www.edam.com.tr/kuyeb
Öz
Bu çalışmanın amacı, kimya özyeterliği ve bilişüstü özdüzenleme becerisinin eleştirel düşünmeyi ne kadar yordadığını araştırmaktır. Çalışmaya 365 üniversite öğrencisi katılmıştır. Çalışma verile- ri Öğrenmede Güdüsel Stratejiler Anketi ve Üniversite Kimya Özyeterlik Ölçeği’nin amaca yönelik boyutları seçilerek toplanmıştır. Ölçme araçlarının Cronbach α katsayıları 0.77 ile 0.88 arasında değişmektedir. Verilerin analizi yapısal eşitlik modeli ile yapılmıştır. Sonuçlara göre özdüzenleme becerileri ile bilişsel beceriler için kimya özyeterliği ve günlük hayat için kimya özyeterliği arasında anlamlı pozitif bir ilişki bulunmuştur. Bunun yanısıra, günlük hayat için kimya özyeterliği ile eleş- tirel düşünme arasında anlamlı pozitif bir ilişki varken, bilişsel beceriler için kimya özyeterliği ile eleştirel düşünme arasında anlamlı bir ilişki bulunamamıştır. Toplamda, test edilen model eleştirel düşünmenin %68.5’ini açıklamaktadır. Çalışmanın sonuçları, eleştirel düşünmenin kimya dersle- rinde geliştirilmesine yönelik öneri sunmaktadır.
Anahtar Kelimeler
Eleştirel Düşünme, Bilişüstü Özdüzenleme, Özyeterlik, Yapısal Eşitlik Modeli, Kimya Eğitimi.
Esen UZUNTİRYAKİ-KONDAKÇI
aOrta Doğu Teknik Üniversitesi
Yeşim ÇAPA-AYDIN
bOrta Doğu Teknik Üniversitesi
Günümüzde, bilgi sürekli değişip gelişmekte, insa- noğlunun gereksinimleri çeşitlenmekte ve bunlara bağlı olarak da farklı becerilerin öğrenilmesi önem kazanmaktadır (Halpern, 1998). Bugünün insa- nı sık sık kendini ve toplumu etkileyecek kararlar alması gerekmektedir. Dolayısıyla, eleştirel düşün- me, gelişen dünyaya uyum sağlamak için her bire- yin sahip olması gereken en önemli becerilerden biri haline gelmiştir (Seferoğlu ve Akbıyık, 2006).
Öğrenciler açısından bakıldığında da eleştirel dü- şünmenin önemli bir beceri olduğu görülmektedir;
çünkü eleştirel düşünme bilgiyi depolama yerine anlamlı öğrenmeyi sağlar ve alan konusu ile sınır-
lı kalmayıp farklı derslerde karşılaşılan etkinlik ve problemlerde kullanılabilir (Dressel ve Mayhew, 1954, s. 85’ten akt., Renaud ve Murray, 2008). Bu- nunla paralel olarak, araştırma sonuçları eleştirel düşünme ile akademik başarı arasında olumlu bir ilişki olduğunu ortaya koymuştur (Ip, Lee, Lee, Wootton ve Chang, 2000; Phan, 2008). Öte yandan, yapılan araştırmalar eleştirel düşünmenin üniver- site öğrencileri arasında bile düşük olduğunu gös- termektedir (Halpern, 1998; Kuhn, 1999; Şengül ve Üstündağ, 2009). Bu bağlamda, bu becerilerin ge- lişmesinde rol oynayan değişkenlerin araştırılması önem kazanmaktadır. Bu çalışmanın amacı, kimya özyeterliği ve bilişüstü özdüzenlemenin eleştirel düşünmeyi ne kadar yordadığını araştırmaktır.
Bu çalışmada disiplin olarak kimya dersi alınmış- tır. Kimya dersi içerik bilgisi yanında öğrencilerde gözlem ve deney yapma, veri toplama ve yorumla- ma, sonuç çıkarma, tahminde bulunma, irdeleme, problem çözme ve kimya ile ilgili konuları eleştire- bilme gibi üst düzey becerileri kazandırmayı hedef edinmiştir (Milli Eğitim Bakanlığı, 2008). Dolayı- sıyla, kimya doğası gereği eleştirel düşünmeyi ge- rektiren ve teşvik eden bir alandır.
a Sorumlu Yazar: Dr. Esen UZUNTİRYAKİ-KONDAKÇI Kimya Eğitimi alanında doçenttir. Çalışma alan- ları yapılandırmacılık, öğretmen eğitimi, duyuşsal değişkenler ve özdüzenleyici öğrenmedir. İleti- şim: Orta Doğu Teknik Üniversitesi, Ortaöğretim Fen ve Matematik Alanları Eğitimi Bölümü, 06800 Ankara. Elektronik posta: esent@metu.edu.tr Tel:
+90 312 2104067.
b Dr. Yeşim ÇAPA-AYDIN Orta Doğu Teknik Üniversi- tesi Eğitim Bilimleri Bölümü, Ankara.
Üniversite Öğrencilerinin Eleştirel Düşünme
Becerilerinin Bilişüstü Özdüzenleme Becerileri ve Kimya
Özyeterlikleri ile Yordanması
Eleştirel düşünme farklı şekillerde tanımlanmak- tadır. Ennis (1985) yansıtıcı düşünmeyi ön plana alarak eleştirel düşünmeyi mantıklı kararlar al- mamızda rol oynayan yansıtıcı düşünme olarak tanımlarken; Halpern (1999) sonuca odaklanarak belli bir amaca yönelik, sonuç değerlendirmesi içeren ve istenen sonucu elde etmeyi sağlayan be- ceriler olarak tanımlamıştır. Paul’e (1996) göre ise eleştirel düşünme kişinin kendi sorumluluğu ile ilgilidir. Bu tanıma göre eleştirel düşünme kendi sorumluluğumuzu üstlenerek düşüncemizi şekil- lendirme becerisidir. Linn (2000) farklı becerilerin eleştirel düşünmeyi oluşturduğunu söylemektedir;
eleştirel düşünme belli bir bilginin kaynağını bula- bilme, geçerliliğini test edebilme, önceki bilgilerle tutarlılığını araştırabilme ve elde edilen verileri değerlendirerek sonuca varabilme gibi farklı bece- riler içerir. Eleştirel düşünme becerisi gelişmiş bir birey yerinde ve uygun sorular sorar, gerekli bilgiyi toplar ve düzenler ve bu bilgiye dayanarak mantıklı çıkarımlarda bulunur. Eleştirel düşünme günlük hayatta kalıplaşmış olarak yaptığımız alt düzey becerilerden farklıdır. Örneğin markette para üstü hesaplamak eleştirel düşünme olarak ele alınamaz.
