|
2017, Cilt 7, Sayı 3, Sayfa(lar) 617-626 |
|
DOI: 10.5961/jhes.2017.238 |
Eğitimde Öğretmenler için Yeni Bir Kalıpyargılar Ölçeği’nin Geçerlik ve Güvenirlik Çalışması |
Süleyman AVCI |
Marmara Üniversitesi, Atatürk Eğitim Fakültesi, Eğitim Bilimleri Bölümü, İstanbul, Türkiye |
Anahtar Kelimeler: Kalıpyargı, Ölçek geliştirme, Eğitim |
|
Kalıpyargı, aralarındaki farklılıkları göz önüne almaksızın, bir grubun hemen hemen bütün üyelerine aynı karakteristik özellikleri atfederek
bir grup insan hakkında genelleme yapmak şeklinde tanımlanır. Normal şartlarda her insanda bulunan ve zararsız olan kalıpyargıların,
eğitim ortamında öğrenciler üzerinde akademik başarıyı düşürme, devamsızlığı ve okul terkini artırma gibi çeşitli olumsuzluklar oluşturma
ihtimali bulunur. Bu nedenle eğitimde kalıpyargı tehdidi öğretmenlerin farkına varması gereken bir olgudur. Öğretmenlerin farkındalığını
artırmaya yönelik çalışmalara kanıt sunma amacıyla kalıpyargı tehdidinin etkisini ortaya koyma açısından geliştirilecek ölçme araçlarına
ihtiyaç bulunmaktadır. Yukarıda belirtilen ihtiyacı karşılamaya yönelik, bu araştırma ile öğretmenlerin eğitim ortamında sahip oldukları
kalıpyargıları belirlemeye yönelik olarak “eğitimde kalıpyargılar ölçeğinin” geliştirilerek, geçerlik ve güvenirlik çalışmalarının yapılması
amaçlandı. Araştırmanın örneklemini 2013-2014 eğitim öğretim yılı bahar yarıyılında İstanbul’un 25 farklı İlçesinde, ilkokul, ortaokul
ve lise düzeylerinde görev yapan 442 öğretmen oluşturmuştur. 73 aday madde ile başlanan çalışmada uygulanan açımlayıcı faktör analizi
sonucu 35 maddenin elenmesiyle sekiz faktörden oluşan 38 maddelik bir ölçek elde edildi. Sekiz faktörün Eigen değerleri 1.61 ile 4.92
arasında, yük değerleri ise 4.35 ile 13.29 arasında değişiyor olup toplam yük değeri 55.98’dir. Ölçeğin bütünün Cronbach alfa ile tespit
edilen iç güvenirlik değeri .866 olarak tespit edildi. Ölçeğin faktörlerine ilişkin Cronbach alfa ile tespit edilen iç güvenirlik değerleri ise
.886 ile .740 arasında değişiyor. Ölçeğin sekiz faktörü arasında .338 ile .004 arasında değişen ilişki tespit edildi. Ayrıca yapılan doğrulayıcı
faktör analiziyle elde edilen yapının uygunluğu desteklendi. Yukarıda yer alan bulgulardan hareketle geliştirilen 38 maddelik ölçeğin
öğretmenlerin kalıpyargılarını belirlemek amacıyla kullanılabileceği söylenebilir. |
Başa Dön
Öz
Giriş
Materyal ve Metod
Bulgular
Tartışma
Kaynaklar
|
|
İnsanlar, diğerlerini yakından tanımak için çaba harcamayan,
onları belirli kalıplar içerisine yerleştirerek algılamaya çalışan
bilişsel tembellerdir (Aronson, Akert, & Wilson, 2012). İnsan
zihninde var olan, çevresindeki kişi ve olayları algılamaya,
anlamlandırmaya yarayan bu yapılar “kalıpyargı” olarak adlandırılır.
Kalıpyargı, Aronson, Wilson ve Akert (2012: 752) tarafından,
aralarındaki farklılıkları göz önüne almaksızın, bir grubun
hemen hemen bütün üyelerine aynı karakteristik özellikleri
atfederek bir grup insan hakkında genelleştirme yapmaktır
şeklinde tanımlanır. Herkeste var olan, diğer bireylere yönelik
kalıpyargılaştırma eğilimi, özünde kötü bir düşünce biçimi olmayıp
dünyaya bakışı basitleştiren bir tekniktir (Aronson, 2002;
Sherman, Macrae, & Bodenhausen, 2000). Bu sayede zihin fazla
yorulmadan iletişimi sürdürür, çevresini, dünyayı daha kolay
algılar). Kişi bir gruba yönelik kalıpyargılara sahip olduğunda, o
grubun kalıpyargıyı destekleyen davranışlarını daha fazla, diğer
grupların benzer davranışlarını ise daha az görmeye başlar. Bu
sayede kalıpyargılar pekişmiş olur ve kişi kalıpyargısının doğru
olduğuna daha fazla inanmaya başlar (Aronson, 2002).
İnsanlar aşırı şekilde kalıpyargılara dayalı olarak düşündüğünde,
diğerlerinin içinde bulunduğu şartlara göre değil, mensubu
olduğu gruba veya kişiliğine uygun şekilde davrandığını varsayar.
Kalıpyargılar, özellikle önyargılara (Prejudice) dönüştüğünde
sorun olmaya başlar (Aronson, 2002; Aronson, Wilson, & Akert
2012). Aronson, Wilson ve Akert’e göre (2012: 750) önyargı,
ayırt edilebilir bir gruptaki insanlara karşı yalnızca bu gruba üye
olmalarına dayanarak, düşmanca ya da olumsuz tavır besler.
