vardýr. Bu doðrultuda veri toplayan Conners (1997), DEHB olan (n=85), duygusal problemleri olan (n=84) ve klinik tanýsý olmayan (n=85) ergenlerden veri toplamýþ ve CWEÖÖ-U'nun tüm alt ölçeklerinin hem DEHB hem de duygusal problemleri olan grubu klinik tanýsý olmayan gruptan ayýrt ettiðini bildirmiþtir.
Bu çalýþmada, CWEÖÖ-U'nun ölçüt geçerliðini belirlemek için ölçeðin anababa ve öðretmen form-larý arasýndaki iliþkileri incelenmiþtir. Ergen-anaba-ba tutarlýlýðý (0.10-0.59), týpký Conners'ýn (1997) bulgularýnda olduðu gibi (0.14-0.53) düþükten orta düzeye doðru deðiþirken, ergen-öðretmen tutar-lýlýklarýnýn oldukça düþük olduðu gözlenmektedir (0.08-0.26). Bir diðer deyiþle, ergen öz-bildirimleri ile öðretmenlerin deðerlendirmeleri arasýndaki benzerlik, ergen-anababa deðerlendirmelerinden daha düþüktür. Her ne kadar bazý çalýþmalarda farklý yönde sonuçlar bildirilse de (Örn., Romi ve Freund 1999), bu bulgu genel olarak alan yazýn ile tutarlý görünmektedir (Achenbach ve ark. 2002, Becker ve ark. 2004, Conners 1997, Thuppal ve ark. 2002, Zukauskiene ve ark. 2004). Çocuk, anababa ve öðretmen deðerlendirmeleriyle ilgili korelasyon-lardan elde edilen bir diðer sonuç ise hem anaba-balarýn hem de öðretmenlerin çocuklarýyla/öðrenci-leriyle içe yönelim sorunlarýndan çok dýþa yönelim sorunlarý söz konusu olduðunda benzer þekilde düþündüklerini ortaya koymaktadýr (Öfke Kontrolü-Karþý Gelme ve Davraným Problemleri). Bu bulgu, dýþa yönelim sorunlarýnýn her zaman, içe yönelim sorunlarýna göre bireylerin daha çok dikkatini çektiðini ve öncelikli olarak problem davranýþ olarak nitelendirildiklerini ortaya koyan bulgularý hatýrlatmaktadýr (Becker ve ark. 2004, Carlston ve Ogles 2009, Kaner 2009, Zukauskiene ve ark. 2004). Bu çalýþmada da, içe yönelim ile ilgili alt ölçeklerde (Duygusal Problemler ve Kaygý-Utangaçlýk) ergenlerin anaba ve öðretmen deðer-lendirmeleri arasýndaki tutarlýlýk, dýþa yönelim alt ölçeklerine iliþkin tutarlýlýktan daha düþük bulun-muþtur. Bu araþtýrmanýn bir diðer bulgusuna göre anababalar, öðretmenler ve ergenler biliþsel prob-lemler için de yüksek iliþki veren deðerlendirmeler yapmýþlardýr. Biliþsel Problemler/Dikkatsizlik alt ölçeðindeki maddeler ergenlerin görev tamamla-mada, yönergeleri izlemede ve dikkatini bir iþe ver-mede güçlük yaþamalarýný içermektedir. Bu güçlük-lerin hem okul hem de ev ortamýnda ortaya çýkmasý ve hem akademik hem de sosyal pek çok soruna yol açmasý nedeniyle üç bilgi kaynaðýnýn görüþleri arasýnda benzerliðin yüksek olmasý þaþýrtýcý deðildir. Conners da (1997) çocuklarýn anababalarý ve öðretmenleriyle daha çok dýþa yönelim ve dikkat sorunlarý konusunda hemfikir olduklarýný bildirmiþtir. Çocuk, anababa ve öðretmen
deðer-lendirmeleri arasýndaki benzerlik ve farklýlýklar, bilgi kaynaklarýnýn çocuklarýn bazý problem alan-larýný benzer, bazý problem alanalan-larýný ise farklý algýladýklarýnýn bir kanýtý olarat düþünülebilir (Kaner 2009). Her kaynak ayný davranýþý kendi bakýþ açýsýndan deðerlendirmektedir. Bu da deðer-lendiriciler arasý tutarlýlýðý yükseltmekte ya da düþürmektedir (Smith 2007). Ayrýca, farklý bilgi kaynaklarý ayný-özdeþ maddelere yanýt verdik-lerinde görüþ birliðinin arttýðý da bildirilmiþtir (Carlston ve Ogles 2006).
