Conners Öðretmen Dereceleme
Ölçeði-Yenilenmiþ/Uzun: Türk Çocuklarý için
Psikometrik Özelliklerinin Deðerlendirilmesi
*
Conner's Teachers Rating Scale/ Revised Long: Assessing the
Psychometric Characteristics of Turkish Children
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
SUMMARY
Objectives: This study is aimed to adapt Conner's
Teachers Rating Scale/ Revised Long (CTRS-RL) form to Turkish which is used to assess symptoms and treatment effects of Attention Deficit Hyperactivity Disorder (ADHD) in children/teens. Method: A Confirmatory
Factor Analysis-CFA was conducted on the data obtained by administering the CTRS-RL on teachers of 5.355 chil-dren of the 3-17 age group. The structural validity of the scale was also investigated with the CTRS-28 and the Revised Problem Behaviour Checklist (RPBC), and correla-tion between subscales. Comparison of known groups was also conducted alongside the assessment of rela-tions of the Depression Scale for Children to test concur-rent validity. The reliability of the scale were tested by internal consisitency coefficients and test-retest reliabil-ity. Results: CFA showed that the CTRS-RL structure
obtained from the Turkish children was consistent with an original scale excluding one item (Item 42) in a dif-ferent sub-scale. It was found that the relationship between the CTRS Long and Short forms were signifi-cant, the relation between the CRTRS-28 and the RPBC was of medium significance in general and that the scale discriminated between the diagnosed and non-diag-nosed groups. Reliability coefficients were quite satisfac-tory. Conclusion: The CTRS-RL Turkish form is a valid and
reliable scale for teachers to use to assess ADHD based on their judgements. However, it would be advanta-geous to conduct studies to ascertain the validity struc-ture to use on different types of ADHD and other psy-chiatric diagnosis groups.
Key Words: Attention deficit hyperactivity disorder,
Conner's teacher rating scale/ revised long, confirmatory factor analysis, validity, reliability.
ÖZET
Amaç: Bu çalýþmada, çocuklarda/gençlerde Dikkat
Eksikliði ve Hiperaktivite Bozukluðu (DEHB) belirtilerini ve uygulanan tedavinin ve/veya eðitimin etkilerini deðer-lendirmek amacýyla kullanýlan Conners Öðretmen Dereceleme Ölçeði-Yenilenmiþ/Uzun (CÖDÖ-Y/U) formu-nun Türkçe'ye uyarlanmasý amaçlanmýþtýr. Yöntem:
Aþamalý örnekleme yoluyla 3-17 yaþ aralýðýnda 5355 öðrencinin öðretmenlerinin CÖDÖ-Y/U'ya verdikleri yanýt-lardan elde edilen verilere Doðrulayýcý Faktör Analizi-DFA uygulanmýþtýr. Ölçeðin yapý geçerliði ayrýca alt ölçekler arasý korelasyonlar, CÖDÖ-28 ve Yenilenmiþ Problem Davranýþlar Kontrol Listesi-YPDKL ile iliþkilerinin hesaplan-masýnýn yaný sýra bilinen gruplarýn karþýlaþtýrýlmasýyla da incelenmiþtir. Eþzaman geçerliði, CÖDÖ-Y/U'nun Çocuklar için Depresyon Ölçeði ile iliþkileri yoluyla incelenmiþtir. CÖDÖ-Y/U'n güvenirliði iç tutarlýlýðýnýn ve test-tekrar test güvenirliðinin hesaplanmasýyla incelenmiþtir. Bulgular:
DFA, CÖDÖ-Y/U'nun Türk çocuklarýndan elde edilen yapýsýnýn, bir maddenin farklý bir alt ölçeðe yerleþmesinin dýþýnda özgün ölçek ile özdeþ olduðunu göstermiþtir. CÖDÖ-YU'nun CÖDÖ-28 ve YPDKL ile iliþkilerinin genel olarak orta düzeyde olduðu; ölçeðin tanýsý olan ve olmayan gruplarý ayýrt ettiði bulunmuþtur. Ýç tutarlýlýk ve test-tekrar test güvenirlik katsayýlarý doyurucu düzeyde bulunmuþtur. Sonuç: CÖDÖ-Y/U'nun Türkçe formunun
DEHB'nun deðerlendirilmesinde öðretmen görüþlerine dayalý olarak kullanýlabilecek geçerli ve güvenilir bir ölçek olduðu söylenebilir. Ancak, farklý DEHB tiplerinde ve fark-lý psikiyatrik taný gruplarýnda ölçeðin yapý geçerliðinin incelenmesinde yarar vardýr.
Anahtar Sözcükler: Dikkat eksikliði ve hiperaktivite
bozukluðu, Conners öðretmen dereceleme ölçeði-yenilenmiþ/uzun, doðrulayýcý faktör analizi, geçerlik, güvenirlik.
GÝRÝÞ
Dikkat Eksikliði/Hiperaktivite Bozukluðunun (DEHB), çocukluk çaðýnýn en sýk rastlanan bozuk-luklarýndan biri olduðu bilinmektedir. Klinik ortamlarda DEHB, DSM-IV taný ölçütlerine göre deðerlendirilmektedir. DSM-IV'ün yanýsýra, DEHB'yi belirlemek ve uygulanan tedavinin ve/veya eðitimin etkilerini belirlemek amacýyla kul-lanýlan pek çok ölçme aracý vardýr. Klinisyenler ve araþtýrmacýlar, DEHB'nin tanýlanmasýnda ve tedavisinde standart uygulama olanaðý tanýyan geçerli ve güvenilir öðretmen dereceleme ölçek-lerinin kullanýmýna önem vermektedirler.
Öðretmenler, çocuklarýn yaþamlarýnda anabalar-dan sonra ikinci önemli yetiþkinlerdir ve pek çok yetiþkin ile kýyaslandýklarýnda okul çaðý çocuklarýy-la daha çok etkileþimde bulumaktadýrçocuklarýy-lar. Öðret-menler, ayný zamanda oldukça yapýlandýrýlmýþ sýnýf ortamlarýnda ayný geliþimsel düzeyde olan çocuk-larý doðrudan gözleyerek ve etkileþerek onçocuk-larýn geliþimsel özellikleri, sosyal becerileri ve akranlar arasý etkileþimleri vb. gibi davranýþlarý arasýnda doðrudan kýyaslama yapabilirler (Edelbrock ve Achenbach 1984, Kaner ve Uçak-Çiçekçi 2000). Bu ve benzeri pek çok nedenle, öðretmen deðer-lendirmeleri önem taþýmaktadýr.
Öðretmen dereceleme ölçekleri, çocuklarýn akran-larýyla birlikte bulunduklarý çevredeki davranýþlarýný deðerlendirmede önemli bilgi kay-naðýdýrlar. Öðretmen dereceleme ölçekleri, çocuk-larýn okul ortamýndaki davranýþlarýyla ilgili bilgi vermesi nedeniyle pek çok problem davranýþlarýn yaný sýra DEHB'nin deðerlendirilmesinde ve tanýlanmasýnda önemlidir. Öðretmen dereceleme ölçeklerinin hiperaktif davranýþýn belirlenmesinde, anababalarýn deðerlendirmelerinden daha duyarlý olduðu bilinmektedir (Cordes ve McLaughlin 2004). Öðretmenler, diðer gözlemcilerden daha objektif olmamakla birlikte özellikle sorunlarý olan çocuklarýn tanýlanmasýnda ve onlara götürülecek hizmetlerin belirlenmesinde anahtar rol oynamak-tadýrlar (Cordes ve McLaughlin 2004, Kaner ve Uçak-Çiçekçi 2000).
Dereceleme ölçeklerinin, DEHB'nin tanýlanmasýn-da etkili olmasý ilk kez Conners'ýn öðretmen dere-celeme ölçeði yoluyla olmuþtur. Conners'ýn Öðret-men Dereceleme Ölçeði-CÖDÖ, 1960'lardan beri
yapýlan empirik çalýþmalarýn sonucudur (Conners ve ark. 1997, Cordes ve McLaughlin 2004). Ölçeðin ilk yayýnlandýðý 1960'lý yýllardan itibaren verilerin toplandýðý Kanada nüfusunun demografik özellik-lerinde önemli deðiþikliklerin olmasý nedeniyle eski normlarýn ihtiyacý karþýlamaktan uzaklaþmasý; araþtýrmacýlarýn amaçlarý doðrultusunda ölçeði deðiþtirmeleri nedeniyle içerik ve formatla ilgili farklýlaþmalarýn olmasý; yeni ve daha karmaþýk psikometrik analiz tekniklerinin ve DSM-IV (2001) gibi sýnýflama sistemlerinin geliþmiþ olmasý gibi nedenlerle, Conners ve ark. 1997 yýlýnda ölçeðin özelliklerini geliþtirerek gerekli deðiþiklikleri yap-mýþlardýr (Conners ve ark. 1997, Conners ve ark. 1998a, 1998b).