Bunun yerine, eleştirel düşünme bireyin muhake- me yapmasını, bir durumu değerlendirmesini ve sonuçları öngörmesini sağlayan üst düzey bir be- ceridir. Örneğin, küresel ısınmanın sonuçlarını de- ğerlendirebilme eleştirel düşünme gerektirir (Scha- fersman, 1991). Bu çalışmada, Linn’in tanımına dayanarak eleştirel düşünme, öğrencilerin önceki bilgilerini bir problemi çözmek için kullanmaları, karar vermeleri ve belirli ölçütlere göre değerlen- dirme yapmaları olarak ele alınmıştır.
Eleştirel düşünme duruma bağlıdır. Sahip olunan önbilgiler ve varsayımlar, durumun karmaşık olup olmaması ya da kavramların içeriği bireyin bir du- rum hakkında çıkarımda bulunmasını etkiler. Du- rum kişisel deneyimlerle örtüştüğünde çıkarımla- rın doğru olma olasılığı artar. Aynı zamanda not gibi tehdit unsuru olmadığında da bireyler doğru çıkarımlarda bulunmaya eğilimlidirler. Diğer ta- raftan, yanlış çıkarımlarda bulunulması kişinin eleştirel düşünme becerisinin düşük olması olarak algılanmamalı, bu sonuca götüren nedenler irde- lenmelidir (Norris, 1985). Diğer becerilerde oldu- ğu gibi eleştirel düşünme de etkili rehberlik eşli- ğinde uygulama yaparak geliştirilebilir (Facione, 2000). Bununla birlikte, eleştirel becerinin gelişme- si bu beceriyi kullanmaya yönelik tutum ve güdüye bağlıdır. Bazı öğrenciler, gelişmiş eleştirel düşünme becerisine sahip oldukları halde bir problemle kar- şılaştıklarında bu becerilerini kullanmak için çaba göstermezler. Bu durumda eleştirel düşünmenin geliştirilmesinin anlamı kalmaz (Halpern, 1998).
Bu yüzden, öğrencilerde eleştirel düşünme beceri-
sini geliştirmekle ile birlikte bu beceriyi kullanma- ya yönelik tutum da aşılanmalıdır.
Kuhn (1999) eleştirel düşünmeyi bilişüstü süreç olarak ele almaktadır. Eleştirel düşünme sırasın- da, öğrenciler kendi düşünme süreçlerini izlerler, amaçlarına ulaşıp ulaşmadıklarını kontrol ederler, gösterdikleri çabayı, düşünme süreçlerini, zaman kullanımlarını ve sonuçta aldıkları kararın etkili olup olmadığını değerlendirirler (Halpern, 1998).
Dolayısıyla, bu süreç bilişsel becerilerle birlikte bilişüstü becerileri de içermektedir. Eleştirel dü- şünmenin etkinliği bilişüstü sürece bağlıdır. Bu yüzden, bu çalışmada bilişüstü özdüzenleme be- cerileri eleştirel düşünmede rol alan değişkenler- den biri olarak seçilmiştir. Özdüzenleme “bireyin kendi davranışlarını gözleyip, kendi ölçütleriyle karşılaştırarak yargıda bulunması ve gerekiyorsa davranışlarını ölçütlerine uygun hale getirmesi- dir” (Senemoğlu, 2004, s. 231). Alanyazında, farklı disiplin ve yaş gruplarında özdüzenleme ile çeşitli değişkenler (örn., kaygı, öğrenme stratejileri, öz- yeterlik) arasındaki ilişkiyi sorgulayan çok sayıda çalışma bulunmaktadır (Çapa Aydın, Uzuntiryaki ve Demirdöğen, 2011; Jain ve Dowson, 2009).
Özyeterlik, bireyin bir işi başarıyla sonlandırabi- leceğine olan yargısı olarak tanımlanır (Bandura, 1986). Özyeterlik, öğrencilerin fen ya da kimya dersleri ile ilgili etkinlikleri seçmeleri, bu etkin- likleri gerçekleştirmek için gösterdikleri çaba, bir sorunla karşılaştıklarındaki azim ve kararlılıklarını etkiler. Başka bir deyişle, fen derslerinde başarılı olmak için gereken yeteneğe sahip olduğunu dü- şünen öğrenciler fen etkinliklerinde daha fazla yer alırlar, bu etkinlikleri başarıyla tamamlamak için daha çok çalışırlar ve sorun çıktığında etkinliği yapmaktan vazgeçmezler (Bandura, 1997; Britner ve Pajares, 2001). Dolayısıyla, özyeterliği yüksek olan öğrencilerin daha başarılı oldukları söyle- nebilir. Bu durum amprik çalışmalarla da destek- lenmektedir (örn., Andrew, 1998; Lau ve Roeser, 2002). Ayrıca, yapılan araştırmalarda özyeterlik ile özdüzenleme stratejileri arasında da pozitif yönde anlamlı bir ilişki bulunmuştur (Çapa Aydın ve ark., 2011; Ramdass ve Zimmerman, 2008; Schnoll ve Zimmerman, 2001; Schunk ve Ertmer, 1999, 2005;
Sungur, 2007; Zimmerman, 2000). Üniversite dü- zeyinde Çapa Aydın ve arkadaşları 518 öğrenci üzerinde test ettikleri yapısal eşitlik modeli sonucu genel kimya dersi almakta olan öğrencilerin kimya özyeterlikleri ile özdüzenleme stratejileri arasında pozitif yönde anlamlı bir ilişki bulmuştur. Lise dü- zeyinde ise Sungur (2007) benzer bir bulguyu yol analizi kullanarak saptamıştır.
Özyeterlik ile eleştirel düşünme arasında da bir ilişki olduğu araştırmacılar tarafından vurgulan- maktadır. Özyeterlikleri yüksek olan öğrenciler, bir
sorunun üstesinden gelmek için eleştirel düşünme- ye özyeterlikleri düşük olanlara göre daha fazla eği- limlidirler (Bandura, 1997). Phan (2009) üniversite öğrencilerinin özyeterlikleri ile eleştirel düşünme- leri arasındaki ilişkiyi hem kesitsel hem de boylam- sal desen aracılığı ile incelemiş ve iki yapısal eşitlik modeli sonucunda da özyeterlik ile eleştirel düşün- me arasında pozitif ilişki bulmuştur. Bu çalışmada özyeterlik ile eleştirel düşünme arasında ilişki ku- rulmuştur. Kimya ile ilgili problemleri çözmede ve kimya konularını anlamada kendilerine güvenen öğrencilerin, problemleri çözme sürecinde eleştirel düşünmeleri beklenmektedir.