Conners'ýn (1997) bulgularýyla tutarlý þekilde üç deðerlendirmeci arasýndaki korelasyonlarýn düþük olmasýna raðmen anlamlý çýkmasý örneklem büyük-lüðü ile açýklanabilir. Türkiye çalýþmasýnda, 0.08 korelasyon katsayýsý bile anlamlý çýkmýþtýr. Conners'ýn anlamlý çýkan en düþük korelasyon kat-sayýsý (r=0.14), Türkiye çalýþmasýndan biraz daha büyüktür. Ancak Conners'ýn örneklemi 150-250 arasýndadýr. Örneklemler büyüdükçe, korelasyon-larýn anlamlý çýkma olasýlýðý da artmaktadýr. Bu nedenle, farklý bilgi kaynaklarý arasýndaki deðer-lendirmeler arasýndaki tutarlýlýðýn baþka örneklem-ler ile de doðrulanmasý uygun olacaktýr.
Madde analizi sonuçlarýna göre CWEÖÖ-U'nun alt ölçeklerinin madde-toplam korelasyonlarý 0.23-0.72 arasýndadýr. Madde-toplam korelasyonunu 0.20 ve üzerinde olmasý, o maddenin toplam puana önemli katkýda bulunduðunu ve maddenin ayýrt edicilik gücünün yüksek olduðunu ifade etmektedir (Aiken 2000, Ebel 1965, Özgüven 1994). Bu bul-guya dayanarak, CWEÖÖ-U'un maddelerinin ayýrt edicilik düzeyinin yüksek olduðu söylenebilir. CWEÖÖ-U'nun Beck Depresyon Envanteri ve Çocuklar için Sürekli Kaygý Envanteri arasýndaki korelasyon katsayýlarýnýn Conners'ýn (1997) bulgu-larýyla kýyaslandýðýnda biraz daha düþük olduðu (sýrasýyla 0.29 ve 0.25) gözlenmektedir. Conners (1997) ve Steer ve ark. (2001), kaygý ve özellikle de depresyon ölçeði ile CWEÖÖ-U arasýndaki iliþki-lerin yüksek olmasýný (ortalama 0.60), depresyon ve kaygý ile ilgili semptomlarýn, alan yazýndaki pek çok çalýþmada olduðu gibi (Ercan ve Aydýn 1999, Erman ve ark. 1999, Fettahoðlu ve Özatalay 2006, Steer ve ark. 2001) yinelenen þekilde DEHB ile bir-likte olmalarýna baðlamakta ve ölçeðin ölçüt geçer-liði için bir kanýt olarak deðerlendirmektedirler. Bulgulardaki farklýlýk, kültürel farklýlýklara,
geçer-lik çalýþmasý için kullanýlan örneklem gruplarýnýn yaþ ortalamalarýndaki farklýlýða ve kullanýlan ölçek-lerdeki farklýlýða baðlanabilir. Conners'ýn örnek-leminin yaþ ortalamasý 10.41, standart sapmasý 2.47 iken, bu araþtýrmada geçerlik çalýþmasýnýn yapýldýðý grubun yaþ ortalamalarý ve standart sapma deðer-leri ise sýrasýyla 16.56 ve 0.71'dir. Ayrýca, yaþa baðlý farklýlýklar nedeniyle Conners'ýn çalýþmasýnda Beck Depresyon Envanteri yerine Kovacks'ýn Çocuklar için Depresyon Ölçeði kullanýlmýþtýr.