CÖDÖ'nün eski sürümleri pek çok farklý çok kültürlerde yaygýn olarak kullanýlmýþtýr. Örneðin, Arap Emirlikleri (Eapen ve Gururaj 2005), Bengaldeþ (Pal ve ark. 1999), Brezilya (Poeta ve Neto 2004), Hýrvatistan (Karlovic ve ark. 2005), Ýsrail (Gumpel ve ark. 1998), Ýsveç (Thorell ve ark. 2004), Ýsviçre (Westerlund ve ark. 2009) bunlardan bazýlarýdýr. Eski sürümleri kadar olmasa da CÖDÖ'nün yenilenmiþ uzun ve kýsa versiyonlarýn-dan da pek çok çalýþmada, özellikle DEHB olmak üzere pek çok problem alanýný belirlemek amacýyla yararlanýlmaktadýr (Örn., Arnold ve ark. 2005, Buckley ve ark. 2008, Deb ve ark. 2008, Escalona ve ark. 2001, Gudmundson ve Gudmundsdottir 2007, Hudziak ve ark. 2005, Pierrehumbert ve ark. 2006). Bu çalýþmalarýn çoðunda, CÖDÖ-Y/U'nun yardým-cý ölçekleri (DEHB Ýndeksi, Global Ýndeks, DSM-IV Ýndeksi) kullanýlmýþtýr. Ýngilizcenin dýþýnda ispanyolcaya ve fransýzcaya çevrilmiþ olan CÖDÖ-YU'nun psikometrik özelliklerinin yayýnlandýðý sadece üç çalýþma olduðu belirlenmiþtir. Bunlardan ilki CÖDÖ-Y/U'nun ispanyolca sürümüdür (Conners 2010) ve özgün ölçek gibi 59 maddeden ve ayný alt ölçeklerden ve yardýmcý ölçeklerden oluþmaktadýr. CÖDÖ-Y/U'nun ispanyolca sürümü-nün geçerlik ve güvenirlik çalýþmalarý yapýlmýþ ve normlarý oluþturulmuþtur. Ancak, el kitabý elde edilemediði için psikometrik özellikleriyle ilgili bil-gilere ulaþýlamamýþtýr. Ayný durum, CÖDÖ-Y/U'nun fransýzca versiyonu (Tordjman ve ark. 2007). için de geçerlidir. Diðer çalýþma ise Ýzlan-da'da Gudmundsson ve Gudmundsdottir'e (2007) aittir. Ýzlanda çalýþmasýnda, beþ alt ölçek (Biliþsel
Problemler/Dikkatsizlik, Sosyal Problemler, Kaygý-Utangaçlýk ve Mükemmelliyetçilik), özgün yapýla-rýný korumuþlar, iki alt ölçek (Karþý Gelme ve Hiperaktivite) ise birleþerek tek bir faktor olarak (Karþý Gelme- Hiperaktivite) olarak ortaya çýkmýþ; alt ölçeklerin alfa katsayýlarý 0.80 ve üzerinde bulunmuþtur (Gudmundson ve Gudmundsdottir 2007). Bunlarýn dýþýnda CÖDÖ-Y/U'nun geçerlik ve güvenirliði ile ilgili son derece sýnýrlý bilgilere ulaþýlmýþtýr. Bu bilgiler de ölçeðin tümüne deðil bazý alt ölçeklerine ve yardýmcý araçlarýna iliþkindir. Örneðin, Charach ve ark. (2009) ve Arnold ve ark. (2005), CÖDÖ-Y/U'nun DEHB olan ve olmayan çocuklarý ayýrt ettiðini bildirmiþtir. CÖDÖ-Y/U, üç çalýþmada (Buckley ve ark. 2008, Guerin ve ark. 2008, Robaey ve ark. 2007) DEHB'yi belirlemek amacýyla geliþtirilen iki ayrý ölçme aracýnýn benzer ölçek geçerliðini (yapý geçerliði) belirlemek için kullanýlmýþtýr. Pek çok çalýþmada ise CÖDÖ'nün yapý geçerliði, anne-baba ve öðretmen formlarý arasýndaki iliþki test edilerek incelenmiþtir (Örneðin, Deb ve ark. 2008, Cullion ve ark. 2009, Faries ve ark. 2001, Pablano ve Romero 2006, Pierrehumbert ve ark. 2006). CÖDÖ-Y/U'nun Cronbach alfa iç tutarlýlýk katsayýlarý ise sýnýrlý sayý-daki araþtýrmada bildirilmiþtir (Buckley ve ark. 2008, Montiel ve ark. 2008).
Ülkemizde, DEHB belirtilerini deðerlendirmek amacýyla geliþtirilmiþ (Öktem ve Baysal 1995) ya da uyarlanmýþ (Ercan ve ark. 2001, Dereboy ve ark. 1997, Dereboy ve ark. 2007, Þener ve ark. 1995) sadece üç ölçme aracý bulunmaktadýr. CÖDÖ-Y/U'nun ülkemize kazandýrýlmasýnýn pek çok yeni çalýþmaya öncülük edeceði ve DEHB konusunda alan yazýnýmýza katkýda bulunacaðý düþünülmekte-dir. Her ne kadar, pek çok araþtýrmada kullanýlmýþ olsa da, YCÖDÖ-Y/U'nun Batý kültürlerinden farklý bir kültür için uygunluðu ilk kez bu çalýþma ile incelenmiþ olacaktýr. Bu baðlamda çalýþmanýn amacý, CÖDÖ-Y/U formunun Türk kültürüne uyarlamasýný yaparak kullanýlabilirliðini incelemek-tir.
GEREÇ VE YÖNTEM Örneklem
Araþtýrmanýn evreni, Türkiye'de 3-17 yaþ arasý çocuklar ve gençlerdir. Bu çocuklarýn problem
alanlarýna iliþkin veri toplamak ve gözlem birimi olan öðretmenlere ulaþmak amacýyla çok aþamalý bir örnekleme kullanýlmýþtýr. Birinci aþamada coðrafi bölge (7 kategori) ve kalkýnmýþlýk düzeyi (2 kategori) ölçütlerine örneklemeye esas 14 tabaka oluþturulmuþtur. Tabakalardan üçünde il yer almadýðýndan sadece kalan 11 tabaka için her tabakadan bir il olmak üzere toplam 11 il (Bursa, Ýzmir, Adana, K. Maraþ, Ankara, Kýrýkkale, Düzce, Samsun, Erzurum, G. Antep, Þ. Urfa) yansýz olarak seçilmiþtir. Ýkinci aþamada, Ýl Milli Eðitim Müdürlükleri'nce her bir ilde beþ anaokulu, iki ilköðretim okulu ve iki lise belirlenmiþtir. Anaokullarýndan 3-5 yaþ için birer þube; ilköðretim okullarýndan 6-14 yaþ için sekiz sýnýfýn her birinden birer þube; liselerden 15-17 yaþ için üç sýnýftan birer þube okul yönetimlerince yansýz olarak seçilmiþlerdir. Üçüncü aþamada, öðretmenlerin yanlýlýðýný önlemek amacýyla, seçilen þubelerin öðrenci listelerinin ilk beþi ile son beþinde yer alan çocuklarýn öðretmenleri, gözlem birimi olarak ulaþýlan örneklemi oluþturmuþtur. Bu sürecin sonu-cunda, 3-17 yaþ arasý 5335 öðrencinin öðretmen-lerinden veri toplanmýþtýr. Öðrencilerin %49'u (N=2627) kýz, %51'i (N=2728) erkektir. Tüm grubun yaþ ortalamasý 10.80'dir (SS=3.68). Geçerlik çalýþmasý için ayrýca çocuk ruh saðlýðý kliniðinde DEHB tanýsý almýþ 77 çocuðun ve hiçbir tanýsý olmayan 100 çocuðun öðretmenlerinden de veri toplanmýþtýr.
Veri Toplama Araçlarý
Conners Öðretmen Dereceleme Ölçeði-Yenilenmiþ/Uzun-CÖDÖ-Y/U (Conners' Teacher Rating Scale- Revised/Long-CTRS-R/L) Conners ve ark. (1997, 1998a, 1998b) tarafýndan geliþtirilen ve 38 maddeden oluþan yenilenmiþ öðretmen for-munda altý alt ölçek bulunmaktadýr: Karþý Gelme/KG (6 madde), Biliþsel Problem-ler/Dikkatsizlik/BP/D (8 madde), Hiperaktivite/H (7 madde), Kaygý-Utangaçlýk/K-U (6 madde), Mükemmeliyetçilik/M (6 madde), Sosyal Prob-lemler/SP (5 madde). Yenilenmiþ CÖDÖ'nin hem uzun (38 madde) hem de kýsa (28 madde) versiyon-larý ve geliþtirilmiþ yeni normversiyon-larý bulunmaktadýr. 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. Yardýmcý ölçekler ile birlikte CÖDÖ-Y/U'daki madde sayýsý 59'a yük-selmektedir. DEHB riski altýnda olan çocuklarý deðerlendirmek amacýyla yeni geliþtirilmiþ olan DEHB Ýndeksi/DEHBÝ 12 maddeden oluþmak-tadýr. Genel psikopatolojiyi deðerlendirmeyi amaçlayan ve hiperaktif çocuklarý hiperaktif olmayanlardan baþarýyla ayýrt eden Conners Global Ýndeks, önceki versiyonlarýnda Hiperaktivite Ýndeksi (Hyperactivity Index) ya da Kýsaltýlmýþ Semptom Envanteri (Abbreviated Symptom Questionnaire) olarak bilinen ölçeklerden uyarlan-mýþtýr ve yeni bir puanlama sistemi vardýr. Global Ýndeks Huzursuzluk-Ýmpulsivite/CGÝ/H-Ý (7 madde), Duygusal Deðiþkenlik/CGÝ/DD (3 madde) ve Toplam-CGÝ/T olmak üzere iki kýsýmdan oluþ-maktadýr. DSM-IV Symptomlarý Ýndeksi ise üç kýsýmdan ve toplam 18 maddeden oluþmaktadýr: Dikkatsizlik/DSM-IV/D (9 madde), Hiperaktivite-Ýmpulsivite/ DSM-IV/H-Ý (9 madde), Toplam/ DSM-IV/T (Conners ve ark. 1997).