Kalıpyargılar bilişsel iken önyargılar duyuşsaldır, yani tutumla
ilgilidir. Önyargıların oluşması için öncelikle bireyde ilgili gruba
ait bir kalıpyargının bulunması gerekir (Good, Aronson, &
Harder, 2008; Ünlü, 2004). Kalıpyargılar uzun yıllar kullanılması
nedeniyle otomatik olarak ortaya çıkarlar ve kişiyi önyargıya
yönlendirirler. Bu nedenle kalıpyargılar mümkün olduğu kadar
engellenmelidir (Locke & Johnston, 2001).
Kalıpyargılar normalde dünyayı çok fazla yorulmadan anlamayı
sağlayan otomatik düşünceler iken, eğitimdeki kalıpyargılar,
öğrencileri derinlemesine tanımanın önündeki en büyük engellerden
birisidir. Kalıpyargıların eğitimdeki etkisinin tanımlamak
amacıyla “kalıpyargı tehdidi” kavramı ortaya atıldı. Kalıpyargı
tehdidi, Aronson, Wilson ve Akert tarafından (2012: 782) bir
grubun üyelerinin davranışları ile kültürel bir stereotipi doğrulayacakları
endişesi şeklinde, Steele and Aronson (1995)
tarafından ise kalıpyargı tehdidi, bir kişinin bulunduğu sosyal
grup hakkındaki olumsuz kalıpyargıların doğrulanacağına ilişkin
kaygısı şeklinde tanımlanır. Kalıpyargı tehdidi en çok dinsel veya
millet olarak azınlıkların, bayanların ve düşük sosyo ekonomik
düzeye sahip bireylerin performanslarını olumsuz yönde etkiler
(Singletary et al., 2014).
Kalıpyargı tehdidi, özellikle kalıpyargıların harekete geçirilmesiyle
meydana gelir. Normal şartlarda öğretmen tarafından
cinsiyete ilişkin herhangi bir vurgu yapılmazsa bayan ve erkek
öğrenciler eşit akademik başarı gösterir. Bayanlarla erkeklerin
yarıştırılması durumlarında bayanlar genel toplumsal kalıpyargılar
nedeniyle kendilerini stres altında hissettiklerinden başarısız olabilirler (Singletary, Ruggs, & Hebl, 2009). Kalıpyargı
tehdidinin öğrencinin kendisine ve ortama bağlı olarak etkisiz
hale getirilebileceği söylenebilir (Aronson, 2004). Kalıpyargı
tehdidinin eğitim ortamında, akademik başarıyı düşürme, sınav
yapılan alanı önemsiz görmeye yol açma ve belirli meslekleri
tercih etmeme gibi birçok olumsuz etkisi bulunur (Stroessner &
Good, 2014). Kalıpyargılarının diğer bir olumsuz yönü, öğrenciler
tarafından içselleştirilmesi ve kendi kendilerini damgalamalarıdır
(“self-stigmatization”) (Ludwikowski et al., 2002).
Kalıpyargının öğrenme üzerine etkisine ilişkin özellikle Amerika
Birleşik Devletleri’nde yapılan çok sayıda çalışma vardır (Singletary,
Ruggs, & Hebl, 2009; Picho, Rodriguez, & Finnie, 2013;
Thoman et al. 2013). Bu çalışmaların büyük çoğunluğu deneysel
tipte olup, daha çok kalıpyargı tehdidi ile ilgilidir. Kalıpyargı
üzerine Türkiye’de toplumsal cinsiyet (Demirel, 2009; Bağçeli,
2008; Kahraman & Başal, 2011), kadın yöneticiler (Şimşek,
2010), müzik tercihi (Şenel, 2013), obezite (Altun, 2015) konularında
çalışmalar yer alıyor. Literatür taramasında, Türkiye’de
öğretmenlerin öğrenme, yöntem seçimi, veli ile iletişim, kişiler
arası iletişim vb. yönelik kalıpyargılarını araştıran bir çalışma
bulunamadı. Okul ortamlarında, öğretmenlerin sahip olduğu
belki de öğrencileri olumsuz yönde etkileyen çok sayıda kalıpyargı
vardır. Kalıpyargılar konusunda öğretmenlerin farkındalık
düzeylerinin artırılmasının olumsuzlukları önleme açısından
faydalı olacaktır. Bu farkındalığın oluşması için ise bilimsel
kanıtlar ihtiyaç yardır. Bu çalışma ile yukarıda belirtilen ihtiyaçtan
hareketle hem öğretmenlerin sahip oldukları kalıpyargıların
hem de bunların düzeylerinin belirlenmesine yönelik bir ölçme
aracının geliştirilmesi amaçlandı.
Ölçek Geliştirme Süreci
Ölçekler, nicel araştırma metodolojisi kapsamında veri toplamak
amacıyla kullanılan standart ölçme araçları olup geliştirmesi
uyulması gereken belirli sistematiği ve kuralları olan
bilimsel bir faaliyettir (Büyüköztür, et al., 2016). Ölçekler çok
sayıda bireyin belirli duruma ilişkin görüşlerini, tutumlarını,
inançlarını belirlemek amacıyla kullanılırlar. Ölçek geliştirme,
problemi tanımlama, madde yazma, uzman görüşü alma ve
ön uygulama-ölçeğe son halini verme şeklinde isimlendirilebilecek
dört temel basamaktan oluşur (Büyüköztürk, 2012).