CWEÖÖ-U'nun güvenirliði Cronbach alfa kore-lasyon katsayýsý, iki yarým güvenirliði ve test-yeniden test yöntemleri ile incelenmiþtir. Cronbach alfa katsayýlarý 0.76- 0.87, iki yarý güvenirliði ise 0.69-0.85 arasýndadýr. CWEÖÖ-U' un iç tutarlýlýk katsayýlarý doyurucu düzeyde görünmektedir. Conners'ýn (Conners 1997, Conners ve ark. 1997) çalýþmasýnda da alfa deðerleri 0.74-0.92 arasýn-dadýr. Görüldüðü gibi iki çalýþmanýn bulgularý bir-birlerine oldukça benzemektedir. En yüksek alfa katsayýlarý, týpký Conners'da (1997) olduðu gibi Öfke Kontrolü alt ölçeðinde, en düþüðü ise Hiperaktivite ve Aile Problemleri alt ölçeðinde sap-tanmýþtýr. Türkiye çalýþmasýnda, test-yeniden test güvenirlik deðerleri 0.64-0.81 arasýnda ve anlam-lýdýr. Bu da ölçeðin zaman içerisindeki tutarlýlýðýnýn ortadan yükseðe doðru deðiþtiðine iþaret etmekte-dir. Conners'ýn (1997) test-yeniden test güvenirlik deðerleri de bu çalýþmadan elde edilenlere ben-zerdir (0.73-0.89). Güvenirlik analizleri CWEÖÖ-U'nun 12-17 yaþlar arasýndaki çocuklarda güvenle kullanýlabileceðini göstermektedir. Ancak, güvenir-lik analizlerinin yaþ ve cinsiyet gruplarýnýn yaný sýra farklý sosyoekonomik düzeylere göre de incelen-mesi gerektiði söylenebilir.
SONUÇ VE ÖNERÝLER
Araþtýrmanýn bulgularý, CWEÖÖ-U'nun yapýsýnýn Türk kültürüne uygun olduðunu ve psikometrik özelliklerinin aracýn araþtýrmalarda, uygulanan tedavinin etkisini belirlemede ve tanýya yardýmcý olmak üzere kliniklerde diðer taný araçlarýyla bir-likte kullanýlabileceðini göstermektedir. Ancak, farklý taný gruplarýndan ve farklý tipte DEHB tanýsý almýþ bireylerden daha büyük ve temsil edici örnek-lemler alarak onlardan elde edilecek veriler ile ölçeðin faktör yapýsýnýn yaný sýra ayýrt edicilik gücünün yeniden incelenmesi gerekmektedir.
Ayrýca, benzer sorunlarý deðerlendiren diðer ölçme araçlarýyla kýyaslanarak CWEÖÖ-U'nun DEHB'yi ve diðer problem davranýþlarý ayýrt etme gücü de deðerlendirilmelidir.
Bu çalýþmada ele alýnmamýþ olan bir diðer husus ise yaþ, cinsiyet ve sosyoekonomik düzeye göre CWEÖÖ-U'nun özelliklerinin incelenmesinin gerektiðidir. Böylece, baþta DEHB olmak üzere pek çok problem davranýþýn farklý sosyal yapýlarda-ki kýz ve erkek çocuklarýn geliþimsel özellikleri hakkýnda bilgi edinmek mümkün olabilecektir. CWEÖÖ-U'nun yapý geçerliðini ve güvenirliðini inceleyen çalýþmalarýn sayýsý oldukça sýnýrlýdýr. Bu nedenle bulgularýmýzýn kýyaslanmasý sadece ulaþýla-bilen çalýþmalarýn bulgularýyla sýnýrlý kalmýþtýr (Conners 1997, Conners ve ark. 1997, Parker ve ark. 2005). Ýleride, yayýnlanacak çalýþmalar izlenerek bu çalýþmanýn bulgularýnýn, diðer
ülkeler-den elde edilecekler ile kýyaslanarak aracýn kültür-lere özgü özellikleri deðerlendirilmelidir.