Bu alanyazının ışığında, bu çalışmada kimya özye- terliği ve bilişüstü özdüzenlemenin eleştirel düşün- meyi ne kadar yordadığı araştırılmıştır. Çalışmada test edilen model Şekil 1’de gösterilmiştir.
Şekil 1.
Eleştirel Düşünme Becerilerinin Bilişüstü Özdüzenleme Be- cerileri ve Kimya Özyeterlikleri ile Yordama Modeli
Yöntem Araştırmanın Deseni
Bu araştırmada nicel araştırma yöntemlerinden biri olan ilişkisel desen kullanılmıştır. Karasar (2000) ilişkisel desenin amacını, farklı değişkenler arasındaki birlikte değişim derecesini incelemek olarak açıklamıştır. Bu çalışmada kimya özyeterli- ği, bilişüstü özdüzenleme ve eleştirel düşünme de- ğişkenleri arasındaki ilişki sorgulanmıştır.
Çalışma Grubu
Çalışmada uygun örnekleme kullanılarak, Ankara’da üç farklı üniversitede genel kimya dersi almakta olan 365 gönüllü öğrenciden veri toplan- mıştır. Bu öğrencilerin 236’sı kız (%64.7), 129’u erkektir (%35.3). Öğrencilerin çoğunluğu (%96) birinci, diğerleri ise ikinci sınıfta olup, Eğitim (n = 133, %36.4) veya Fen Fakültesinde (n = 232, %63.6) öğrenim görmektedirler.
Veri Toplama Araçları
Bu çalışmada veri toplamak için Öğrenmede Gü- düsel Stratejiler Anketi’nin “Eleştirel Düşünme” ve
“Bilişüstü Özdüzenleme” boyutları ve Üniversite Kimya Özyeterlik Ölçeği’nin “Bilişsel Beceriler için Kimya Özyeterlik” ve “Günlük Hayat için Kimya Özyeterlik” boyutları kullanılmıştır.
Öğrenmede Güdüsel Stratejiler Anketi: Pintrich, Smith, Garcia ve McKeachie (1991) tarafından geliş- tirilen ve Sungur (2004) tarafından Türkçe’ye uyar- lanan Öğrenmede Güdüsel Stratejiler Anketi 15 bo- yut ve 81 maddeden oluşmaktadır. Maddeler “beni hiç yansıtmıyor”dan “beni tam olarak yansıtıyor”a doğru 7’li derecelendirilmektedir. Pintrich ve diğer- leri anketin tümünün kullanılabileceği gibi amaca göre boyutlardan bazılarının seçilebileceğini ve farklı disiplinler için kullanılabileceğini önermiş- lerdir. Bu çalışmada anketin “Eleştirel Düşünme” ve
“Bilişüstü Özdüzenleme” boyutları kullanılmıştır.
Eleştirel düşünme boyutu öğrencilerin bir prob- lemi çözerken önceki bilgilerini kullanma, analiz yapma, karar verme ve değerlendirme süreçlerini ölçmektedir. Bu boyut, 5 maddeden oluşmaktadır.
Örnek madde şu şekildedir: “Kimya dersiyle ilgili duyduklarımı ya da okuduklarımı ne kadar gerçekçi olduklarına karar vermek için sıklıkla sorgularım.”
Bilişüstü Özdüzenleme boyutu ise öğrencilerin plan yapma, kendi çalışmalarını izleme ve düzenleme sü- reçlerini ölçmektedir. Bu boyut, 10 madde içermek- tedir. Örnek madde şu şekildedir: “Kimya dersinde işlenen konuları anladığımdan emin olabilmek için kendi kendime sorular sorarım.” Pintrich ve diğerle- ri anketin yapı geçerliğini doğrulayıcı faktör analizi ile test etmiş ve indeks değerlerinin kabul edilebilir sınırlar içinde olduğunu belirtmişlerdir (GFI = 0.78;
RMR = 0.08). Güvenirlik katsayılarını da eleştirel düşünme ve bilişüstü özdüzenleme boyutları için sırasıyla 0.80 ve 0.79 olarak raporlamışlardır. Anketi Türkçe’ye uyarlayan Sungur (2004) de aynı faktör yapısında güvenirlik katsayılarını her iki boyut için de 0.81 olarak bulmuştur.
Bu çalışmada Öğrenmede Güdüsel Stratejiler Anketi’nden alınan boyutların faktör yapısı doğ- rulayıcı faktör analizi ile test edilmiştir. Elde edi- len uyum indeksleri kabul edilebilir sınırlar içinde bulunmuştur (χ2 (89) = 211.307, p < 0.05; CFI = 0.990; NNFI = 0.987; RMSEA = 0.061). Faktör yük- leri eleştirel düşünme için 0.63 ile 0.73 arasında;
bilişüstü özdüzenleme icin 0.52 ile 0.63 arasında değişmektedir. Ayrıca boyutların güvenirliklerini incelemek amacıyla Cronbach α iç tutarlık katsayısı kullanılmış; eleştirel düşünme için 0.80 ve bilişüstü özdüzenleme için 0.84 olarak bulunmuştur.
Üniversite Kimya Özyeterlik Ölçeği: Öğrencilerin kimya ile ilgili bir görevi yerine getirebileceklerine
olan yargıları Uzuntiryaki ve Çapa Aydın (2009) ta- rafından geliştirilen “Üniversite Kimya Özyeterlik Ölçeği” ile ölçülmüştür. Bu ölçek üç boyuttan oluş- maktadır: bilişsel beceriler için kimya özyeterliği, günlük hayat için kimya özyeterliği ve psikomotor beceriler için kimya özyeterliği. Araştırmacılar, öl- çeğin üç boyutlu faktör yapısına dair kanıtları 363 öğrenci ile açıklayıcı ve 353 öğrenci ile doğrulayıcı faktör analiz yöntemlerini kullanarak sağlamışlar- dır. Boyutlar çalışmanın amacına göre seçilerek kullanılabilmektedir. Bu çalışmada, ölçeğin iki boyutu kullanılmıştır. Bunlar bilişsel beceriler için kimya özyeterliği (12 madde, örnek: “Kimya kanun ve teorilerini ne derecede açıklayabilirsiniz?”) ve günlük hayat için kimya özyeterliği (4 madde, ör- nek: “Günlük hayattaki problemlere kimya bilgini- zi kullanarak ne derecede çözüm önerebilirsiniz?”) boyutlarıdır. Maddeler “yetersiz”(1)’den “çok yeter- li” (9)’ye doğru değişen dokuzlu derecelendirmeli- dir. Uzuntiryaki ve Çapa Aydın ölçeğin güvenirlik katsayılarını bilişsel beceriler için kimya özyeterliği boyutu için 0.92 ve günlük hayat için kimya özye- terliği boyutu için 0.82 olarak bulmuşlardır.