Öðretmenlerden, son bir ayý dikkate alarak çocuk-larýn/gençlerin davranýþlarýný deðerlendirmeleri 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 ölçekten yüksek puan almak, bireyin o alt ölçekteki prob-lemlere o kadar çok sahip olduðunu göstermekte-dir (Conners ve ark. 1997).
Conners'ýn (Conners 1997, Conners ve ark. 1997) çalýþmasýnda Doðrulayýcý Faktör Analizi sonucu elde edilen uyum indeksleri GFI: 0.85, AGFI: 0.82, RMS: 0.02'dir. Alt ölçekler arasý ortalama kore-lasyonlar erkekler için 0.36, kýzlar için 0.27'dir ve kýz ve erkeklerde benzer faktör yapýlarý olduðu bulunmuþtur. Kovacks'ýn Çocuklar için Depresyon Ölçeði toplam puaný ile korelasyonu 0.001 -0.67'dir. Tüm alt ölçekler, klinik taný almýþ grup ile tanýsý olmayan grubu birbirinden ayýrt edebilmek-tedir (Conners 2000, Maruish 2004). Özgün CÖDÖ-Y/U'nun Cronbach alfa iç tutarlýlýk kat-sayýlarý (0.80- 0.94) ve 6-8 hafta arayla yapýlan test tekrar test güvenirlik katsayýlarý (0.47- 0.88) oldukça doyurucudur (Conners ve ark. 1997).
Conners Öðretmen Dereceleme Ölçeði-28 (CÖDÖ-28): Conners öðretmen ölçeðinin önceki kýsa ver-siyonu olan CÖDÖ-28, öðretmenlerin, sýnýf içinde-ki davranýþlarýna iliþiçinde-kin gözlemlerine dayalý olarak öðrencilerinin davranýþlarýný deðerlendirmelerini saðlayan 28 maddelik bir ölçektir. Ülkemize uyarla-ma çalýþuyarla-malarý Dereboy ve ark. tarafýndan yapýlmýþtýr (Dereboy ve ark. 2007, Dereboy ve ark. 1997, Þener ve ark. 1995). Ankara ilindeki ilkokullardan 5-13 yaþ arasýndaki 738 kýz ve 795 erkek toplam 1539 öðrencinin öðretmenlerinin deðerlendirmelerinden elde edilen verilere uygu-lanan Temel Bileþenler Analizi sonucunda, CÖDÖ-28'in dört faktörlü bir yapýsý olduðu belirlenmiþ ve "Davraným/Hiperaktivite/Ataklýk", "Dikkat Eksik-liði/Öðrenme Güçlüðü", "Toplumsallaþmama" ve "Olgunlaþmama/Edilgenlik" olarak kavramsal-laþtýrýlmýþtýr. Ölçekte yer alan maddelerin madde-toplam korelasyonlarý 0.27 ile 0.74 arasýnda deðiþirken, ölçeðin tümünden elde edilen Cronbach alfa katsayýsý 0.95'dir. Dereboy ve ark. (2007), daha sonraki çalýþmalarýnda CÖDÖ-28'in Dikkat Eksikliði, Hiperaktivite/Ataklýk ve Karþý Gelme Bozukluðu olmak üzere üç faktörlü yapýya sahip olduðunu bildirmiþlerdir. Bu çalýþmada ölçeðin dört faktörlü yapýsý kullanýlmýþtýr.
CÖDÖ-28'deki ifadelere dörtlü likert tipi bir ölçek üzerinden yanýt verilmektedir. Cevap seçenekleri ve puanlama þöyledir: Hiçbir zaman, 0 puan; nadiren, 1 puan; sýklýkla, 2 puan; herzaman, 3 puan. Yüksek puan, belirtilerin yoðun olduðunu ifade etmektedir.
Yenilenmiþ Problem Davranýþ Kontrol Listesi (YPDKL): Quay ve Peterson (1996) tarafýndan çocuklardaki ve gençlerdeki problem davranýþlarý belirlemek amacýyla geliþtirilmiþ olan YPDK, anababa ve öðretmen gibi çocuða bakým veren ve/veya onu yakýndan tanýyan kiþilerin görüþlerine dayalýdýr. Altý faktörden (Davraným Bozukluðu-DB, Dikkat Problemleri/Toyluk-DP/T, Kaygý/Ýçe Kapanma-K/ÝK, Toplumsallaþmýþ Saldýrganlýk-TS, Motor Gerilim-MG ve Psikotik Davranýþ-PD) ve 89 maddeden oluþmaktadýr.
Türkiye'de Kaner ve ark. tarafýndan YPDKL için bir dizi uyarlama çalýþmasý yapýlmýþtýr (Kaner ve Uçak-Çiçekçi 2000, Kaner 2009). Son uyarlama çalýþmasýnda 5-17 yaþ arasýndaki çocuklarýn ve ergenlerin öðretmenlerinden (n=4818) ve
anne-babalarýndan (n=3849) olmak üzere, toplam 8667 kiþiden elde edilen verilere Doðrulayýcý Faktör Analizi uygulanmýþtýr. Doðrulayýcý Faktör Analizi sonrasýnda bazý maddeler elenmiþ ancak ölçeðin Türkçe formunda, özgün yapýdaki altý faktörün korunduðu gözlenmiþtir. Analiz sonucunda elde edilen uyum indeks deðerleri RMSEA= 0.085; RMR= 0.067; GFI= 0.70; AGFI=0.68; NFI=0.97; NNFI= 0.97; CFI= 097; IFI= 0.97'dir. YPDKL'nin Cronbach Alfa iç tutarlýlýk katsayýlarý 0.93-0.73 arasýnda deðiþmektedir. Test-tekrar test güvenirlik deðerleri ise 0.85- 0.91'dir (Kaner 2009).
YPDKL'ndeki maddeler üçlü likert tipi bir ölçek üzerinden deðerlendirilmektedir (0=problem deðil, 1=orta derecede problem, 2=aðýr derecede problem). YPDKL'nden yüksek puan almak, prob-lem davranýþlarýn yoðunluðunu ifade etmektedir. Çocuklar Ýçin Depresyon Ölçeði (ÇDÖ): Kovacks tarafýndan geliþtirilmiþ olan ÇDÖ, çocukluk depresyonunu belirlemede en çok kullanýlan ve pisikometrik özellikleri çok araþtýrýlmýþ ölçeklerden biridir. 6-17 yaþ çocuklarýn bildirimlerine dayalý 27 maddelik, 0-2 arasýnda puanlanan likert tipi bir ölçektir. Ölçekten yüksek puan almak, depres-yonun yogunluðuna iþaret etmektedir (Öy 1991). Ülkemiz için geçerlik ve güvenirlik çalýþmalarý Öy (1991) tarafýndan 9-15 yaþlarýnda 432 çocuktan elde edilen veriler ile yapýlmýþtýr. ÇDÖ, depresif çocuklar ile depresif olmayan çocuklarý ayýrt ede-bilen, test-tekrar test korelasyonu (0.80), Cronbach alfa katsayýlarý (0.77) Kabul edilir sýnýrlar içerisinde olan ve 9-15 yaþ grubundaki ülkemiz çocuklarýnda güvenle kullanýlabilecek bir ölçektir (Öy 1991). Özgün CÖDÖ-Y/U'un Türkçeleþtirme Ýþlemi. Çalýþmanýn ilk aþamasýnda CÖDÖ-Y/U, orijinal dile (Ýngilizce) ve hedef dile (Türkçe) hakim, biri ölçme ve deðerlendirme uzmaný, biri dil uzmaný, diðerleri de eðitimin ve psikolojinin çeþitli alan-larýnda çalýþan profesyonellerden oluþan bir ekip tarafýndan Türkçe'ye çevrilmiþtir. 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
YCADÖ-Y/U'nun altý faktörden oluþan özgün
fak-tör yapýsýnýn Türk kültüründe ne derece geçerli olduðu, bir baþka anlatýmla Türk çocuklarý için toplanan verilerle ne derece uyum gösterdiði Doðrulayýcý Faktör Analizi-DFA (Confirmatory Factor Analysis) ile incelenmiþtir. DFA'da, deðiþkenler arasýndaki iliþkiye dair daha önce belir-lenen bir hipotezin, teorinin ya da modelin sýnan-masý söz konusudur ve yapý geçerliðinin incelen-mesinde kullanýlan temel yöntemlerden biridir (Cole 1987, Kline 2000, Stevens 1996, Sümer 2000, Tabachnick ve Fidell 2001). DFA'da ölçeðin faktör yapýsýnýn (modelin) geçerliliðini deðerlendirmek için çok sayýda uyum indeksi kullanýlmaktadýr. Bunlar içinde en sýk kullanýlan beþi; 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'dür (Root Mean Square Error of Approximation, RMSEA).
Ölçek puanlarý ile benzer ve farklý özellikleri ölçen ölçeklerden elde edilen puanlar arasýndaki iliþkiler için Pearson korelasyon katsayýsý hesaplanmýþtýr. Ölçek puanlarýnýn iç tutarlýlýðý için Cronbach alpha ve Spearman-Brown iki yarý güvenirliði hesaplan-mýþtýr. Ayný çocuklardan iki farklý zamanda elde edilen puanlarýn test-tekrar test güvenilirliði için iki puan seti arasýndaki iliþkiler yine Pearson korelas-yon katsayýsý kullanýlarak incelenmiþtir. Ýki farklý gruptan elde edilen puanlar arasýndaki farklýlýk-larýn anlamlýlýðýný test etmek için ise t-testi kul-lanýlmýþtýr.