Tüm bu basamaklarda yapılan işlemlerle, bilimselliğin temeli
olan geçerli ve güvenilir bir ölçme aracı elde edilir. Ölçek geliştirme
çalışmasına geçilmeden önce literatür detaylı taranarak
hazır bir ölçek olup olmadığı tespit edilir (Devellis, 2015). Eğer
hazır bir ölçek yok veya ihtiyacı karşılamıyor ve araştırmacının
geliştireceği ölçek için geçerli, ikna edici nedenleri var ise literatür
taraması sürecine geçilmelidir. Bu aşamada, araştırmacı
ölçülmek istenen özelliğe ilişkin literatüre detaylı olarak hâkim
olmalıdır. Ardından, ilgili özelliğin tüm yönlerini içerisine alabilecek
şekilde yani kapsam geçerliğine dikkat ederek madde
havuzu oluşturulmalıdır. Maddeler, literatür inceleme, hedef
grupla ve uzmanlarla görüşme yollarıyla üretilebilir. Madde
hazırlanması sürecinde aynı zamanda cevaplama biçimine de
(Likert tipi, sıralama, doğru-yanlış) karar verilmelidir. Araştırmacı
madde yazma sürecini tamamladığında, alanda uzman
kişilerden maddelerin kapsamı, anlaşılırlığı, hedef grubu
uygunluğu açısından görüş alınmalıdır. Araştırmacıların görüşlerine bağlı olarak, maddeler düzeltilebilir veya ölçekten çıkarılabilir.
Sonrasında ölçek uygulamaya hazır bir biçime getirilir
ve yönergesi yazılır. Ölçek hedef gruba uygulanmadan önce,
hedef gruba benzer bir küçük grupta pilot uygulaması yapılmalıdır
(Devellis, 2015). Pilot uygulama için, madde sayısı 30’dan
az ise 50, fazla ise madde sayısının iki-üç katı kişiye uygulama
yapılmalıdır. Pilot uygulama sayesinde ölçek gerçek ortamda
denerek, olası hatalar giderilir, uygulama zamanı belirlenir ve
anlaşılmayan yerler var ise giderilir. Bu aşamadan sonra ölçek
geçerlik ve güvenirlik çalışması için uygulamaya hazır olur.
Geçerlik çalışması için madde sayısının en az beş katı, mümkünse
10 katı kişiye uygulama yapılmalıdır. Madde sayısı 10 dahi
olsa en az 300 kişilik örneklem alınmalıdır (Çokluk, Şekercioğlu,
& Büyüköztürk,22014). Güvenirlik analizlerinden test tekrar
test analizi için, uygulama yapılan gruptan seçilen en az 50
kişiye, minimum 15 gün sonra tekrar uygulama yapılmalıdır.
Güvenirlik kapsamında eşdeğer formlar analizi için ise yine
uygulama yapılan gruptan seçilecek en az 50 kişiye eşdeğer
form aynı anda uygulanmalıdır. Uygulama yapıldıktan ve elde
edilen veriler bilgisayar ortamına aktarıldıktan sonra, ölçeğin
yapı geçerliği için açımlayıcı (AFA) veya doğrulayıcı (DFA) faktör
analizlerinden birisi seçilir. AFA, aynı özelliği ölçen çok sayıdaki
madde arasından birbiri ile ilişkili maddeleri bir araya getirerek,
değişken sayılarını azaltarak, yeni, anlamlı ve az sayıda boyut
(faktör) bulmayı amaçlayan bir test tekniğidir:(Büyüköztürk,
2012: Özdamar, 2016). AFA sayesinde, maddelerin kaç tane
örtük değişkenden oluştuğu, faktörlerin anlamı, maddelerin
daha iyi veya kötü çalışıp çalışmadığı (DeVellis, 2014: 116-117),
değişkenler arasındaki korelasyon değerleri belirlenmesi ve
değişken sayısını azaltılması için kullanılır (Tabachnick & Fidell,
2007: 611).
DFA önceden, ya AFA ile ya da kuramsal olarak belirlenen faktör
yapılarının doğru olup olmadığını test eder (Byrne, 2012;
Bayram, 2013). Ölçek çeviri çalışmalarında veya AFA ile yapılan
analiz sonucunda elde edilen faktör yapısının doğrulanmasında
kullanılır (Kline, 2005)
Bu çalışmada ilk olarak AFA yapıldı, ardından ortaya çıkan yapı
DFA ile kontrol edildi. Faktör analizlerine ilişkin detaylı bilgiler
bu çalışmanın bulgular ve tartışma bölümlerinden detaylı olarak
sunuldu.
|
Başa Dön
Öz
Giriş
Materyal ve Metod
Bulgular
Tartışma
Kaynaklar
|
|
Bu araştırma, bir ölçek geliştirme çalışması olup, öğretmenlere
yönelik “eğitimde kalıpyargılar ölçeğinin” geliştirilmesi, geçerlik
ve güvenirlik çalışmasının oluşturulması amacıyla yapıldı. Ölçek
ile öğretmenlerin sahip oldukları kalıpyargılaştırma eğilimleri
ölçülebilecektir.
Örneklem
Bu çalışmanın örneklemini 2013-2014 eğitim öğretim yılı bahar
yarıyılında İstanbul’un 25 farklı ilçesinde görev yapan 442
öğretmen oluşturmuştur. İlgili tarihte İstanbul’da 103000 öğretmen
görev yapıyor olup %5 hata ile örneklem sayısı 383’tür.
Mevcut durumda örneklemden daha fazla sayıda öğretmene
ulaşıldı. Bunun yanında, faktör analizi için en az 300 olmak
üzere madde sayısının beş ile 10 katı kişiye ulaşılması gerekir (Çokluk, Şekercioğlu, & Büyüköztürk, 2014). Bu çalışmada 75
aday madde üzerinde analiz yapılacağından 75x5=375 madde
olması gerekiyordu. 442 kişi ile minimum sayının üzerine çıkıldı.