Bu çalışmada, ölçeğin faktör yapısına ait doğrula- yıcı faktör analiz sonuçları kabul edilebilir sınırlar içinde bulunmuştur (χ2 (103) = 380.477, p < 0.05;
CFI = 0.984; NNFI = 0.978; RMSEA = 0.086). Fak- tör yükleri bilişsel beceriler için kimya özyeterliği için 0.46 ile 0.72 arasında; günlük hayat için kimya özyeterliği için 0.60 ile 0.74 arasında değişmekte- dir. “Bilişsel beceriler için kimya özyeterliği” bo- yutunun Cronbach α iç tutarlık katsayısı 0.88 ve
“günlük hayat için kimya özyeterliği” boyutunun ise 0.77 olarak saptanmıştır.
İşlem
Ölçme araçları çalışma grubuna ders saatlerinde araştırmacılar tarafından uygulanmıştır. Çalışma- ya katılmak gönüllülük esasına dayalı olup veri toplama sırasında isim alınmamıştır. Öğrencilerin ölçekleri doldurması yaklaşık 10 dakika sürmüştür.
Veri Analizi
Çalışmada önerilen model Maksimum Olabilir- lik tahminine dayanan yapısal eşitlik modeli ile AMOS 4.0 (Arbuckle ve Wothke, 1999) kullanıla- rak test edilmiştir. Çalışmanın gizil değişkenleri bilişüstü özdüzenleme, bilişsel beceri için kimya özyeterliği, günlük hayat için kimya özyeterliği ve eleştirel düşünme olarak belirlenmiştir. Ölçek maddeleri ise gözlenen değişken olarak tanımlan- mıştır. Analiz sonuçlarının değerlendirilmesinde farklı indeksler kullanılmaktadır. En çok kullanılan indeksler ki-kare istatistiği (x2), karşılaştırıcı uyum
katsayısı (comparative fit index, CFI), normlaş- tırılmamış uyum indeksi (non-normed fit index, NNFI) ve yaklaşık hataların ortalama kareköküdür (root mean square error approximation, RMSEA).
Byrne (2001) ki-kare istatistiğinin güvenilir sonuç- lar vermediğini belirttiğinden çalışmanın bulguları yorumlanırken CFI, NNFI ve RMSEA kullanılmış- tır. Bunlardan CFI ve NNFI’in 0.95’ten büyük ol- maları ve RMSEA’nın 0.08’in altında olması kabul edilebilir değer olarak önerilmiştir (Byrne, 2001;
Hu ve Bentler, 1999; Kline, 1998).
Bulgular
Çalışmada yer alan değişkenlerin ortalama ve stan- dart sapma değerleri ile değişkenler arasındaki ko- relasyon Tablo 1’de verilmiştir. Çalışmadaki değiş- kenler arasında pozitif ve anlamlı bir ilişki olduğu görülmektedir.
Tablo 1.
Çalışmadaki Değişkenlerin Ortalama ve Standart Sapma Değerleri ile Değişkenler Arasındaki Korelasyon
Değişkenler Ort. SS 1 2 3
1. Bilişsel beceri için
kimya özyeterlik 5.87 1.13 2. Günlük hayat için
kimya özyeterlik 5.57 1.38 0.77**
3. Bilişüstü özdüzenleme 4.54 1.09 0.47** 0.44**
4. Eleştirel düşünme 4.09 1.25 0.44** 0.46** 0.67**
N = 365. **p < 0.01
Yapısal eşitlik modeli sonuçlarına göre test edi- len model veriye uyum göstermektedir (χ2 (429)
= 1101.23, p < 0.05; CFI = 0.978; NNFI = 0.974;
RMSEA = 0.066). Standartlaştırılmış katsayılar Şe- kil 2’de gösterilmiştir. Maddelerin faktör yükleri is- tatistiksel olarak anlamlı olup 0.46 ile 0.75 arasında değişmektedir.
Şekil 2.
Yapısal Eşitlik Modeli Sonuçları
Sonuçlara göre bilişüstü özdüzenleme ile bilişsel beceriler için kimya özyeterliği boyutu arasında (γ = 0.64, p < 0.05) ve bilişüstü özdüzenleme ile günlük hayat için kimya özyeterliği boyutu arasın- da (γ = 0.64, p < 0.05) anlamlı ve pozitif bir ilişki vardır. Ayrıca, bilişüstü özdüzenleme ile eleştirel düşünme arasında anlamlı ve pozitif bir ilişki (γ = 0.78, p < 0.05) bulunmuştur. Bununla birlikte, biliş- sel beceriler için kimya özyeterliği boyutu ile eleş- tirel düşünme arasında (γ = 0.06) ve günlük hayat için kimya özyeterliği boyutu ile eleştirel düşünme arasında (γ = 0.12) anlamlı bir ilişki bulunamamış- tır. Çalışmada test edilen model eleştirel düşünme- nin %68.5’ini açıklamaktadır. Tablo 2’de doğrudan, dolaylı ve toplam etkiler verilmiştir. Buna göre, eleştirel düşünme bilişüstü özdüzenleme tarafın- dan doğrudan anlamlı olarak açıklanırken, özye- terlik aracılığıyla açıklanmamaktadır.