Bulgular, CWEÖÖ-U'nun kliniklerde ve araþtýr-malarda problem davranýþlarý ve DEHB'yi belir-lemede geçerli ve güvenilir olduðunu, bir diðer de-yiþle, CWEÖÖ-U'nun kültürler arasýnda karþýlaþ-týrmalý çalýþmalar yapýlabilmesini saðlayacak psikometrik özelliklere sahip olduðunu göstermek-tedir. Yukarýda önerilen çalýþmalar yapýldýktan sonra CWEÖÖ-U, DEHB'nin yaný sýra diðer prob-lem davranýþlarý belirprob-lemeyi amaçlayan epidemi-yolojik çalýþmalarda da kullanýlabilir.
Yazýþma adresi: Dr. Sema Kaner, Ankara Üniversitesi Eðitim Bilimleri Fakültesi Özel Eðitim Bölümü, Ankara, semakan-er@gmail.com
KAYNAKLAR
Achenbach TM, Dümenci L, Rescoria LA (2002) Ten-year com-parisons of problems and competencies fon national samples of youth: Self, parent and teacher reports. J Emot Behav Disord, 10:194-203.
Aiken LR (2000) Psychological Testing and Assessment. Needham Heights: A Pearson Education Company.
Anderson JC, Gerbing DW (1984) The effect of sampling error on convergence, improper solutions, and goodness-of-fit indices for maximum likelihood confirmatory factor analysis. Psychometrika, 49:155-173.
Aysev A (1996) Dikkat eksikliði hiperaktivite bozukluðu. Ruh saðlýðý ve hastalýklarý. I Sayýl (Ed), Ankara: Antýp Yayýnlarý, s.601-609.
Bahn GH, Shin MS, Cho SC ve ark. (2001) A preliminary study for the development of the assessment scale for ADHD in ado-lescents: Reliability and validiy for CASS (S). Korean Journal of Child Psychiatry, 12, 218-224.
Becker A, Hagenberg N, Roesner V ve ark. (2004) Evaluation of the self-reported SDQ in a clinical setting: Do self-reports tell us more than ratings by adulth informants. Eur Child Adolesc Psychiatry, 13(Suppl 2):17-24.
Benediktsdòtir SD, Davidsdòttir SD (2003) Sjalfsmatskvaròi Conners-Wells fyrir unglinga: Stöòlun og athugun a proffræòi-legum eiginleikum. Salfræòiritiò, 8:83-92.
Blinder JB, Cumella EJ, Sanathara VA (2006) Psychiatric comorbidity of female inpatients with eating disorders. Psychosom Med, 68:454-462.
Carlston D, Ogles B (2006) The impact of items and anchors on parent-child reports of problem behavior. Child Adolesc Social Work J, 23:24-37.
Carlston D, Ogles B (2009) Age, gender, and etnicty effects on
parents-child discrepancy using identical items measures. J Child Fam Stud, 18:125-135.
Cole DA (1987) Utility of confirmatory factor analysis in test validation research. J Consult Clin Psychol, 55:1019-1031. Conners CK (1997) Conners' Rating Scales-Revised. Instruments for use with children and adolescents. Toronto: MHS.
Conners CK, Wells KC, Parker JD ve ark. (1997) A new self-report scale for assessment of adolescent psychopathology: Factor structure, reliability, validity and diagnostic sensitivity. J Abnorm Child Psychol, 25:487-497.
Conners CK, Sitarenios G, Parker JD ve ark. (1998a) Revision and restandardization of the Conners teacher rating scale (CTRS-R): Factor structure, reliability and criterion validity. J Abnorm Child Psychol, 26:279-291.
Conners CK, Sitarenios G, Parker JD ve ark. (1998b) The revised Conners' Parent rating scale (CPRS-R): Factor struc-ture, reliability, and criterion validity. J Abnorm Child Psychol, 26:257-268.