Ölçek maddeleriyle birlikte sunulan tanımlayıcı sorulara
verilen cevaplara göre, araştırmaya katılan öğretmenlerin
yüzde 35.7’si erkek, yüzde 64.3’ü ise bayandır. Öğretmenlerin
yüzde 35’i ilkokulda, yüzde 30.6’sı ortaokulda ve yüzde 30.2’si
lisede görev yapıyor. Öğretmenlerin en küçüğü 22 en büyüğü
61 yaşında olup yaş ortalaması 34.2’dir.
Ölçek Geliştirme Süreci
Ölçeğin geliştirmesi sürecinde, bu çalışmanın giriş bölümünde
açıklanan ölçek geliştirme süreci takip edildi. Bu kapsamda
ilk olarak, Dünya’da ve Türkiye’de eğitimde kalıpyargı üzerine
yapılan çalışmalar incelendi. Bu çalışmalarda eğitim ortamındaki
cinsiyet, dini inanç, etnik köken ve cinsiyet üzerine
kalıpyargı çalışmalarının olduğu tespit edildi. Bu çalışmaların
büyük çoğunluğu kalıpyargı tehdidi üzerine yapılan deneysel
çalışmalardı. Öğretmenlerin kalıpyargılarını bütünlük içerisinde
ele alan bir çalışmaya rastlanmadı. Oysaki öğretmenlerin sahip
olduğu kalıpyargıların öğrencilerin öğrenmeleri başta olmak
üzere eğitimi genel olarak etkileme ihtimali bulunuyor. Buradan
hareketle, öğretmenlerin eğitim-öğretim ortamının bileşenleri
üzerine kalıpyargılarını ölçen bir ölçme aracı geliştirmeye karar
verildi. Araştırmacı öncelikle farklı seviyelerde ve branşlarda
görev yapan sekiz öğretmene kalıpyargılar hakkında kısa bir
eğitim verdikten sonra, onlarla öğretmenlerin sahip oldukları
kalıpyargıların neler olabileceği üzerine grup çalışmaları
yapıldı. Çalışma, haftada iki saat olmak üzere üç hafta devam
etti. Çalışma sürecinde açık uçlu anket formu hazırlanarak 50
öğretmene uygulandı. Bu formda belirlenen sekiz alt boyuta
ilişkin kalıpyargıların alınabileceği sekiz açık uçlu soru yazıldı.
Örnek soru: Genç öğretmenler………. . Okul yöneticileri …… .
Çalışmalar sonunda öğretmenlerin sahip olabilecekleri, okul
yöneticileri, meslektaşları (yaş, ücretli olmak), öğrenci velileri,
öğrenci cinsiyeti, öğretim yöntemi, öğrenci öğrenmesi, öğrencilerin
problem davranışları boyutlarında 75 kalıpyargı- aday
ölçek maddesi belirlendi. Örnek kalıpyargı ifadesi, “arka sırada
oturan öğrenciler dersle ilgilenmezler”. Bu ifadeyi kalıpyargı
yapan, arka sırada oturan öğrencilerden de dersle ilgilenenlerin
olmasıdır. Bu kalıpyargıya sahip öğretmen farkına varmadan, o
öğrencilerle daha az ilgilenir, zor soruları onlara sormaz, onlardan
beklentisini düşük tutar. Sonuç olarak arka sırada oturan
öğrenciler kendilerinden bekleneni yapar, dersle ilgilenmezler.
Belirlenen 75 ölçek maddesi, maddelerin anlaşılırlığını, uygunluğunu
belirlemek ve ek madde önerileri almak amacıyla 45
kişilik öğretmen grubuna ön uygulama yapıldı. Bu uygulama
sonunda maddelerde düzeltme yapıldı ve sekiz madde önerisi
alındı. Oluşturulan 83 madde, sosyoloji eğitimi olan ve eğitim
bilimleri alanında çalışan dört öğretim elemanına değerlendirme
için sunuldu. Bu kişilerin önerileri doğrultusunda ifadelerde
düzenlemeye gidildi ve din, etnik köken, cinsiyet ayrımcılığı
gibi sosyal açıdan sorun oluşturma ihtimali bulunan 10 ölçek
maddesi elendi. Ölçeğin cevapları beşli Likert tipinde düzenlenmiş
olup cevaplar “Tamamen katılıyorum (5)”, “katılıyorum
(4)”, “ortadayım (3)”, “katılmıyorum (2)”, “hiç katılmıyorum (1)”
şeklindedir.
Ön çalışma sürecinde hazırlanan 73 aday ölçek maddesi geçerlik
ve güvenirlik çalışmaları için 442 öğretmene uygulandı. Ölçeğin
yapı geçerliği için öncelikle açımlayıcı faktör analizinden (AFA),
elde edilen farktör yapısının doğruluğunu test etmek için ise
doğrulayıcı faktör analizinden (DFA) faydalanıldı. Ölçeğin güvenirliği
ise Cronbachaalfa, madde kalan, madde toplam ve ayırt
edicilik testleri ile tespit edildi.