Tartışma
Bu çalışmada, eleştirel düşünmenin bilişüstü öz- düzenleme ve kimya özyeterliği tarafından doğru- dan ve dolaylı olarak ne derece açıklandığı yapısal eşitlik modeli kullanılarak araştırılmıştır. Modelin kabul edilebilir sınırlar içinde olduğu ve %68.5’lik varyans açıkladığı bulunmuştur. Modeldeki en çarpıcı bulgu, bilişüstü özdüzenlemenin eleştirel düşünmede kilit rol oynadığıdır. Değerler ince- lendiğinde bilişüstü özdüzenlemenin eleştirel dü- şünmeyi doğrudan ve yüksek derecede yordadığı bulunmuştur. Buna göre, bilişüstü özdüzenleme becerileri yüksek olan öğrenciler kendi öğrenme süreçlerini izlerler, değerlendirirler ve bu yolla gösterdikleri gelişimi gözlemlerler. Bu süreç, eleş- tirel düşünmelerine yardımcı olur. Sonuçlar ilgili alanyazındaki çalışmalarla da desteklenmektedir (Phan, 2010; Pintrich, Smith, Garcia ve McKeachie, 1993). Buna rağmen, bilişüstü özdüzenlemenin eleştirel düşünmeyi kimya özyeterliği aracılığı ile dolaylı olarak açıklamadığı bulunmuştur.
Çalışmadaki bir başka bulgu, bilişüstü özdüzen- leme ile kimya özyeterliği (bilişsel beceri için ve günlük hayat için kimya özyeterliği) arasındaki anlamlı ilişkidir. Kendi öğrenmelerinin sorumlu- luğunu üstlenen, başka bir deyişle özdüzenleme becerilerini etkili kullanan öğrencilerin kimyayla ilgili görevleri başarıyla tamamlayacaklarına olan inançları yüksektir. Bu öğrenciler hem temel kav- ramlarını ilkelerini açıklamakta hem de kimyanın günlük hayat ile bağlantısını kurmakta kendilerini yetkin hissederler. Özdüzenleme ile özyeterlik ara- sındaki benzer ilişkiyi gösteren yurtiçi ve yurtdışı çalışmalar bulunmaktadır (Çapa Aydın ve ark., 2011; Jain ve Dowson, 2009; Ramdass ve Zimmer- man, 2008; Schnoll ve Zimmerman, 2001; Schunk ve Ertmer, 1999; Sungur, 2007).
Özyeterliği yüksek olan öğrencilerin eleştirel dü- şünmeye daha eğilimli olmaları beklenirken (Ban- dura, 1997; Phan, 2010), alanyazında bu konuda tutarlı sonuçlar elde edilmemiştir. Örneğin, Phan (2009) yaptığı kesitsel ve boylamsal çalışmalarda özyeterlik ile eleştirel düşünme arasında pozitif ve anlamlı ilişki bulmuşken, 2007’de yaptığı çalış- masında ilişki saptamamıştır. Ancak, bu çalışma- larda özyeterlik tek boyutlu olarak ele alınmıştır.
Hâlihazırdaki çalışmanın sonuçları Phan’nin (2007) bulguları ile paralellik göstermektedir.
Bu çalışma, üniversite öğrencilerinin eleştirel dü- şünmeleri hakkında daha fazla bilgi sahibi olmak açısından alanyazına katkı sağlamaktadır. Diğer ta- raftan, çalışmada ilişkisel desen kullanıldığı ve seç- kisiz örnekleme yapılmadığı için bulgular dikkatli ele alınmalıdır. İleriki çalışmalarda, deneysel veya boylamsal çalışmalarla neden-sonuç ilişkisi incele- nerek bu çalışmanın bulguları zenginleştirilebilir.
Aynı zamanda, bu çalışmada test edilen modelin, akademik başarı bağımlı değişken olarak eklenerek sınanması ve farklı disiplinlerde denenmesi gerekli görülmektedir. Böylece, sonuçlar, öğrenci başarısı- nın yükseltilmesine yönelik öneriler sağlayacaktır.
Tablo 2.
Standartlaştırılmış Doğrudan, Dolaylı ve Toplam Etkiler
Yordayıcı Değişken Kriteryen değişken Doğrudan etki Dolaylı etki Toplam etki
Bilişüstü özdüzenleme Bilişsel beceri için kimya
özyeterlik 0.64* - 0.64*
Günlük hayat için
kimya özyeterlik 0.64* - 0.64*
Eleştirel düşünme 0.78* 0.04 0.82*
Bilişsel beceri için
kimya özyeterlik Eleştirel düşünme 0.06 - 0.06
Günlük hayat için
kimya özyeterlik Eleştirel düşünme 0.12 - 0.12
www.edam.com.tr/estp
Predicting Critical Thinking Skills of University Students through Metacognitive Self-Regulation Skills and
Chemistry Self-Efficacy
Abstract
This study aimed at examining the extent to which metacognitive self-regulation and chemistry self-efficacy predicted critical thinking. Three hundred sixty-five university students participated in the study. Data were collected using appropriate dimensions of Motivated Strategies for Le- arning Questionnaire and College Chemistry Self-Efficacy Scale. Cronbach’s alpha coefficients ranged from .77 to .88. Data were analyzed using structural equation modeling. Results indicated that metacognitive self-regulation was found to be positively and significantly related to chemistry self-efficacy for cognitive skills and chemistry self-efficacy for everyday applications. In addition, there was a positive and significant relationship between chemistry self-efficacy for everyday app- lications and critical thinking, whereas there was no significant relationship between chemistry self-efficacy for cognitive skills and critical thinking. Overall, the tested model explained 68.5% of critical thinking. Findings provide suggestions in order to enhance critical thinking in chemistry classes.
Key Words
Critical Thinking, Metacognitive Self-Regulation, Self-Efficacy, Structural Equation Modeling, Chemistry Educa- tion.
There is a continuous development in knowledge and changes in needs of a human being, which increases the importance of learning new skills (Halpern, 1998). Nowadays, people have to make decisions about both themselves and their soci- ety. Thereby, critical thinking has become one of
the most essential skills that individuals should have to adapt to the changing world (Seferoğlu &
Akbıyık, 2006). Critical thinking is also important for students because it enhances meaningful learn- ing. Students can use critical thinking in various activities and problems (Dressel & Mayhew, 1954 as cited in Renaud & Murray, 2008; Schafersman, 1991). In the same vein, research findings indicate a positive relationship between critical thinking and academic achievement (Ip, Lee, Lee, Wootton, &
Chang, 2000; Phan, 2008). On the other hand, criti- cal thinking is low even among university students (Halpern, 1998; Kuhn, 1999; Şengül & Üstündağ, 2009). Examining the factors which take role in de- veloping critical thinking, therefore, is important.