Dereboy Ç, Þener Þ, Dereboy ÝF ve ark. (1997) Conners öðret-men derecelendirme ölçeði türkçe uyarlamasý-2. Çocuk ve Ruh Saðlýðý Dergisi, 4:10-18.
Dereboy Ç, Þenol S, Þener Þ ve ark. (2006) Conners kýsa form öðretmen ve anababa derecelendirme ölçeklerinin geçerlikleri. Türk Psikiyatri Dergisi, 17:1-12.
Dereboy Ç, Þener Þ, Dereboy ÝF ve ark. (1998) Conners anaba-ba derecelendirme ölçeði uyarlama çalýþmasý. X. Ulusal Psikoloji Kongresi, Ankara.
Dereboy Ç, Þenol S, Þener Þ ve ark. (2007) Conners kýsa form öðretmen ve anababa derecelendirme ölçeklerinin geçerlikleri. Türk Psikiyatri Dergisi, 18: 1-12.
DSM-IV-TR (2001) Taný ölçütleri. Baþvuru el kitabý. Çev. E. Köroðlu, Ankara: Hekimler Yayýn Birliði.
Ebel RL (1965) Measuring educational achievement. Englewood Cliffs, (2nd) Prentice-Hall, NJ.
Ercan ES, Amado S, Somer O ve ark. (2001) Dikkat eksikliði hiperaktivite bozukluðu ve yýkýcý davraným bozukluklarý için bir test bataryasý geliþtirme çalýþmasý. Çocuk ve Gençlik Ruh Saðlýðý Dergisi, 8:132-143.
Ercan ES, Aydýn C (1999) Dikkat eksikliði hiperaktivite bozuk-luðu. Çocuk ve adolesanda ruhsal bozukluklar, s.270-283. Erman Ö, Turgay A, Öncü B ve ark. (1999) DEHB olan çocuk ve gençlerde komorbidite: Yaþ ve cinsiyet farklýlýklarý. Çocuk ve Gençlik Ruh Saðlýðý Dergisi, 6:12-18.
Erman Ö, Turgay A, Öncü B ve ark. (1999) DEHB olan çocuk ve gençlerde komorbidite: Yaþ ve cinsiyet farklýlýklarý. Çocuk ve Gençlik Ruh Saðlýðý Dergisi, 6:12-18.
Fettahoðlu Ç, Özatalay E (2006) Çocuklarda hareketlilik ve/veya dikkatsizlik yakýnmalarý ve dikkat eksikliði hiperaktivite bozukluðu tanýsý. Çocuk ve Gençlik Ruh Saðlýðý Dergisi. 13: 13-18.
Flick G (1998) ADD/ADHD. "Behavior-change resource kit; Ready to use strategies and activities for helping children with ADHD. USA: A Simon and Schuster Company.
Gökler B, Ünal F, Pehlivantürk B ve ark. (2004) Okul çaðý çocuklarý için Duygulaným Bozukluklarý ve Þizofreni Görüþme Çizelgesi-Þimdi ve Yaþam Boyu Þekli-Türkçe uyarlamasýnýn geçerlik ve güvenirliði. Çocuk ve Ergen Ruh Saðlýðý Dergisi, 11:109-116.
Hinshow SP, Treuting JJ (2001) Depression and self-esteem in boys with ADHD: Associations with comorbid agression and explanatory attributional mechanism. J Abnorm Child Psychology, 29:23-29.
Hisli N (1988) Beck Depresyon Envanterinin geçerliði üzerine bir çalýþma. Psikoloji Dergisi, 6:3-13.