Ölçeğin geçerlik ve güvenirlik çalışmasına geçilmeden önce elde
edilen veri setinin Kolmogrov-Smirnov testi ile normal dağılım
gösterip göstermediğine bakıldı. Normal bir dağılım için elde
edilen p değerinin .05’den büyük olması gerekir (Büyüköztürk,
2012). Ardından, ölçeğin yapı geçerliğini tespit etmek amacıyla
AFA yapıldı. Bu analiz öncesinde ise örneklem sayısının faktör
analizi yapılmaya uygun olup olmadığını anlamak amacıyla Kaiser-
Meyer-Olkin (KMO) testi, ayrıca ölçme aracının faktör yapılarına
ayrışıp ayrışmayacağını anlamak amacıyla da Bartlett’s
testi yapıldı. Faktör analizi yapılabilmesi için KMO değerinin ez
az 0.60 ve Bartlett’s testinin anlamlı çıkması gerekir (Tabachnick
& Fidell, 2007). AFA’da faktörlerin belirlenmesinde Eigen
değerinden faydalanılır. Eigen değeri 1 ve üzeri olan faktörler
kullanılır (Tavşancıl, 2002). Eigen değeri 1’in üzerinde olan
faktörlerin, toplam açıklanan varyans oranının %40’tan yüksek
olması gerekir. Bu değerin yüksek olması faktör yapısının
gücünün arttığını gösterir (Özdamar, 2016). Bu çalışmada Eigen
değeri 1, toplam açıklanan varyansa oranı için alt sınır .40
olarak kabul edildi. Faktörlere yerleşen maddelerin her birinin
faktör yük değerinin.40’tan büyük olması gerekir. Eğer bir madde
birden fazla faktörde yük değere sahipse yük değeri büyük
olana alınır. Bu durumda iki yük değer arasında .10’dan daha
büyük fark olmalıdır. Ayrıca bir faktörün en az iki maddeden
oluşması gerekir (Tavşancıl, 2002; Çokluk, Şekercioğlu, & Büyüköztürk,
22014). Bu çalışmada, yukarıda belirtilen kurallara
uymayan 35 madde ölçeğin son haline alınmadı. Bundan sonra,
AFA ile elde edilen ölçek maddeleri ve alt boyutları üzerine
güvenirlik analizleri yapıldı. İlk olarak alt boyutlar arasındaki
korelasyona bakıldı. Korelasyon değerinin yüksekliği bitişikliğin,
düşüklüğü ise ayrışıklığın göstergesidir. Burada beklenen sonuç
ne çok yüksek ne de çok düşük olmasıdır (Tabachnick & Fidell,
2007). Ardından, alt boyutların Cronbach alfa ile iç tutarlılıkları
analiz edildi. Alfa güvenirlik katsayısı ne kadar yüksek olursa
ölçekte bulunan maddelerin o ölçüde birbirleriyle tutarlı olduğu
ve aynı özelliğin öğelerini yoklayan maddelerden oluştuğu
şeklinde yorumlanır (Tezbaşaran, 81997). Bu değerin kabul
edilebilir alt sınırı .60’tır (Özdamar, 2016). Ölçeğin güvenirliği
kapsamında, maddeler üzerinde madde toplam ve ayırt edicilik
değerleri hesaplandı. Madde toplam korelasyonu, bir maddenin
alt boyuttaki maddeleri toplamları ile arasındaki korelasyon
değeridir. Bu değerin .30 üzerinde olması maddelerin diğer
maddelerle iyi uyum gösterdiğini ifade eder. Geliştirilen ölçekteki
tüm maddelerin madde toplam değerlerinin .30 üzerinde
olması, maddelerin birbiriyle uyumlu olduğunun göstergesidir
(Büyüköztürk, 2012). Madde ayırt edicilik değeri için toplam
puan büyükten küçüğe sıralanır, alt ve üst yüzde 27’lik dilimler
alınır ve bu iki grup puanları ortalamaları arasındaki fark t
testi ile analiz edilir. Ortalamalar arasındaki farkın istatistiksel
olarak anlamlı çıkması ölçeğin iç tutarlılığının bir kanıtıdır
(Büyüköztürk, 2012). Çalışma kapsamında son olarak, AFA ile belirlenen yapının doğrulanması amacıyla, DFA yapıldı. DFA,
farklı bir dilden çevrilen ölçeğin faktör yapısının onaylanması,
kuramsal olarak belirlenen faktörlerden oluşturulan yapının
doğruluğunun test edilmesi ve AFA ile elde edilen faktör yapısının
sağlamasının yapılması amacıyla kullanılır (Byrne, 2012;
Bayram, 2013). DFA’da test edilen modelin uyumu için ki-kare
istatistik değeri ve uyum iyiliği indekslerine bakılır (Hu ve Bentler,
1999: 2). DFA’da ölçek yapısının uygunluğu ki-kare (χ2/df
oranı) ve uyum iyiliği indekslerine (GFI, AGFI, CFI, RMSEA, RMR,
SRMR ) göre değerlendirilir (Schumacker & Lomax, 1996). χ2/
df oranının 2’nin altında olması iyi uyumu, 5’in altında olması
ise kabul edilebilir uyumu gösterir. RMSEA (yaklaşık hataların
ortalama karekökü) değerinin .05’ten küçük veya eşit olması
iyi bir uyumu, .05 ve .08 arasında olması yeterli uyumu, .08
ve .10 arasında ise zayıf bir uyumu gösterir. AGFI (düzeltilmiş
iyilik uyum indeksi) ve GFI (iyilik uyum indeksi), değerlerinin .95
üzeri mükemmel uyumu, .90 ve üzeri iyi bir uyumu gösterir. CFI
(karşılaştırmalı uyum indeksi) için ise .90 ve üzerindeki değerler
kabul edilebilir uyumu, .95 ve üzeri iyi uyumu gösterir (Schumacker
& Lomax, 1996; Byrne, 2001; Hu & Bentler, 1999).
Veri Toplama Aracının Uygulanması
Deneme formu olarak hazırlanan 73 maddelik ölçek, araştırmacı
tarafından 442 öğretmene uygulandı. Veriler 2014 yılı
Nisan-Mayıs-Haziran ayları içerisinde toplandı. Veri toplama
için öncelikle, İl Milli Eğitim Müdürlüğü’nden ardından ise okul
idarelerinden izin alındı. Uygulama yapılırken öğretmenlere
ölçek hakkında bilgi verilerek katılım için gönüllü olanlara uygulama
yapıldı.