The present study aimed to examine the extent to which metacognitive self-regulation and chemistry self-efficacy predict critical thinking. Chemistry requires higher-order thinking skills in addition to content knowledge (Milli Eğitim Bakanlığı, 2008).
a Esen UZUNTİRYAKİ-KONDAKÇI, Ph.D., is an associate professor in the field of chemistry education. Her research interests are construc- tivism, teacher education, affective variables, and self-regulatory learning. Correspondence:
Middle East Technical University, Department of Secondary Science and Mathematics Education, 06800 Ankara/Turkey. E-mail: esent@metu.edu.tr Phone: +90 312 210 4067.
b Yeşim ÇAPA-AYDIN, Ph.D., Middle East Technical University, Department of Educational Sciences.
Ankara/Turkey.
Esen UZUNTİRYAKİ-KONDAKÇI
aMiddle East Technical University
Yeşim ÇAPA-AYDIN
bMiddle East Technical University
Critical thinking is defined in various ways such as reflective thinking used during decision-making process (Ennis, 1985) or use of cognitive skills nec- essary to achieve a desirable outcome (Halpern, 1999). According to Paul (1996), critical thinking is related to taking one’s own responsibility. Linn (2000) states that critical thinking comprises of dif- ferent skills as searching for source of knowledge, testing validity of knowledge, questioning reliabil- ity, and making evaluations to reach conclusions.
In the current study, based on Linn’s conceptualiza- tion, critical thinking is defined as student’s using prior knowledge to solve a problem and making decisions and evaluations.
Critical thinking has some essential characteristics:
Firstly, it is context-sensitive. Prerequisite knowl- edge, complexity of the event or content of the knowledge influences people’s ability to draw cor- rect conclusions (Norris, 1985). Secondly, critical thinking can be developed through effective guid- ance (Facione, 2000). Thirdly, it is related to meta- cognition (Kuhn, 1999). During critical thinking process, students monitor their own thinking, as- sess whether they reach their goals, and evaluate their efforts, use of time, and effectiveness of their decisions (Halpern, 1998). All of these processes involve metacognitive skills as well as cognitive ones. Accordingly, this study considers metacog- nitive self-regulation as a variable playing role in critical thinking. Self-regulation is defined as mon- itoring behavior, comparing with a criterion, and make adjustments if necessary (Senemoğlu, 2004).
Self-regulation is related to several variables such as anxiety, learning strategies, and self-efficacy (Çapa Aydın, Uzuntiryaki, & Demirdöğen, 2011;
Jain & Dowson, 2009). Self-efficacy is defined as people’s beliefs in their capability to perform a task successfully (Bandura, 1986). People with high self-efficacy in science tend to select science- related activities or courses, show more effort to be successful, and do not give up when they face with obstacles (Bandura, 1997; Britner & Pajares, 2001).
Therefore, efficacious students tend to be more successful (Andrew, 1998; Lau & Roeser, 2002).
Research studies indicated a positive significant re- lationship between self-efficacy and self-regulatory strategies (Çapa Aydın et al.; Ramdass & Zimmer-Çapa Aydın et al.; Ramdass & Zimmer- et al.; Ramdass & Zimmer- man, 2008; Schnoll & Zimmerman, 2001; Schunk
& Ertmer, 1999, 2005; Sungur, 2007; Zimmerman, 2000). Self-efficacy is also related to critical think- ing (Bandura, 1997). Students with high self-effi- cacy are more likely to utilize critical thinking to overcome a problem than students with low self- efficacy (Phan, 2009).
In the present study, we examined the extent to which critical thinking is predicted by metacogni- tive self-regulation and chemistry self-efficacy by testing the following model:
Figure 1.
Model Used to Predict Critical Thinking via Metacognitive Self-Regulation and Chemistry Self-Efficacy
Method Research Design
This study employed correlational design. The purpose of correlational design is to examine the degree of relationship among different variables (Karasar, 2000). In the current study, we investigat- ed the relationship among metacognitive self-regu- lation, chemistry self-efficacy, and critical thinking.
Participants
Employing convenience sampling, a total of 365 students from three universities in Ankara who were taking general chemistry class participated in the study voluntarily. Of these students, 236 were female (64.7%), 129 were male (35.3%). Majority of the students were freshman (96%), while others were senior students. More than half of the stu- dents (n = 232, 63.6%) were in Faculty of Science and 36.4% (n = 133) were in Faculty of Education.
Data Collection Instruments
In an effort to collect data, “Critical Thinking” and
“Metacognitive Self-Regulation” dimensions of Motivated Strategies for Learning Questionnaire and “Chemistry Self-Efficacy for Cognitive Skills”
and “Chemistry Self-Efficacy for Everyday Ap- plications” dimensions of Chemistry Self-Efficacy Scale were used.
Motivated Strategies for Learning Questionnaire:
This questionnaire was developed by Pintrich, Smith, Garcia and McKeachie (1991) and adapted into Turkish by Sungur (2004). It consists of 15
dimensions and 81 items on a 7-point rating scale from “not at all true of me” to “very true of me.”
In the present study, we used critical thinking and metacognitive self-regulation dimensions. Critical thinking dimension measures the degree to which students use their previous knowledge, analyze sit- uations, and make decisions and evaluations. This dimension comprises of five items. The sample item is: “I often find myself questioning things I hear or read in chemistry class to decide if I find them con- vincing.” Metacognitive self-regulation dimension assesses planning, monitoring, and regulatory pro- cesses of students with 10 items. The sample item is: “I ask myself questions to make sure I under- stand the material I have been studying in chemis- try class.” In the present study, confirmatory factor analysis was conducted to test the factor structure of the scores obtained from the dimensions of the Motivated Strategies for Learning Questionnaire.
Results indicated good fit to the data with the fol- lowing fit indices: χ2 (89) = 211.307, p < .05; CFI = .990; NNFI = .987; RMSEA = .061. Factors load- ings were found between .63 and .73 for critical thinking and .52 and .63 for metacognitive self- regulation. Cronbach alpha internal consistency coefficient was found to be .80 for critical thinking and .84 for metacognitive self-regulation.