BULGULAR
A. Geçerlik Çalýþmalarý Yapý Geçerliði
CÖDÖ-Y/U'nun yapý geçerliði öncelikle Doðrulayýcý Faktör Analizi-DFA ile incelenmiþtir. DFA ile hesaplanan uyum indeksleri, ölçeðin özgün formunda yer alan faktöryel modelin Türk kültürü için ne derece geçerli olduðunu deðerlendirmede ölçüt olarak kullanýlmýþtýr. 3-17 yaþ arasý Türk çocuklarýndan elde edilen veriler üzerinden yapýlan birinci DFA sonuçlarý, Hiperaktivite ölçeðindeki 42. maddenin standardize katsayýsýnýn düþük
(<0.30) olduðu ve modifikasyon önerilerinde Sosyal Problemler alt ölçeði ile iliþkilendirilmesi durumunda model-veri uyumunda dikkate deðer bir artýþ olacaðý gözlenmiþtir. Uzman desteði alý-narak madde içeriði incelendiðinde anýlan mad-denin Sosyal Problemler alt ölçeðinde yer almasýnýn Türk kültürü açýsýndan daha uygun ola-caðý düþünülmüþ ve modelde bu yönde deðiþiklik yapýlmýþtýr Diðer alt ölçeklerde ise özgün yapýlar korunmuþtur. Oluþturulan yeni model için yapýlan ikinci DFA ile elde edilen uyum istatistikleri þun-lardýr: RMSEA=0.06, RMR=0.05, GFI=0.87, AGFI=0.85'dir. Maddelerin faktör standardize katsayýlarý (yük deðerleri) ise 0.33 ile 0.78 arasýnda deðiþmekte olup, tümü 0.001 düzeyinde anlamlýdýr. Madde analizi ile her bir maddenin kendi faktörü için düzeltilmiþ madde-toplam korelasyonlarý da hesaplanmýþtýr. Madde ayýrt edicilik düzeyi olarak da yorumlanan düzeltilmiþ madde-toplam kore-lasyonlarý Karþý Gelme için 0.59-0.70, Biliþsel Problemler-Toyluk için 0.54-0.75, Hiperaktivite için 0.46-0.73, Kaygý-Utangaçlýk için 0.31-0.56, Mükemmellliyetçilik için 0.46-0.70, Sosyal Problemler için 0.56-0.65 arasýnda deðiþmektedir. Bir ölçeðin yapý geçerliði, o ölçeði oluþturan alt ölçekler arasý korelasyonlarýn hesaplanmasý yoluyla da incelenmektedir. Bu amaçla, CÖDÖ-Y/U'nun alt ölçekler arasýndaki korelasyonlar hesaplanmýþ ve sonuçlar Tablo 1'de verilmiþtir.
Tablo 1'de görüldüðü gibi tüm alt ölçekler arasý korelasyonlar anlamlýdýr. Ancak, alt ölçek puanlarý arasýnda sadece Biliþsel Problemler-Dikkatsizlik ile Sosyal Problemler arasýnda yüksek düzeyde korelasyon (0.72) hesaplanmýþtýr. Bunun dýþýndaki korelasyonlar 0.03 ile 0.43 arasýnda deðiþmektedir.
Yapý geçerliði için ayrýca CÖDÖ-Y/U'nun Conners Öðretmen Dereceleme Ölçeði-28 (CÖDÖ-28) ve Yenilenmiþ Problem Davranýþ Kontrol Listesi (YPDKL) arasýndaki iliþkiler incelenmiþ ve bulgu-lar Tablo 2'de verilmiþtir.
CÖDÖ-Y/U ile CÖDÖ-28 arasýndaki korelasyon-lar incelendiðinde (Tablo 2), CÖDÖ-28 ile iliþki-lerinin 0.02- 0.85 arasýnda deðiþtiði; en yüksek iliþk-ilerin sýrasýyla Hiperaktivite ile Davraným/Hiperaktivite/Ataklýk (0.85), Karþý Gelme ile Davraným/Hiperaktivite/Ataklýk (0.84), Sosyal Problemler ile Dikkat Eksikliði/Öðrenme Güçlüðü (0.82), Biliþsel Problemler/Dikkatsizlik ile Dikkat Eksikliði/Öðrenme Güçlüðü (0.80), Karþý Gelme ile Toplumsallaþma (0.74) arasýnda olduðu gözlenmektedir.
CÖDÖ-Y/U ve YPDKL arasýndaki iliþkiye bakýldýðýnda bu iliþkilerin 0.01 ile 0.87 arasýnda deðiþtiði; en yüksek korelasyonlarýn Sosyal Problemler ile Dikkat Problemleri-Toyluk (0.87), Sosyal Problemler ile Psikotik Davranýþ (0.87), Biliþsel Problemler-Dikkatsizlik ile Dikkat Problemleri-Toyluk (0.86), Biliþsel Problemler-Dikkatsizlik ile Psikotik Davranýþ (0.84), Hiperaktivite ile Motor Gerilim (0.83), Karþý Gelme ile Davraným Bozukluðu (0.76) arasýnda olduðu saptanmýþtýr. Toplumsallaþmýþ Saldýrganlýk ise CÖDÖ-Y/U'nun hiçbir alt ölçeði ile anlamlý korelasyon vermemiþtir.
CÖDÖ-Y/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
Tablo 1. CÖDÖ-Y:U alt ölçekleri arasýndaki korelasyonlar (N=5355)
Alt ölçekler BP/D K-U M SP H
KG 0.33** -0.03* -0.05* 0.35** 0.37**
BP/D 0.11** -0.33** 0.72** 0.43**
K-U 0.42** 0.21** -0.04*
M 0.18** -0.09**
SP 0.37**
** P<0.05, ** P< 0.01 BP/D: Biliþsel Problemler/Dikkatsizlik, K-U: Kaygý-Utangaçlýk, M:Mükemmeliyetçilik, SP: Sosyal Problemler, H: Hiperaktivite..
t-testi test edilmiþ ve sonuçlarý Tablo 3'de verilmiþir. Tablo 3'de görüldüðü gibi Kaygý-Utangaçlýk alt ölçeði dýþýnda tüm alt ölçekler DEHB olan çocuk-lar ile DEHB olmayan çocukçocuk-larý ayýrt etmektedir. DEHB olan klinik grubun Karþý Gelme, Biliþsel Problemler-Dikkatsizlik, Hiperaktivite ve Sosyal Problemler alt ölçek puan ortalamalarý, tanýsý olmayan grubun puan ortalamalarýndan anlamlý olarak daha yüksektir. Mükemmeliyetçilik alt ölçeðinde ise aksi yönde bulgu elde edilmiþtir. Bu alt ölçekte DEHB olan grubun puan ortalamalarý, hiçbir tanýsý olmayan grubun puan ortalamalarýn-dan anlamlý olarak fazladýr.
Ölçüte Dayalý Geçerlik
CÖDÖ-Y/U'nun geçerliði için ölçek puanlarý ile ölçüt olarak alýnan Çocuklar için Depresyon Ölçeði-ÇDÖ puanlarý arasýndaki korelasyonlar hesaplanmýþtýr (Tablo 2). CÖDÖ-Y/U'nun alt ölçekleri ile ÇDÖ arasýnda hesaplanan korelas-yonlar 0.29 ile 0.34 (p<.01) arasýnda deðiþmekte-dir.
B. Güvenirlik Çalýþmalarý
CÖDÖ-Y/U'nun güvenirliðini belirlemek amacýyla aracýn iç tutarlýlýðý Cronbach Alfa ve Spearman-Brown iki yarý güvenirlik katsayýsýyla incelenmiþtir. Ayrýca, aracýn ne derece tutarlý ölçüm yaptýðýný
belirlemek için test-yeniden test güvenirliði de hesaplanmýþtýr. CÖDÖ-Y/U alt ölçeklerinin Cronbach alfa, Spearman-Brown iki yarý ve test-yeniden test güvenirlik deðerleri Tablo 4'de veril-miþtir.
CÖDÖ-Y/U puanlarýndan elde edilen Cronbach alfa katsayýlarý 0.72-0.90'dýr. Spearman-Brown iki yarý güvenirlik katsayýlarý 0.76 ile 0.91 arasýndadýr. Test-yeniden test güvenirliði için CÖDÖ-Y/U, 72 çocuðun öðretmenlerine sekiz hafta ara ile ikiþer kez verilmiþtir. Ýki puan seti arasýnda hesaplanan test-yeniden test güvenirlik katsayýlarý, 0.49-0.99 arasýnda deðiþmektedir (Tablo 4).
Öðrencilerin CÖDÖ-Y/U'nun ölçek puanlarýnýn ortalama ve standart sapma deðerleri yaþ grubuna ve cinsiyete göre Tablo 5'de verilmiþtir.