Verilerin Analizi
Ölçeğin yapı geçerliği için, ilk olarak AFA’dan elde edilen yapıların
doğrulanması için ise DFA’dan faydalanıldı. Güvenirlik
çalışması kapsamında Cronbachaalfa, madde kalan, madde
toplam ve ayırt edicilik analizlerinden faydalanıldı. AFA ve
güvenirlik analizleri için IBM SPSS 21.0© programı, DFA için ise
IBM AMOS© programları kullanıldı.
|
Başa Dön
Öz
Giriş
Materyal ve Metod
Bulgular
Tartışma
Kaynaklar
|
|
Ölçeğin geçerlik ve güvenirlik çalışmaları yapılmadan önce
ölçek puanların normal dağılım gösterip göstermediği Kolmogrov-
Smirnov testi ile kontrol edildi. Normal bir dağılım için elde
edilen p değerinin .05’den büyük olması gerekir (Büyüköztürk,
2012). Analiz sonucuna göre ölçekten elde edilen puanların
normal dağılım gösterdiği tespit edildi (Z=0.862, p>0.05).
Ölçekten elde edilen puanların normal dağılım gösterdiğine
karar verildikten sonra, ilk olarak ölçeğin yapı geçerliğini tespit
etmek amacıyla açımlayıcı faktör analizi yapıldı. Bu analiz öncesinde
ise örneklem katılımcı sayısının faktör analizi yapılmaya
uygun olup olmadığını anlamak amacıyla Kaiser-Meyer-Olkin
testi, ayrıca ölçme aracının faktör yapılarına ayrışıp ayrışmayacağını
anlamak amacıyla da Bartlett’s testi yapıldı. Faktör analizi
yapılabilmesi için KMO değerinin ez az 0.60 ve Bartlett’s testinin
anlamlı çıkması gerekir (Tabachnick & Fidell, 2007). Analiz
sonucunda Kaiser-Meyer-Olkin değeri 0.84, Bartlett’s testi ileri
düzeyde anlamlı (p<0.001) çıktı. Bu sonuçlara göre örneklem
büyüklüğünün faktör analizi yapmaya uygun olduğu ve ölçme aracının faktör yapılarına ayrılabileceği sonucuna ulaşıldı.
Elde edilen bu sonuçların ardından, AFA’ya geçildi. AFA, aynı
özelliği ölçmek üzere bir araya getirilen çok sayıdaki maddeden
birbiri ile ilişkili olanları bir araya getirerek, değişken sayılarını
azaltarak, yeni, anlamlı ve az sayıda boyut (faktör) bulmayı sağlayan
bir istatistik tekniğidir (Özdamar, 2016). AFA, sayesinde
iyi çalışan ve çalışmayan maddeler tespit edilir, değişkenler
arası korelasyon incelenir ve uygun olmayan maddeler çıkarılır
(DeVellis, 2014; Tabachnick & Fidell, 2007). AFA’da faktörlerin
belirlenmesinde Eigen değerinden faydalanılır. Eigen değeri 1
ve üzerinde olan faktörler kullanılır (Tavşancıl, 2002).
Birinci AFA analizi sonucunda, Eigen değeri 1’in üzerinde toplam
yük değeri 62.2 olan 21 faktör elde edilmiştir. Bu aşamada
araştırmacı uygun olmayan maddeleri çıkarmak amacıyla
madde yüklerini incelemelidir. Uygun bir maddenin faktör yük
değeri .40’tan büyük olmalıdır. Eğer bir madde birden fazla
faktörde yük değere sahipse yük değeri büyük olana alınır. Bu
durumda iki yük değer arasında .10’dan daha büyük fark olmalıdır.
Ayrıca bir faktörün en az iki maddeden oluşması gerekir
(Tavşancıl, 2002; Çokluk, Şekercioğlu, & Büyüköztürk, 2014). Bu
kurallar doğrultusunda, madde yük değeri .40’ın altında olan,
birden çok faktörle yük değere sahip olup, iki değer arasında
.10’dan düşük fark olan ve bir faktör altında tek bulunan maddeler
ölçekten atılmıştır. Yukarıda belirtilen özellikleri taşıyan
35 madde atılmış, geriye kalan 38 madde ile tekrar AFA yapılmıştır.
İkinci AFA analizi sonucuna göre ölçek, Eigen değeri 1’in üzerinde
sekiz faktöre ayrılmıştır. Varimax dik döndürme (Tabachnick
ve Fidell, 2007) yöntemiyle döndürülmüş faktörlerin Eigen
değerleri 4.92 ile 1.61 arasında, yük değerleri ise 13.29 ile 4.35
arasında değişiyor olup faktörlerin açıkladığı toplam yük değeri
55.98 çıkmıştır (bakınız, Tablo 1). Sosyal bilimler alanında yapılan
ölçek geliştirme çalışmalarında toplam açıklanan varyans
oranının %40’tan yüksek olması gerekir. Bu değerin yüksek
olması, faktör yapısının gücünün arttığını gösterir (Özdamar,
2016).
Maddelerin faktörlere dağılımı Tablo 2’de yer almakta olup,
yük değerleri .814 ile .450 arasında değişiyor. Faktörlere verilecek
isimler, kuramsal temele uygun biçimde araştırmacının
deneyimine dayalı olarak belirlenmelidir (Tezbaşaran, 1997).
Bu çalışmada da araştırmacı sekiz faktörü, kuramsal temele ve
uzmanlığına dayalı olarak belirlendi.