Chemistry Self-Efficacy Scale: This scale was de- veloped by Uzuntiryaki and Çapa Aydın (2009) to measure students’ beliefs in their capability to perform chemistry tasks successfully. It consisted of three dimensions as self-efficacy for cognitive skills, self-efficacy for psychomotor skills, and self-efficacy for everyday applications. In the cur- rent study, two dimensions of the scale were used:
self-efficacy for cognitive skills (12 items, sample item: “To what extent can you explain chemical laws and theories?”) and self-efficacy for everyday applications (4 items, sample item: “To what extent can you propose solutions to everyday problems by using chemistry?”). Items were rated on a 9-point scale ranging from “nothing” (1) to “a great deal”
(9). Findings of confirmatory factor analysis indi- cated acceptable fit: χ2 (103) = 380.477, p < .05; CFI
= .984; NNFI = .978; RMSEA = .086. Factor load- ings ranged between .46 and .72 for self-efficacy for cognitive skills and between .60 and .74 for self- efficacy for everyday applications. Cronbach alpha internal consistency coefficient was .88 for self-effi- cacy for cognitive skills and .77 for self-efficacy for everyday applications.
Procedure
Data were collected from students on a voluntary basis during class hours by the researchers. It took approximately 10 minutes to administer the instru- ments.
Data Analysis
The model was tested using structural equation modeling utilizing maximum likelihood estima- tion via AMOS 4.0 (Arbuckle & Wothke, 1999).
Latent variables were critical thinking, metacogni- tive self-regulation, chemistry self-efficacy for cog- nitive skills, and chemistry self-efficacy for every- day applications. Items were identified as manifest variables. Frequently used fit indices are chi-square statistics (c2), comparative fit index (CFI), non- normed fit index (NNFI), and root mean square error approximation (RMSEA). Considering the limitations of chi-square statistics (Byrne, 2001), CFI, NNFI, and RMSEA were used in the present study. For acceptable fit, CFI and NNFI are recom- mended to be higher than .95 while RMSEA to be lower than .08 (Byrne; Hu & Bentler, 1999; Kline, 1998).
Results
Table 1 presents means, standard deviations, and correlations among the variables. Findings indi- cated significant positive relationship between variables.
Table 1.
Mean, Standard Deviation, and Correlation among Variables
Variables M SD 1 2 3
1. Self-efficacy for cogni-
tive skills 5.87 1.13
2. Self-efficacy for
everyday applications 5.57 1.38 .77**
3. Metacognitive self-reg-
ulation 4.54 1.09 .47** .44**
4. Critical thinking 4.09 1.25 .44** .46** .67**
N = 365. **p < .01
Findings of structural equation modeling showed acceptable fit to the data (χ2 (429) = 1101.23, p <
.05; CFI = .978; NNFI = .974; RMSEA = .066). Fig- ure 2 displays standardized coefficients. All factor loadings were significant and ranged between .46 and .75.
Figure 2.
Findings of Structural Equation Modeling
Findings indicated significant and positive rela- tionship between metacognitive self-regulation and self-efficacy for cognitive skills (γ= .64, p<.05) and metacognitive self-regulation and self-efficacy for everyday applications (γ=.64, p<.05). In addi- tion, there was a significant positive relationship between metacognitive self-regulation and criti- cal thinking (γ=.78, p<.05). However, there was no significant relationship between self-efficacy for cognitive skills and critical thinking (γ=.06) and self-efficacy for everyday applications and criti- cal thinking (γ=.12). The model tested explained 68.5% variance in critical thinking. Direct, in- direct, and total effects are presented in Table 2.
While critical thinking was predicted directly by metacognitive self-regulation, it was not predicted indirect through self-efficacy.
Discussion
The present study examined the degree to which critical thinking was predicted directly or indi- rectly by metacognitive self-regulation and chem- istry self-efficacy using structural equation mod- eling. The model was found to be acceptable and explained 68.5% variance. The most striking find- ing was that metacognitive self-regulation plays a key role in critical thinking. Accordingly, students higher in metacognitive self-regulation monitor
and evaluate their learning process and in this way they observe their progress. This process helps them think critically. There are empirical findings supporting this claim in literature (Phan, 2010;
Pintrich, Smith, Garcia, & McKeachie, 1993). On the other hand, metacognitive self-regulation did not predict indirectly critical thinking via chemis- try self-efficacy.
Another finding was the significant relationship between metacognitive self-regulation and chem- istry self-efficacy (self-efficacy for cognitive skills and for everyday applications). Students who take responsibility of their own learning, in other words, students using self-regulatory strategies effectively, tend to be higher in efficacy. These students believe in their capabilities to both explain fundamental chemistry concepts and connect chemistry with everyday life. Similar findings were found both in national and international studies (Çapa Aydın et al., 2011; Jain & Dowson, 2009; Ramdass & Zim- merman, 2008; Schnoll & Zimmerman, 2001; Sc- hunk & Ertmer, 1999; Sungur, 2007).
Although efficacious students are expected to be higher in critical thinking (Bandura, 1997; Phan, 2010), there are inconsistent findings in literature.
For example, Phan (2009) found positive and sig- nificant relationship between efficacy and criti- cal thinking in a cross-sectional and longitudinal study, whereas he did not find any relationship in 2007. However, self-efficacy was treated as one-di- mensional in these studies. The findings of the pres- ent study were consistent with those of Phan (2007).
The current study provides insights to better un- derstand critical thinking of students. On the other hand, as the study utilized correlational design and did not use random sampling, findings should be evaluated cautiously. Experimental or longitudi- nal studies should be conducted in future to imply cause-and-effect relationship. Furthermore, aca- demic achievement might be added to the model as an outcome variable in different disciplines.
Thereby, findings would have implications for en- hancing student achievement.
Table 2.
Standardized Direct, Indirect, and Total Effects
Predictors Criterion variables Direct effect Indirect effect Total effect
Metacognitive self-regulation Self-efficacy for cognitive skills .64* - .64*
Self-efficacy for everyday
applications .64* - .64*
Critical thinking .78* .04 .82*
Self-efficacy for cognitive skills Critical thinking .06 - .06
Self-efficacy for everyday
applications Critical thinking .12 - .12
Andrew, S. (1998). Self-efficacy as a predictor of academic per- formance in science. Journal of Advanced Nursing, 27, 596–603.
Arbuckle, J. L., & Wothke, W. (1999). Amos 4.0 user’s guide.
Chicago, IL: SPSS.
Bandura, A. (1986). Social foundations of thought and action:
A social cognitive theory. Englewood Cliffs, NJ: Prentice Hall.
Bandura, A. (1997). Self-efficacy: The exercise of control. New York: Freeman.
Britner, S. L., & Pajares, F. (2001). Self-efficacy beliefs, moti- vation, race, and gender in middle school science. Journal of Women and Minorities in Science and Engineering, 7, 271–285.