TARTIÞMA
Bu çalýþmada, CÖDÖ-Y/U'nun Türk kültürüne uyarlamasý amaçlanmýþtýr. Bu amaçla, ülke çapýnda çok büyük ve temsil edici bir örneklemden veri toplanmýþtýr. Bu çalýþmada çeþitli geçerlik ve güvenirlik çalýþmalarý yapýlmýþtýr. Ölçeðin faktör yapýsýný incelemek için öncelikle DFA uygulanmýþ; daha sonra alt ölçekler arasý korelasyonlar hesa-planmýþ; CÖDÖ-28, YPDKL ve ÇDÖ ile iliþkileri incelenmiþ, madde-toplam korelasyonlarý yoluyla madde analizi yapýlmýþ ve bilinen gruplar arasý kýyaslamalar test edilmiþtir. CÖDÖ-Y/U'nun
Tablo 2. CÖDÖ-Y/U ile CÖDÖ-28, YPDKL ve ÇDÖ arasýndaki korelasyonlar
CADÖ-Y/U CTRS-28 YPDKL ÇDÖ N=78 N=43 N=108 DHA DÖG T OE DB TS DP/T K/ÝK PD MG KG 0.84** 0.17* 0.74** 0.24** 0.74** 0.24 0.12 0.08 0.23 0.30* .31** BP-D 0.24** 0. 80** 0.03 -0.20** 0.28 0.03 0.86** 0.53** 0.84** 0.39** .31** H 0.85** 0.09 0.56** 0.27** 0.50** 0.20 0.30 0.10 0.38* 0.83** .29** K-U -0.30** 0.31** -0.20** 0.18* 0.28 0.29 -0.02 0.36* -0.04 0.28 .32** M 0.02 -0.10 0.15* 0.56** 0.13 0.23 -0.17 -0.05 -0.06 0.13 .34** SP 0.20** 0.82** 0.02 -0.13 0.47** 0.01 0.87** 0.53** 0.87** 0.54** .32** * p< .05 ** p< .010, CÖDÖ-28: Conners Öðretmen Dereceleme Ölçeði-28; DHA: Davraným/Hiperaktivite/Ataklýk; DÖG: Dikkat Eksikliði/Öðrenme Güçlüðü; T: Toplumsallaþma; OE: Olgunlaþmama/Edilginlik; YPDK/ Yenilenmiþ Problem Davranýþ Kontrol Listesi; DBHÝ: Davraným Bozukluðu Huzursuzluk Ýmpulsivite; KÝKDT: Kaygý Ýçe Kapanma Dikkatsizlik Toyluk; TS: Toplumsallaþmýþ Saldýrganlýk; ÇDÖ: Çocuk-lar için Depresyon Ölçeði.
güvenirliði için ise iç tutarlýlýk ve test-tekrar test güvenirlik katsayýlarý hesaplanmýþtýr.
CÖDÖ'nün önceki versiyonu olan CÖDÖ-28'in factor yapýsýnýn Avustralya, Yeni Zelanda, ABD ve Türkiye gibi ülkelerde incelendiði çalýþma sonuçlarýna göre faktörlerin ortaya çýkýþ sýrasýna ve faktörlerin kavramsallaþtýrýlmasýna göre farklýlýklar olduðu; Davraným Bozukluðu faktöründe genel bir anlaþma olsa da Hiperaktivite faktörünün genel olarak Hiperaktivite ve Dikkatsizlik olarak ayrýldýðý; Antisosyal Davranýþlarýn, Davraným Bozukluðu'ndan ayrý bir faktör olarak ortaya çýk-masýyla ilgili sorunlar olduðu gözlenmiþtir (Conners 1989, Dereboy ve ark. 1997, Þener ve ark. 1995). Bu çalýþmada, her ne kadar CÖDÖ'nün yenilenmiþ formu kullanýlmýþ olsa da çok farklý sonuçlara ulaþýlmýþtýr. CÖDÖ-Y/U Türkçe for-mundan elde edilen verilere uygulanan DFA, özgün ölçekte Hiperaktivite alt ölçeðinde yer alan
42. maddenin, bir diðer alt ölçekte (Sosyal Problemler) yer almasýnýn daha uygun olduðunu göstermiþtir. Bu maddenin dýþýnda CÖDÖ-Y/U'nun Türkçe formun faktör yapýlarý ve içerdik-leri maddeler, özgün ölçek ile özdeþ bulunmuþtur. Alan yazýnda, GFI deðerinin 0.85'ten, AGFI deðerinin 0.80'den yüksek ve RMSEA ve RMR deðerlerinin ise 0.10'dan düþük çýkmasý modelin gerçek verilerle uyumu için birer ölçüt olarak kabul edilmektedir (Anderson ve Gerbing 1984, Cole 1987, Marsh ve ark. 1988). Analiz sonucu elde edilen uyum indeks deðerleri (RMSEA= 0.06; RMR= 0.05; GFI= 0.87; AGFI= 0.85), benimse-nen ölçütleri karþýlamaktadýr. Bu çalýþmada, hesap-lanan uyum istatistiklerinin yukarýda belirtilen ölçütleri karþýladýðý dikkate alýndýðýnda, CÖDÖ-Y/U'nun altý faktörlü yapýsýnýn Türk kültüründe de kullanýlabilir, geçerli bir model olduðu söylenebilir. Elde edilen uyum indeks deðerleri Conners'ýn (Conners ve ark. 1997, Conners ve ark. 1998a,
Tablo 4. CÖDÖ-Y/U alt ölçek puanlarýnýn cronbach alfa iç tutarlýlýk ve test-tekrar test güvenilirlik katsayýlarý
Güvenirlik KG BP-D H K-U M SP
Alfa (n=5355) 0.83 0.90 0.86 0.72 0.83 0.83
Iki yarý (n=5355) 0.85 0.91 0.85 0.76 0.83 0.78
Test-tekrar-test (n=72) 0.75 0.86 0.79 0.61 0.49 0.99
BP/D: Biliþsel Problemler/Dikkatsizlik, K-U: Kaygý-Utangaçlýk, M:Mükemmeliyetçilik, SP: Sosyal Problemler, H: Hiperaktivite. ** p< .001
Tablo 3. Tanýsý olan ve olmayan çocuklarýn CÖDÖ-Y/U'dan aldýklarý puanlarýn ortalamalarý, standart sapmalarý ve T-Testi sonuçlarý
Tanýsý olmayan Tanýsý olan
N= 100 N=77 t Ölçek X SS X SS KG 2.33 3.00 6.26 4.64 6.82**-BP-D 5.18 5.64 14.42 5.41 11.00** H 3.67 3.47 11.35 4.70 12.50** K-U 6.14 3.43 6.13 3.61 0.02 M 6.38 4.16 3.00 2.80 6.14** SP 2.35 3.03 7.78 4.72 9.29**
Tablo 5. Yaþ ve cinsiyete göre YCÖDÖ/TF alt ölçeklerinden alýnan puanlarýn ortalamalarý (standart sapmalarý)
Yaþ Cinsiyet KG BP-D H K-U M SP
3-5 K 2.34 3.19 3.54 6.43 5.69 2.28 (2.72) (3.65) (3.72) (3.44) (4.02) (2.80) E 2.81 4.14 5.19 6.08 4.56 2.41 (3.11) (4.44) (4.63) (3.43) (3.97) (2.88) T 2.58 3.67 4.39 6.25 5.10 2.34 (2.93) (4.10) (4.28) (3.43) (4.02) (2.84) 6-8 K 1.51 3.01 3.21 6.93 7.09 1.82 (2.26) (3.96) (3.44) (3.58) (4.20) (2.62) E 2.43 4.49 5.61 5.92 5.60 2.56 (3.03) (4.90) (4.68) (3.39) (4.30) (3.18) T 1.99 3.78 4.47 6.39 6.30 2.20 (2.73) (4.53) (4.30) (3.51) (4.31) (2.95) 9-11 K 1.70 4.93 3.31 7.21 7.37 2.55 (2.52) (5.72) (3.48) (3.81) (4.26) (3.45) E 2.30 6.05 4.92 5.82 5.22 3.17 (3.02) (6.23) (4.31) (3.53) (4.17) (3.68) T 2.00 5.49 4.11 6.50 6.28 2.86 (2.79) (6.00) (4.00) (3.73) (4.35) (3.58) 12-14 K 1.50 4.57 2.71 7.41 6.92 2.77 (2.21) (4.88) (2.85) (3.55) (4.30) (3.32) E 2.42 6.58 4.48 5.62 4.94 3.12 (3.13) (6.08) (4.18) (3.17) (3.87) (3.42) T 1.97 5.61 3.62 6.47 5.89 2.94 (2.76) (5.62) (3.70) (3.47) (4.19) (3.37) 15-17 K 1.68 3.30 6.97 6.99 2.27 2.54 (2.59) (3.61) (2.94) (3.43) (4.12) (2.86) E 1.87 4.41 3.17 5.72 5.79 2.64 (2.56) (2.29) (3.11) (2.96) (3.68) (2.80) T 1.77 3.81 2.83 6.38 6.43 2.43 (2.57) (3.97) (3.03) (3.28) (3.95) (2.83) Toplam K 1.64 3.89 3.05 7.07 7.02 2.30 (2.41) (4.69) (3.29) (3.61) (4.22) (3.07) E 2.33 5.28 4.82 5.81 5.32 2.83 (2.99) (5.50) (4.35) (3.33) (4.08) (3.31) ** p< .001
1998b) deðerleriyle (GFI= 0.83, AGFI= 0.85, RMS= 0.02) oldukça benzeþiktir.