Ölçeğin birinci faktörü “okul yöneticisi” olarak adlandırılmış
olup Eigen değeri 4.92, faktör yük değeri ise 13.29’dur. Dokuz
maddeden oluşan bu faktör, öğretmenlerin okul yöneticilerine
yönelik kalıpyargılarını ölçüyor. Maddelerden ikisi, “idareciler
çok iş yapıyor gibi görünüp işi alt kadrolara yaptırırlar”, “idareciler
yakın buldukları öğretmenleri kayırırlar” şeklindedir
(bakınız, Tablo 1-2).
Ölçeğin ikinci faktörü “cinsiyet” olarak adlandırılmış olup Eigen
değeri 4.02, faktör yük değeri ise 10.87’dir. Yedi maddeden
oluşan bu faktör, öğretmenlerin kız öğrencilere yönelik kalıpyargılarını
ölçüyor. Maddelerden ikisi, “kız öğrenciler daha
güzel ödev yaparlar.”, “kızlar erkeklerden daha çalışkandır”
şeklindedir (bakınız, Tablo 1-2).
“Veli etkisi” olarak adlandırılan üçüncü faktörün Eigen değeri
2.35, faktör yük değeri ise 6.36’dır. Dört maddeden oluşan
bu faktör, öğretmenlerin velilerin öğrenciler üzerine etkisine
yönelik kalıpyargılarını ölçüyor. Bu faktörde, “anne babası ayrılan
çocukların başarısı düşer”, “ilgisiz velinin çocukları dikkat
çekmek için sorun çıkarırlar” şeklinde ifadeler yer alıyor (bakınız,
Tablo 1-2).
“Tecrübe” olarak adlandırılan dördüncü faktörün Eigen değeri
2.26, faktör yük değeri ise 6.12’dir. Dört maddeden oluşan bu
faktör, öğretmenlerin yaşı büyük öğretmenlere yönelik kalıpyargılarını
ölçüyor. Bu faktörde, “yaşlı öğretmenler pasif ve
yeniliğe kapalıdır”, “yaşlı öğretmenler ideallerini yitirmiştir”
şeklinde ifadeler yer alıyor (bakınız, Tablo 1-2).
“Öğrenci” olarak adlandırılan beşinci faktörün Eigen değeri
1.99, faktör yük değeri ise 5.38’dir. Dört maddeden oluşan bu
faktör, öğretmenlerin öğrencilerin başarısını etkileyen faktörlere
yönelik kalıpyargılarını ölçüyor. Bu faktörde, “not tutan
öğrenciler daha başarılıdır”, “öğretmenlere soru soran öğrenciler
daha ilgilidir” şeklinde ifadeler yer alıyor (bakınız, Tablo
1-2).
Ölçeğin altıncı faktörü “yöntem” olarak adlandırılmış olup
Eigen değeri 1.87, faktör yük değeri ise 5.04’tür. Üç maddeden
oluşan bu faktör, öğretmenlerin belirli öğretim uygulamalarına
yönelik kalıpyargılarını belirliyor. Maddelerden ikisi, “öğrenci
merkezli yöntemleri kullanmak zaman kaybıdır”, “kaynaştırma
öğrencileri ders işlenirken yok sayılmalıdır” şeklindedir (bakınız,
Tablo 1-2).
“Veli” olarak adlandırılan yedinci faktörün Eigen değeri 1.69,
faktör yük değeri ise 4.56’dır. Üç maddeden oluşan bu faktör,
öğretmenlerin velilere yönelik kalıpyargılarını ölçüyor. Bu faktörde,
“veli çocuğun okula gitmesini önemsemiyor”, “veliler
her şeye karışıyor” şeklinde ifadeler yer alıyor (bakınız, Tablo
1-2).
Ölçeğin son faktörü “öğretmen” olarak adlandırılmış olup
Eigen değeri 1.61, faktör yük değeri ise 4.34’tür. Bu faktör de
üç maddeden oluşmakta olup, öğretmenlerin diğer öğretmenler
hakkındaki kalıpyargılarını belirliyor. Bu faktörde, “tahtayı
etkili kullanan öğretmenler daha iyidir”, “disiplinli öğretmenin
öğrencileri daha başarılı olur” şeklinde ifadeler yer alıyor (bakınız,
Tablo 1-2).
Ölçme aracı ile ilgili faktör analizi çalışmasından sonra sıra alt
ölçeklerin birbiri ile ilişkisinin tespit edilmesine geldi. Bu uygulamanın
amacı, alt ölçeklerin birbiri ile ne kadar bitişik ya da
ayrışık olduğunu tespit etmektir. Korelasyon değerinin yüksekliği
bitişikliğin, düşüklüğü ise ayrışıklığın göstergesidir. Burada
beklenen sonuç ne çok yüksek ne de çok düşük olmasıdır
(Tabachnick & Fidell, 2007). Yapılan korelasyon analizi sonucu
elde edilen değerlere göre alt ölçekler arasında beklenen doğrultuda, bitişik ve ayrışık olmayan, sonuçlar elde edildi. Sadece
7. ve 8., 6. ve 7., 3. ve 6., 5. ve 6., 1. ve 5., 1. ve 3. alt ölçekler
arasında kısmen ayrışıklık tespit edilmiş olup değerler bütün
içerisinde küçük bir bölümü teşkil ediyor (bakınız, Tablo 3).
Güvenirlik Analizi
Ölçeğin geçerlik çalışmalarından sonra güvenirlik çalışmalarına
geçildi. Güvenirlik, ölçme aracının ölçülmek istenen özelliği hatasız olarak ölçebilmesidir (Büyüköztürk, 2012). Ölçek
geliştirme çalışmalarında güvenirlik analizi için Cronbach alfa
ile hesaplanan iç tutarlılık, madde kalan, madde toplam, ayırt
edicilik, test-tekrar test ve eşdeğer formlar teknikleri sıklıkla
tercih edilir (Özdamar, 2016). Bu çalışmada Cronbach alfa,
madde kalan, madde toplam, ayırt edicilik değerleri hesaplandı.