Byrne, B. M. (2001). Structural equation modeling with AMOS.
Mahwah, NJ: Lawrence Erlbaum.
Çapa Aydın, Y., Uzuntiryaki, E., & Demirdöğen, B. (2011). In-., Uzuntiryaki, E., & Demirdöğen, B. (2011). In- terplay of motivational and cognitive strategies in predicting self-efficacy and anxiety. Educational Psychology, 31, 55-66.
Ennis, R. H. (1985). The logical basis for measuring CT skills.
Educational Leadership, 43 (2), 44–48.
Facione, P. A. (2000). The disposition toward critical thinking:
Its character, measurement, and relationship to critical thin- king skill. lnformal Logic, 20 (1), 61-84.
Halpern, D. F. (1998). Teaching critical thinking for transfer across domains. American Psychologist, 53, 449–455.
Halpern, D. F. (1999). Teaching for critical thinking: Helping colle- ge students develop the skills and dispositions of a critical thinker.
New Directions for Teaching and Learning, 80 (Winter), 69-74.
Hu, L., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indices in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling, 6, 1-55.
Ip, W., Lee, D., Lee, J. C., Wootton, Y., & Chang, A. (2000). Dis- positions toward critical thinking: A study of Chinese undergra- duate nursing students. Journal of Advanced Nursing, 32, 84-90.
Jain, S., & Dowson, M. (2009). Mathematics anxiety as a func- tion of multidimensional self-regulation and self-efficacy. Con- temporary Educational Psychology, 34, 240–249.
Karasar, N. (2000). Bilimsel araştırma yöntemi. Ankara: Nobel.
Kline, R. B. (1998). Principles and practice of structural equati- on modeling. New York: Guilford.
Kuhn, D. (1999). A developmental model of critical thinking.
Educational Researcher, 28 (1), 16–26.
Milli Eğitim Bakanlığı. (2008). Ortaöğretim 11. sınıf kimya der- si öğretim programı. Ankara: Yazar.
Lau, S., & Roeser, R. W. (2002). Cognitive abilities and moti- vational processes in high school students’ situational engage- ment and achievement in science. Educational Assessment, 8, 139–162.
Linn, M. C. (2000). Designing the knowledge integration environment. International Journal of Science Education, 22, 781–796.
Norris, S. P. (1985). Synthesis of research on critical thinking.
Educational Leadership, 42 (8), 40-45.
Paul, R. (1996). Critical thinking workshop handbook. Rohnert Park, CA: Centre for Critical Thinking, Sanoma State University.
Phan, H. P. (2007). An examination of reflective thinking, learning approaches, and self-efficacy beliefs at the university of the south pacific: A path analysis approach. Educational Psy- chology, 27, 789-806.
Theoretical framework and empirical evidence. Educational Psychology, 28, 325-340.
Phan, H. P. (2009). Relations between goals, self-efficacy, cri- tical thinking, and deep processing strategies: A path analysis.
Educational Psychology, 29, 777-799.
Phan, H. P. (2010). Students’ academic performance and vari- ous cognitive processes of learning: An integrative framework and empirical analysis. Educational Psychology, 30, 297–322.
Pintrich, P. R., Smith, D. A. F., Garcia, T., & McKeachie, W. J.
(1991). A Manual for the use of the Motivated Strategies for Le- arning Questionnaire (MSLQ). Ann Arbor, MI: National Center for Research to Improve Postsecondary Teaching and Learn-Research to Improve Postsecondary Teaching and Learn- ing, University of Michigan.
Pintrich, P. R., Smith, D. A. F., Garcia, T., & McKeachie, W.
J. (1993). Reliability and predictive validity of the motivated strategies for learning questionnaire (MSLQ). Educational and Psychological Measurement, 53, 810–814.
Ramdass, D., & Zimmerman, B. (2008). Effects of self- correction strategy training on middle school students’ self- efficacy, self-evaluation, and mathematics division learning.
Journal of Advanced Academics, 20, 18-41.
Renaud, R. D., & Murray, H. G. (2008). Comparison of a sub- ject-specific and a general measure of critical thinking. Thin- king Skills and Creativity,3, 85-93.
Schafersman, S. D. (1991). An introduction to critical thinking [Online]. Retrieved October 21, 2010 from http://www.freein- quiry.com/critical-thinking.html.
Schnoll, R., & Zimmerman, B. J. (2001). Self-regulation tra- ining enhances dietary self-efficacy and dietary fiber con- sumption. Journal of the American Dietetic Association, 101, 1006–1011.
Schunk, D. H., & Ertmer, P. A. (1999). Self-regulatory processes during computer skill acquisition: Goal and self-evaluative inf- luences. Journal of Educational Psychology, 91, 251–260.
Schunk, D. H., & Ertmer, P. A. (2005). Self-regulation and academic learning: Self-efficacy enhancing interventions. In M. Boekaerts, P. R. Pintrich, & M. Zeidner (Eds.), Handbook of self-regulation (pp. 631–649). San Diego, CA: Elsevier Aca- demic Press.
Seferoğlu, S. ve Akbıyık, C. (2006). Eleştirel düşünme ve öğreti- mi. Hacettepe Üniversitesi Eğitim Fakültesi Dergisi, 30, 193-200.
Senemoğlu, N. (2004). Gelişim, öğrenme ve öğretim: Kuramdan uygulamaya. Ankara: Gazi Kitabevi.
Sungur, S. (2004). The implementation of problem based lear- ning in high school biology courses. Unpublished doctoral dis- sertation, Middle East Technical University, Turkey.
Sungur, S. (2007). Modeling the relationships among students’
motivational beliefs, metacognitive strategy use, and effort regulation. Scandinavian Journal of Educational Research, 51, 315–326.
Şengül, C. ve Üstündağ, T. (2009). Fizik öğretmenlerinin eleştirel düşünme eğilimi düzeyleri ve düzenledikleri etkinliklerde eleştirel düşünmenin yeri. Hacettepe Üniversitesi Eğitim Fakültesi Dergisi, 36, 237-248.
Uzuntiryaki, E., & Çapa Aydın, Y. (2009). Development and validation of chemistry self-efficacy scale for college students.
Research in Science Education, 39, 539–551.
Zimmerman, B. J. (2000). Attaining self-regulation: A social cognitive perspective. In M. Boekaerts, P. R. Pintrich, & M.
Zeidner (Eds.), Handbook of self-regulation (pp. 13–39). San Diego, CA: Elsevier Academic Press.