Alan yazýnda farklý bir kültürde CÖDÖ-Y/U'nun faktör yapýsýný inceleyen ulaþýlabilen tek çalýþma Gudmundson ve Gudmundsdottir'e (2007) aittir. Ýzlanda'da yapýlan bu çalýþmada 8-9 yaþýnda 182 çocuðun öðretmeninden toplanan verilere Temel Bileþenler Analizi-TBA uygulanmýþ ve analiz sonu-cunda, 38 maddenin toplam varyansýn %57.8'ini açýklayan beþ faktorde kümelendiði; dört faktörün ve içerdikleri maddelerin (Biliþsel Problemler/-Dikkatsizlik, Kaygý-Utangaçlýk, Mükemmeliyetçilik ve Sosyal Problemler) özgün ölçek ile özdeþ olduðu; ancak özgün ölçekteki Karþý Gelme ve Hiperaktivite alt ölçeklerinin bu çalýþmada bir-leþerek ve Kaygý-Utangaçlýk alt ölçeðinden de bir maddeyi (51. madde) alarak tek bir faktor oluþtur-duklarý bulunmuþtur. Belki de, kullanýlan analiz-lerin farklý oluþu bu farklýlýklara neden olmaktadýr. Gudmundson ve Gudmundsdottir'in (2007), TBA yerine DFA yapmýþ olsalardý nasýl bir sonuca ulaþa-caklarýný ya da 8-9 yaþýndaki Türk çocuklarýndan elde edilen verilere TBA yapmýþ olsaydýk nasýl bir faktör yapýsýna ulaþacaðýmýzý bilemiyoruz. Bulgulardaki farklýlýðýn bir diðer nedeni de örnek-lemler ile ilgili olabilir. Türkiye ve Ýzlanda'da yürütülen çalýþmalarda kullanýlan örneklemlerin özellikleri de önemlidir. Türkiye çalýþmasýnda tüm ülkeyi temsil edecek 3-17 yaþlarýndaki çocuklarýn öðretmenlerini içeren büyük bir örneklemden veri toplanmýþken, Ýzlanda örneklemi sadece 8-9 yaþýn-da 182 öðrencinin öðretmeninin görüþlerine yaþýn- daya-lýdýr. Bu yöntem farklýlýklarý nedeniyle, Türkiye ve Ýzlanda'da yapýlan bu iki çalýþmanýn sonuçlarýndaki farklýlýðý farklý kültürel yapýlara baðlamak pek olasý görünmemektedir.
CÖDÖ-Y/U alt ölçeklerinin madde-toplam kore-lasyonlarý 0.31-0.75 arasýnda deðiþmektedir. Madde-toplam korelasyonunu 0.20 ve üzerinde olmasý, o maddenin toplam puana önemli katkýda bulunduðunu ve maddenin ayýrt edicilik gücünün yüksek olduðunu ifade etmektedir (Ebel 1965, Özgüven 1994). Bu durumda, CADÖ-Y/U'un mad-delerinin ayýrt edicilik düzeyinin yüksek olduðu ifade edilebilir.
CÖDÖ-Y/U'nun faktörleri arasýndaki iliþkiler ince-lendiðinde, yüksekten düþüðe doðru tüm
korelas-yonlarýn anlamlý olduðunu görmekteyiz. Çok düþük korelasyonlarýn bile anlamlý bulunmasýnýn örnek-lem büyüklüðü ile iliþkili olduðu düþünülmektedir. Bu deðerler Conners çalýþmasýnda kýzlar için -0.01-0.54, erkekler için -0.01-0.63'dir, Gudmundson ve Gudmundsdottir (2007) çalýþmasýnda ise 0.10-0.47'dir. Türkiye çalýþmasýnda, en yüksek korelas-yon Biliþsel Problemler-Dikkatsizlik ile Sosyal Problemler arasýndadýr (0.72). Bu deðerler, Conners'ýn (Conners ve ark. 1998a, Conners 1997) çalýþmasýnda (kýzlar için 0.50, erkekler için 0.54) ve Gudmundson ve Gudmundsdottir'in (2007) çalýþ-masýnda elde edilen deðerlerden (0.39) daha yük-sektir. Bu bulgu, Türk çocuklarýn öðrenmeyle ilgili güçlüklerinin arkadaþ iliþkilerini olumsuz etki-lediðini ortaya koymaktadýr. Orta düzeyde kore-lasyonlar ise Biliþsel Problemler/Dikkatsizlik ile Hiperaktivite (0.43), Kaygý/Utangaçlýk ile Mükem-meliyetçilik (0.42), Kaygý/Utangaçlýk ile Hiperaktivite (0.37), Biliþsel Problemler/-Dikkatsizlik ile Sosyal Problemler (0.35), Biliþsel Problemler/Dikkatsizlik ile Karþý Gelme (0.33), Biliþsel Problemler/Dikkatsizlik ile Mükemme-liyetçilik (-0.33) arasýndadýr. Conners ve ark. (1997, 1998a, 1998b) ve Gudmundson ve Gudmun-dsdottir'de (2007) bu faktörler arasýnda orta düzeyde iliþkiler bildirmiþlerdir. Bu durumda, üç kültür için CÖDÖ-Y/U alt ölçekler arasýnda hesap-lanan korelasyon katsayýlarýnýn benzer olduðu söylenebilir. Bazý alt ölçekler arasýnda hesaplanan korelasyon katsayýlarý görece düþük olsa da ulaþýlan bu bulgular, dikkat eksikliði ve hiperaktivitenin karþý gelme, davraným bozukluðu, biliþsel ve öðren-me bozukluklarý, kaygý, depresyon, içe kapanma, sosyal problemler ve obsesif kompulsif bozukluk ile taný biniþikliði olduðunu gösteren alanyazýn bulgu-larýyla da genel olarak tutarlý görünmektedir (Conners ve ark. 1997, Conners ve ark. 1998a, 1998b, Ercan ve Aydýn 1999, Lyman 2002, Molina ve ark. 2001, Souza ve ark. 2004).
CÖDÖ-Y/U'nun, yapý geçerliði, önceki form olan CÖDÖ-28 arasýndaki iliþkiler yoluyla incelenmiþ ve en yüksek iliþkilerin sýrasýyla Hiperaktivite ile Davraným/Hiperaktivite/Ataklýk (0.85), Karþý Gelme ile Davraným/Hiperaktivite/Ataklýk (0.84), Sosyal Problemler ile Dikkat Eksikliði/Öðrenme Güçlüðü (0.82), Biliþsel Problemler/Dikkatsizlik ile Dikkat Eksikliði/Öðrenme Güçlüðü (0.80), Karþý
Gelme ile Toplumsallaþma (0.74) arasýnda olduðu bulunmuþtur. Bulgular, en yüksek korelasyonlarýn öncelikle dýþa yönelim ölçekleri arasýnda olduðunu, bunu öðrenme güçlükleri, sosyal problemler ve biliþsel ve dikkat sorunlarý arasýndaki iliþkilerin izlediðini ortaya koymaktadýr. Conners (1997) ise CÖDÖ-Y/U'nun CÖDÖ-39 ile iliþkisini incelemiþ ve týpký bizim bulgularýmýzla tutarlý þekilde dýþa yönelik ölçekleri arasýnda en yüksek iliþkilerin olduðunu bildirmiþtir. Örneðin Karþý Gelme ile Davraným Problemleri arasýnda 0.88, Hiperaktivite ve Hiperaktivite arasýnda 0.83, Karþý Gelme ve Hiperaktivite arasýnda da 0.80 korelasyon vardýr. CÖDÖ-Y/U'nun Yenilenmiþ Problem Davranýþ Kontrol Listesi (YPDKL) arasýndaki iliþkiler ince-lendiðinde ise CÖDÖ-Y/U'un Sosyal Problemler alt ölçeðinin YPDKL'nin Dikkat Problemleri/-Toyluk ve Psikotik Davranýþ alt ölçekleriyle (0.87 ve 0.87) iliþkisinin yüksek olduðunu görmekteyiz. Bu bulgu hem içe yönelim hem de dýþa yönelim sorun-larýnýn sosyal iliþkilerde güçlüklere yol açtýðýný göstermektedir. Yine YPDKL'nin Dikkat Problem-leri/Toyluk ve Psikotik Davranýþ alt ölçekleri CÖDÖ-Y/U'un Biliþsel Problemler-Dikkatsizlik alt ölçeði ile yüksek iliþki vermiþtir (0.86 ve 0.84). Aþýrý hareketliliði deðerlendiren iki alt ölçek arasýndaki iliþki ise 0.83'dür. Görüldüðü gibi bulgular davraným bozukluðu, karþý gelme, hiperaktivite, dikkat sorunlarý, sosyal sorunlar gibi problem alan-larý arasýndaki iliþkilerin daha yoðun olduðu yönündedir ve alan yazýn doðrultusundadýr (Ercan ve Aydýn 1999, Erman ve ark. 1999, Fantuzzo ve ark. 2001, Miller ve ark. 1997). YPDKL'nin son alt ölçeði olan ve daha çok baþkalarýyla birlikte suç iþlemeye yönelik maddelerden oluþan Toplum-sallaþmýþ Saldýrganlýk ise CÖDÖ-Y/U'nun hiç bir alt ölçeði ile anlamlý korelasyon vermemiþtir. Bu sonuç, ölçeklerde yer alan maddelerin ölçtükleri özellik bakýmýndan birbirlerinden ayrýþmalarýna baðlanabilir. Bu geçerlik çalýþmasý, küçük bir grup üzerinde yapýlmýþtýr (n=43). Daha büyük gruplar ile bu çalýþmanýn yinelenmesinde yarar vardýr. CÖDÖ-Y/U'nun bilinen gruplarýn karþýlaþtýrýlmasý-na dayalý yapý geçerliði ile ilgili bulgularýkarþýlaþtýrýlmasý-na göre DEHB olan grubun Mükemmelliyetçilik ve Kaygý-Utangaçlýk alt ölçeði dýþýndaki ölçeklerden aldýk-larý puanaldýk-larýn ortalamaaldýk-larý, DEHB olmayan grubunkinden daha yüksektir. Bu durumda, DEHB
olan çocuklarýn, karþýlaþtýrma grubuna gore dikkat-sizlik, aþýrý hareketlilik, karþý gelme ve sosyal prob-lemler gibi güçlükleri daha çok yaþadýklarý söylenebilir. Bu bulgu, pek çok alan yazýn bulgusu ile tutarlýlýk göstermektedir. Örneðin, Conners ölçeklerinin yenilenmiþ uzun (Arnold ve ark. 2005, Charach ve ark. 2009) ve kýsa versiyonlarýný (Gau ve ark. 2006) kullanan çalýþmalar aracýn iki grubu birbirinden ayýrt etme özeliðine sahip olduðunu ortaya koymaktadýr. Ölçeðin eski versiyonlarýyla ilgili sonuçlar da benzer yöndedir (Adams ve ark. 1998, Miller ve ark. 1997).