Hisli N (1989) Beck Depresyon Envanterinin üniversite öðren-cileri için geçerliði, güvenirliði. Psikoloji Dergisi, 7:3-13. Hoehn-Saric E, Maisimia M, Wiegard D (1987) Measurement of anxiety in children and adolescents using semistructured interviews. J Am Acad Child Adolesc Psychiatry, 26:541-545. ICD-10 Hastalýklar ve Saðlýk Problemlerinin Uluslararasý Ýsta-tistiksel Sýnýflamasý.(2007). Saðlýk Bakanlýðý Yayýnlarý. Kaner S (2009) Zihin engelli çocuklarýn duygusal ve davranýþsal problemlerinin deðerlendirilmesinde anne-baba ve öðretmen tutarlýlýðý. A.Ü. Eðitim Bilimleri Fakültesi Dergisi, 42, 239-264. Kaner S, Büyüköztürk Þ, Ýþeri E ve ark. (2006a) The validity and reliability study of the Turkish Version of Conners' Teacher Rating Scale- Revised (CTRS-R). WPA International Congress, 12-16 Temmuz 2006. Ýstanbul.
Kaner S, Büyüköztürk Þ, Ýþeri E ve ark. (2006b) Yenilenmiþ Conners Anababa Dereceleme Ölçeði-Uzun Formunun Türkçe uyarlama çalýþmasý. 16. Ulusal Çocuk ve Ergen Ruh Saðlýðý ve Hastalýklarý Kongresi, 20-23 Nisan 2006. Antalya.
Kaner S, Büyüköztürk Þ, Ýþeri E ve ark. (2010a) Conners Öðret-men Dereceleme Ölçeði Yenilenmiþ Uzun Formu: Faktör yapýsý, geçerlik ve güvenirlik çalýþmasý. Ýncelemede.
Kaner S, Büyüköztürk Þ, Ýþeri E ve ark. (2010b) Conners Anababa Dereceleme Ölçeði Yenilenmiþ Uzun Formu: Faktör yapýsý, geçerlik ve güvenirlik çalýþmasý. Ýncelemede.
Kýlýç BG, Þener Þ ( 2003) Dikkat eksikliði hiperaktivite bozuk-luðu alt gruplarýnda Conners öðretmen ve anababa ölçeklerinin ayýrýcý özellikleri. Çocuk ve Gençlik Ruh Saðlýðý Dergisi, 10:50-57.
Kline P (2000) An easy guide to factor analysis. New York: Routledge.
Marsh HW, Balla JR, McDonald RP (1988) Goodness-of-fit indexes in confirmatory factor analysis: The effect of sample size. Psychol Bull, 103:391-410.
Mazefsky CA, Kao J, Oswald DP (2010) Preliminary evidence suggesting caution in the use of psychiatric self-report measures with adolescents with high-functioning autism spectrum disor-ders. Research in Autistim Spectrum Disorders, Baskýda. Munoz MD, Ogawa TR, Foncerrada H ve ark. (2006) Psychopathology and tobacco smoking by high school students. Salud mental, 29:48-56.
Nahlik J (2004) Issues in diagnosis of attention deficit hyperac-tivity disorders in adolescents. Clinical Pediatrics, 43:1-10. Nikles CJ, Mitchell GK, Del Mar CB ve ark. (2007) Long-term changes in management following n-of-1 trials of stimulants in attention-deficit/hyperactivity disorder. Eur J Clin Pharmacol, 63:985-989.
Özgüven E (1994) Psikolojik Testler. Yeni Doðuþ Matbaasý, Ankara.
Özusta Þ (1993) Çocuklar için durumluk ve sürekli kaygý envan-teri'nin uygulama, geçerlik ve güvenirlik çalýþmasý. Basýlmamýþ Yüksek Lisans Tezi. H.Ü. Sosyal Bilimler Enst. Ankara. Parker JD, Bond BJ, Reker DL ve ark. ( 2005) Use of Conners-Wells Adolescent Self-Report Scale (Short Form) with children. J Atten Disord, 8:188-194.
Romi S, Freund M (1999) Teachers', students' and parents' atti-tudes towards disruptive behavior problems in high school: A case study. Educational Psychology, 19:53-70.
Schrager DA, Gouvier WD (1999) Exploratory analysis of Conners-Wells self-report scale for identification of ADHD in a college population. Arch Clin Neuropsychol, 14:705.