Diðer alt ölçeklerin aksine mükemmelliyetçilik alt ölçeðinde DEHB olan grup kontrol grubuna gore anlamlý olarak daha düþük puan almýþtýr. Bir diðer deyiþle, DEHB olan grup, DEHB olmayan gruba göre daha çok takýntýlý davranýþlar gösterdiklerini bildirmiþlerdir. Conners'da benzer sonuç bildir-miþtir. Conners ve ark.’nýn da (1998a, 1998b) ifade ettikleri gibi Mükemmeliyetçilik alt ölçeði, Obsesif Kompulsif Bozukluk (OKB) taný ölçütlerinin tümünü karþýlamamaktadýr. Her ne kadar OKB'nin, DEHB ile taný biniþikliði olduðuna ve OKB'lilerde de dikkatsizlik ile ilgili sorunlar olmasýna dair bulgular olsa da (Masi ve ark. 2005), bu iki tabloda dikkatsizliðe neden olan biliþsel süreçlerin farklý olduðu da bilinmektedir (Conners ve ark. 1998a, 1998b). Ayrýca, DEHB ile OKB bir-likteliði daha çok erkek çocuklarda ve erken baþlangýçlý OKB’de daha çok gözlenmektedir. Masi ve ark. 2005). DEHB ile OKB taný biniþikliðinin farklý geliþimsel dönemler boyunca kýz ve erkek çocuklardaki görünümünün incelenmesinde yarar vardýr.
Kaygý-Utangaçlýk alt ölçeðinde DEHB olan ve olmayan gruplar arasýnda anlamlý farklýlýklar çýk-mamasý ise beklenen bir sonuç deðildir. Genel olarak alan yazýn kaygý bozukluklarýnýn ve depres-yonun DEHB'ye eþlik ettiðini göstermektedir (Biederman ve ark. 2005, Blackman ve ark. 2005, McGillivray ve Baker 2009, Mikami ve ark. 2011). Ayrýca, kaygý ve depresyonun DEHB'nin daha çok dikkatsizliðin hakim olduðu tipiyle iliþkili olduðu da bilinmektedir (Adewuya ve Famuwiya 2007, Mayes ve ark. 2009). Alan yazýn bulgularý ve bu çalýþ-madan elde edilen özellikle bu son iki bulgumuz, bazý semptomlarýn ADHD'nin tipine, içinde bulunulan geliþim dönemine ve cinsiyete özgü
ola-bileceðini akla getirmektedir. Bu nedenle, CÖDÖ-Y/U'nun alt ölçeklerinden alýnan puanlarýn farklý taný gruplarýný da içerek þekilde yaþ ve cinsiyet açýsýndan incelenmesinde yarar vardýr.
CÖDÖ-Y/U ile geçerlik için ölçüt alýnan ÇDÖ arasýndaki korelasyonlar 0.29- 0.34 arasýnda ve anlamlýdýr. Conners'da (1997), CÖDÖ-Y/U'nun ayný ölçek ile iliþkisini incelemiþ ve anlamlý iliþki vermeyen mükemmelliyetçilik alt ölçeði dýþýnda bu iki ölçek arasýndaki korelasyonlarýn 0.41-0.67 arasýnda deðiþtiðini bulmuþtur. Her ne kadar Conners'ýn deðerleri daha yüksek olsa da bu sonuçlar yine DEHB'ye sýklýkla depresyon ve kaygýnýn eþlik ettiðini gösteren alanyazýn bulgu-larýný desteklemektedir (Biederman ve ark. 2005, Blackman ve ark. 2005, Conners ve ark. 1997, McGillivray 2009, Mikami ve ark.).
CÖDÖ-Y/U'nun alfa (0.72-0.90) ve iki-yarým güvenirlik (0.76-0.91) katsayýlarý oldukça yüksektir. CÖDÖ-Y/U'nun zaman içerisinde ne kadar tutarlý ölçüm yaptýðýný gösteren katsayýlar ise görece düþüktür (0.49-0.99). Bu farklýlýðýn, test-tekrar test ve iç tutarlýlýk analizlerinin yapýldýðý gruplarýn büyüklük farkýndan kaynaklandýðýný düþünebiliriz (sýrasýyla n=5355 ve n=72). Conners'ýn (1997) ulaþtýðý alfa deðerleri daha yüksektir (0.80-0.94);
test-tekrar test güvenirlik deðerleri ise bizim deðer-lerimize yakýndýr (0.47-0.88). Venezuella ve Ýrlanda örneklemleri üzerinden elde edilen alfa deðerleri ise sýrasýyla 0.95 ve 0.51-0.94 olarak bildirilmiþtir (Buckley ve ark. 2008, Montiel ve ark. 2008). Genel olarak güvenirlik sonuçlarý deðerlendirildiðinde, korelasyon katsayýlarýnýn tatmin edici düzeyde olduðu söylenebilir (Büyüköztürk ve ark. 2008, Þencan 2005).
Sonuç olarak bulgularýmýz, CÖDÖ-Y/U'nun Türkçe formunun özgün ölçek ile özdeþ olduðunu, aracýn araþtýrmalarda ve tanýya yardýmcý olmak üzere kliniklerde kullanýlabilecek güvenirlik ve geçerlik özelliklerine sahip olduðunu göstermekte-dir. Ancak, CÖDÖ-Y/U'nun, farklý tipte DEHB tanýsý ve farklý psikiyatrik taný verilmiþ bireylere uygulanarak hem faktör yapýsýnýn sýnanmasý hem de ayýrt edicilik gücünün desteklenmesi uygun ola-caktýr. Ayrýca, farklý yaþ gruplarý ile yapýlacak fak-tör analizleriyle aracýn geliþimsel dönemlere iliþkin yapýsal özelliklerinin belirlenmesi gerekmektedir. Yazýþma adresi: Dr. Sema Kaner, Ankara Üniversitesi Eðitim Bilimleri Fakültesi Özel Eðitim Bölümü, Ankara, semakan-er@gmail.com
KAYNAKLAR Adams CD, Reynolds LK, Perez RA ve ark. (1998) The
adoles-cent behavior checklist: Validation using structured diagnostic interviews. J Psychopathol Behav Assess, 20:103-124.
Adewuya A, Famuwiya OO (2007) Attention deficit hyperactiv-ity disorder among Nigerian primary school children. Prevalence and co-morbid conditions. Eur Child Adolesc Psychiatry, 16: 10-15.
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.
Arnold PD, Ickowicz A, Chen S ve ark. (2005) Attention-deficit-hyperactivity disorder with and without obsessive-compulsive behaviors: Clinical characteristics, cognitive assessment, and risk factors. Can J Psychiatry, 50:59-66.
Biederman J, Monuteaux MC, Kendrick E ve ark. (2005) The CBCL as a screen for psychiatric comorbidity in pediatric patients with ADHD. Arch Dis Child, 90:1010-1015.
Blackman GL, Ostrander R, Herman KC (2005) Children with ADHD and depression: A multisource, multiassessment of clin-ical, social, and academic functioning. J Atten Dis, 8:195-207.
Buckley S, Hillery J, Guerin S ve ark. (2008) The prevalence of features of attention deficit hyperactivity disorder in a special school in Ireland. J Intellect Disabil Res, 52:156-162.
Büyüköztürk Þ, Kýlýç-Çakmak E, Akgün Ö ve ark (2008). Bilimsel Araþtýrma Yöntemleri. Ankara, Pegem.
Charach A, Chen S, Hogg-Johnson Schachar R (2009) Using the Conners' Teacher Rating Scale Revised in school children referred for assessment. Can J Psychiatry, 54: 232-241. Cole DA (1987) Utility of confirmatory factor analysis in test validation research. J Consult Clin Psychol, 55: 1019-1031. Conners CK (1989) Manual for Conners' Rating Scales. WPS, Toronto.
Conners CK (1997) Conners' Rating Scales-Revised. Instruments for use with children and adolescents. Toronto: MHS.
Conner CK (2010) Conners' Teacher Rating Scales Spanish CTRS-R:L.
addwarehouse.com/.../conners-rating-scales-revised-users-man-ual.html.
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 JDA 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 JDA ve ark. (1998b) The revised Conners' Parent rating scale (CPRS-R): Factor struc-ture, reliability, and criterion validity. J Abnorm Child Psychol 26 (4): 257-268.
Cordes M, McLaughlin TF (2004) Attention deficit hyperactiv-ity disorder and rating scales with a brief review of the Conners' Teacher Rating Scale (1998). Int J Spec Educ, 19: 23-34. Cullion C, McKinlay BD, Stewart S (2009) Tourette syndrome: Multi-informant ratings on behavior. Tourett Syndrome Foundation of Canada, Calgory www.lifesatwich.com/-datafiles/cv.pdf.
Deb S, Dhaliwal AJ, Roy M (2008) The usefulness of Conners' Rating Scales-Revised in screening for attention deficit hyher-activity disorder in children with intellectual disability and bor-derline intelligence. J Intellect Disabil Res, 52:950-965. Dereboy Ç, Þenol S, Þener Þ ve ark. (2007) Conners kýsa form öðretmen ve anababa derecelendirme ölçeklerinin geçerlikleri. Türk Psikiyatri Dergisi, 18:48-58.
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.
DSM-IV-TR. Taný ölçütleri. Baþvuru el kitabý (2001) (Çev. E. Köroðlu). Ankara: Hekimler Yayýn Birliði (Orijinal eserin yayýn tarihi 2000).
Eapen V, K Gururaj K (2005) Risperidone treatment in 12 chil-dren with developmental disorders and attention-deficit/hyper-activity disorder. J Clin Psychiatry, 7:221-224.
Ebel RL (1965) Measuring educational achievement. Englewood Cliffs, (2nd) Prentice-Hall, N.J.
Edelbroch C, Achenbach TM (1984) The teacher version of the childbehavior profile: 1. boys aged 6-11. J Consult Clin Psychol, 52:207-217.
Ercan ES, Amado S, Somer O ve ark. (2001) Dikkat Eksikliði Hiperaktivite Bozukluðu ve Yýkýcý Davranýþ Bozukluklarý için bir test bataryasý geliþtirme çalýþmasý. Çocuk ve Gençlik Ruh Saðlýðý Dergisi, 8:132-145.
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.
Ercan ES, Aydýn C (1999) Dikkat Eksikliði Hiperaktivite Bozukluðu, s.270-283.
Escalona A, Field T, Singer-Strunck R ve ark. (2001) Brief Report: Improvements in the behavior of children with autism following massage therapy. J Autism Dev Disord, 31: 513-516. Faries DE, Yalçýn I, Harder D ve ark. (2001) Validation of the ADHD Rating Scale as a clinician administered and scored instrument. J Atten Disord, 5:107-115.
Fantuzzo J, Grim S, Mordell M ve ark. (2001) A multivariate analysis of the revised Conners' teacher rating scale with low-income, urban preschool children. J Abnorm Child Psychol, 29:141-152.
Gau SSF, Soong WT, Gau SS ve ark. (2006) Psychometric prop-erties of the chinese version of the Conners' Parent and Teacher Rating scales/Revised: Short form. J Atten Disord, 9:648-659. Guerin S, Buckley S, McEvoy J ve ark. (2009) Psychometric properties of Attention Distraction, Inhibition-Excitation Classroom Assessment Scale (ADIECAS) in a sample of chil-dren with moderate and severe intellectual disabilities. Res Dev Disabil, 30:727-734.
Gumpell T, Wilson M, Shalev R (1998) An item response theo-ry analysis of the Conners Teacher's Rating Scale. J Learn Disabil, 31: 525-532.
Gudmundsson E, Gudmundsdottir E (2007) Factor structure and reliability of an Icelandic translations of Conners' Teacher Rating Scale-Revised. Timarit um Menntarannsöknir, 4:101-118.
Hudziak JJ, Derks EM, Althoff RR ve ark. (2005) The genetic and environmental contribution to attention deficit hyperactivi-ty disorder as measured by the Conners' Rating Scales-revised. Am J Psychiatry, 162: 1614-1620.
Kaner S (2009) Zihin engelli çocuklarýn duygusal ve davranýþsal problemlerinin deðerlendirilmesinde anababa ve öðretmen tutarlýlýðý. Ankara Üniversitesi Eðitim Bilimleri Dergisi, 42:249-274.
Kaner S, Uçak-Çiçekçi A (2000) Gözden geçirilmiþ davranýþ problemleri kontrol listesinin Türkçe'ye uyarlanmasý. Özel Eðitim Dergisi, 2:23-34.
Kaner S (2009) Zihin engelli çocuklarýn duygusal ve davranýþsal problemlerinin deðerlendirilmesinde anababa ve öðretmen tutarlýlýðý. Ankara Üniversitesi Eðitim Bilimleri Dergisi, 42: 249-274.
Karlovic D, Martinac M, Gale R ve ark. (2005) Assessment of attention deficit/hyperactivity disorder among children in fami-lies and schools in Medditerannean and Continentalroatian towns. Psychiatria Danubina, 17:19-29.
Kline P (2000) An Easy Guide to Factor Analysis. Routledge, New York.
Lyman D (2002) Possible link between attention-deficit/hyper-activity disorder and reproductive complication. Primary Care Companion. J Clinical Psychol, 4:104-108.
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.
Maruish ME (2004) The use of psychological testing for treat-ment planning and outcomes asssesstreat-ment. Mahwah: New Jersey: Lawrence Erlbaum Associates, Publishers.
Masi G, Millepiedi S, Mucci M ve ark. (2006) Comorbidity of obsessive-compulsive disorder and attention-deficit/hyperactivi-ty disorder in referred children and adolescents. Compr Psychiatry, 47:42-47.
Mayes SD, Calhoun SL, Chase GA ve ark. (2009) ADHD sub-types and co-occuring anxiety, depression, and
oppositional-defiant disorder. J Atten Disord, 12:540-550.
Mcgillivray JA ve Baker KL (2009) Effects of comorbid ADHD with learning disabilities on anxiety, depression, and agression in adults. J Atten Disord, 12:525-531.
Mikami AY, Ransodne ML ve Calhoun CD (2011) Influence of anxiety on the social functioning of children with and without ADHD. J Atten Disord 15 (6): 473-484.
Miller LS, Koplewicz HS, Klein RG (1997). Teacher ratings of hyperactivity, inattention, and conduct problems in preschool-ers. J Abnorm Child Psychol, 25:113-119.
Molina BSG, Smith BH, Pelham WE (2001) Factor structure and criterion validity of secondary school teacher ratings of ADHD and ODD. J Abnorm Child Psychol, 29:71-82. Montiel C, Pena JA, Montiel-Banbero I ve ark. (2008) Prevalance rates of attention deficit/hyperactivity disorder in a school sample of Venezuelan children. Child Psychiatry Hum Dev, 39:311-322.
Öktem F, Baysal B (1995) Hacettepe DEHB Ölçeði. 5. Ulusal Çocuk ve Ergen Psikiyatrisi Kongresi, Ankara.
Öy B (1991) Çocuklar için depresyon ölçeði: Geçerlik ve güvenirlik çalýþmasý. Türk Psikiyatri Dergisi, 2:132-135. Özgüven E (1994) Psikolojik Testler. Yeni Doðuþ Matbaasý, Ankara.
Pablano A, Romero E (2006) Arquivos de Neuro-Psiquiatria 64: 1-7.
Pal DK, Chadbury G, Das T ve ark. (1999) Validation of a Bengali adaptation oft he Conners' Parent Rating Scale (CPRS-48). Br J Med Psychol, 72: 525-533.
Pierrehumbert B, Bader M, Thevoz S ve ark. (2006) Hyperactivity and attention problems in Swiss sample of school-aged children : effects of school achievement, child gender, and informants. J Atten Disord, 10:65-76.
Poeta LS, NetoFR (2004) Epidemiological study on symptoms of attention deficit/hyperactivity disorder and behavior disor-ders in public schools of Florianopolis/SC using the EDAh. Rev Bras Psiquiatr, 26:1-9.
Quay HC, Peterson DR (1996) Revised Behavior Problem Checklist. Professional Manual. Odesa: PAR.
Robaaey P, Amre D, Schachar R ve ark. (2007) French version of the Strengths and Weakness of ADHD symptoms and normal behaviors (SWAN-F) Ouestionnaire. J Can Acad Child Adolesc Psychiatry, 16:80-88.
Souza I, Pinheiro MA, Denardin D ve ark. (2004) Attention-Deficit/Hyperactivity Disorder and comdrbidity in Brazil com-parisons between two referred samples. Eur Child Adolesc Psychiatry, 13:243-248.
Stevens J (1996) Applied Multivariate Statistics for the Social Science, 3. Baský, LawrenceErlbaum Associates, New York. Sümer N (2000) Yapýsal Eþitlik Modelleri: Temel Kavramlar ve Örnek Uygulamalar. Türk Psikoloji Yazýlarý 3:49-74.
Þencan H (2008) Sosyal ve Davranýþsal Ölçümlerde Güvenirlik ve Geçerlik. Ankara: Seçkin Yayýnlarý.
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.
Tabachnick BG, Fidell LS (2001) Using Multivariate Statistics (4th edition). Allyn and Bacon, Boston.
Talaei A, Mokhber N, Abdollahian E ve ark. (2010) Attention deficit/hyperactivity disorder: A survey on prevalence rate among male subjects in elementary school (7 to 9 Years Old) in Iran. J Atten Disord, 13:386-390.
Thorell L B, Bohlin G, Rydell AM (2004) Two types of inhibito-ry control: Predictive relations to social unctioning. Int J Behav Dev, 28:193-203.
Tordjman S, Guignard JH, Seligman J ve ark (2007) Diagnosis of hyperactivity disorder in gifted children depends on observa-tional sources. Gifted and Talented Internaobserva-tional, 22:62-67. Westerlund J, Ek U, Holmberg K, ve ark. (2009) The Conners' 10 item scale: Findings in a total population of Swedish. Acta Pediatrica, 98:828-833.