Smith SR (2007) Making sense of multiple informants in child and adolescent psychopathology, J Psychoeduc Assess, 25:139-149.
Steer RA, Kumar G, Beck AT (2001) Use of the Conners-Wells' Adolescent Self-Report Scale: Short fom with psychiatric outpa-tients. J Psychopathol Behav Asssess, 23:231-239.
Stevens J (1996) Appied multivariate statistics for the social sci-ence (Third edition). New York: Lawrsci-ence Erlbaum Associates. Sümer N (2000) Yapýsal Eþitlik Modelleri: Temel Kavramlar ve Örnek Uygulamalar. Türk Psikoloji Yazýlarý, 3:49-74
Swartz SJ, Coatsworth JD, Pantin H ve ark. (2006) The role of ecodevelopmental context and self-concept in depressive and externalizing symptoms in Hispanic adolescents. Int J Behav Dev, 30:359-370.
Þahin NH, Þahin N (1991) Bir kültürde fonksiyonel olan tutum-lar bir baþka kültürde de öyle midir? Fonksiyonel olmayan tutumlar ölçeðinin psikometrik özellikleri. Psikoloji Dergisi‚ 26:30-40.
Þener Þ, Dereboy Ç, Dereboy ÝF ve ark. (1995) Conners öðret-men derecelendirme ölçeði türkçe uyarlamasý-1. Çocuk ve Gençlik Ruh Saðlýðý Dergisi, 2:131-141.
Þenol S (1997) Dikkat eksikliði yýkýcý davranýþ bozukluklarýnýn klinik özellikleri, ayný grup ve diðer DSM-IV tanýlarýyla birlikte-likleri, risklerin ve tedavi eðiliminin belirlenmesi. Yayýnlanmamýþ uzmanlýk tezi. Gazi Universitesi, Ankara. Þenol S (1998) Dikkat eksikliði/hiperaktivite bozukluðu. C. Güleç, E. Köroðlu (Eds.). Psikiyatri temel kitabý (1119-1130). Ankara: Hekimler Yayýn Birliði.
Þenol S, Þener Þ (1998) Dikkat eksikliði/hiperaktivite bozuk-luðu. Psikiyatri temel kitabý, C Güleç, E Köroðlu (Ed), Ankara : Hekimler Yayýn Birliði, s.1119-1130.
Tabachnick BG, Fidell LS (2001) Using multivariate statistics. 4. Baský, Boston, Allyn and Bacon.
Tetternborn M ark., (2010). The provision and pattern of ADHD services for children/adolescents in UK: Results from a nationwide survey. Clin Child Psychol Psychiatry, 13:287-304.
Thuppal M, Carlson G, Sprafkin J ve ark. (20002) Correspondence between adolescent report, parent report, and teacher report of manic symptoms. J Child Adolesc Psychopharmacol, 12:27-35.
Turgay A (2001) Dikkat eksikliði hiperaktivite bozukluðunda yaþam boyu deðiþim. Dikkat eksikliði hiperaktivite bozukluðu ve özgül öðrenme güçlüðü, A Soykan Aysev (Ed), Ankara: Ankara Universitesi Týp Fakültesi Çocuk Ruh Saðlýðý ve Hastalýklarý, s.sf. 111-132.
Verhultz FC, van der Ende J (1992) Agreement between par-ents' report and adolescpar-ents' self-reports of problem behavior. J Child Psychol Psychiatry, 33:1011-1023.
Wilens TE, McBurnett K, Bukstein O ve ark. (2006) Multisite controlled study of OROS methylphenidate in the treatment of adolescents with attention deficit hyperactivity disorder. Arch Pediatr Adolesc Med, 160:82-90.
Zukauskiene R, Pilkauskaite-Valickiene R, Malinauskiene O ve ark. (2004) Evauation of behavioral and emotional problems with the Child Behavior Checklist and Youth Self-Report scales: Cross-informant and longitudinal associations. Medicina, 40:169-177.