Geliştirilen ölçeğin eşdeğer formu bulunmadığından, eşdeğer
formlar tekniği kullanılamadı. Test-tekrar test tekniği için
aynı ölçeğin ikinci defa uygulanması gerekir. Araştırma yapılan
grup ikinci bir uygulamayı kabul etmediğinden, test-tekrar test
tekniği de uygulanamadı.
Ölçme aracının iç güvenirliğini tespit etmek için Cronbach alfa
testi kullanıldı. Cronbach alfa testinde elde edilen değerin mümkün
olduğu kadar 1’e yakın olması gerekir. Bu değerin yüksek
olması maddelerin birbiri ile uyumunu ve aynı özelliği ölçtüklerini
gösterir. Cronbach alfa güvenirlik katsayısı ne kadar yüksek
olursa, ölçekte bulunan maddelerin o ölçüde birbirleriyle
tutarlı olduğu ve aynı özelliğin öğelerini yoklayan maddelerden
oluştuğu şeklinde yorumlanmaktadır (Tezbaşaran, 1997). Bu
değerin kabul edilebilir alt sınırı .60’tır (Özdamar, 2016). Tüm
alt boyutlarda ve ölçeğin toplamından elde edilen güvenirlik
katsayıları alt sınır olan .60’dan büyüktür. Hatta çoğunun .80’in
üzerinde olması yüksek derecede güvenilir olduğunu gösteriyor
(bakınız, Tablo 4). Cronbach alfa katsayılarının yüksek
olması, alt ölçeklerde bulunan maddelerin birbirileriyle tutarlı
olduğunu ve alt ölçeklerin aynı özelliği yoklayan maddelerden
oluştuğunu gösteriyor.
İç tutarlılık katsayılarının belirlenmesinden sonra ikinci aşama
olarak madde analizi işlemleri gerçekleştirildi. Madde toplam
korelasyonu, bir maddenin alt boyuttaki maddeleri toplamları
ile arasındaki korelasyon değeridir. Bu değerin .30 üzerinde
olması maddelerin diğer maddelerle iyi uyum gösterdiğini ifade
eder (Büyüköztürk, 2012). Madde ayırt edicilik değeri için
toplam puan büyükten küçüğe sıralanır, alt ve üst yüzde 27’lik
dilimler alınır ve bu iki grup puanları ortalamaları arasındaki
fark t testi ile analiz edilir. Ortalamalar arasındaki farkın istatistiksel
olarak anlamlı çıkması ölçeğin iç tutarlılığının bir kanıtıdır
(Büyüköztürk, 2012). Tablo 5’te yer alan tüm t değerlerinin .01
düzeyinde anlamlı olması ölçeğin iç tutarlılığının yüksek olduğunu
kanıtlıyor.
Doğrulayıcı Faktör Analizine İlişkin Bulgular
Yukarıda açıklandığı üzere, yapılan AFA sonucuna göre geliştirilen
ölçek sekiz faktöre ayrıldı. AFA ile belirlenen yapının
doğrulanması amacıyla, DFA yapılmıştır. DFA, farklı bir dilden
çevrilen ölçeğin faktör yapısının onaylanması, kuramsal olarak belirlenen faktörlerden oluşturulan yapının doğruluğunun
test edilmesi ve açımlayıcı faktör analizi ile elde edilen faktör
yapısının sağlamasının yapılması amacıyla kullanılır (Byrne,
2012; Bayram, 2013). Doğrulayıcı faktör analizinde test edilen
modelin uyumu için ki-kare istatistik değeri ve uyum iyiliği
indekslerine bakılır (Hu & Bentler, 1999: 2). Doğrulayıcı Faktör
Analizinde ölçek yapısının uygunluğu ki-kare (χ2/df oranı) ve
uyum iyiliği indekslerine (GFI, AGFI, CFI, RMSEA, RMR, SRMR)
göre değerlendirilir (Schumacker & Lomax, 1996). χ2/df oranının
2’nin altında olması iyi uyumu, 5’in altında olması ise kabul
edilebilir uyumu gösterir. RMSEA değerinin .05’ten küçük veya
eşit olması iyi bir uyumu, .05 ve .08 arasında olması yeterli
uyumu, .08 ve .10 arasında ise zayıf bir uyumu gösterir . AGFI
ve GFI değerlerinin .95 üzeri mükemmel uyumu, .90 ve üzeri iyi
bir uyumu gösterir. CFI için ise .90 ve üzerindeki değerler kabul
edilebilir uyumu, .95 ve üzeri iyi uyumu gösterir (Schumacker &
Lomax, 1996; Byrne, 2001; Hu & Bentler, 1999).
Bu çalışmada doğrulayıcı faktör analizi sonucu elde edilen
bulgulara göre, X2/df (=1.928<2) ve RMSEA (=.046<.05) değerleri
iyi bir uyumun varlığını kanıtlıyor (Schumacker & Lomax,
1996). Bunun yanında model uyumunu gösteren diğer değerler
beklenenin biraz altında çıktı (GFI=.87<.90, AGFI=.85<.90,
CFI=.89<.90, ) (Schumacker & Lomax, 1996; Byrne, 2001). X2/
DF ve RMSEA değerlerinin oldukça yüksek çıkması ve diğer
uyum değerlerinin ise alt sınırlara yakın olması elde edilen
ölçek modelinin iyi uyum gösterdiği sonucuna ulaşılabilir.
|
Başa Dön
Öz
Giriş
Materyal ve Metod
Bulgular
Tartışma
Kaynaklar
|
|
Bu çalışmasının amacı, araştırmacı tarafından geliştirilen
“öğretmenler için eğitimde kalıpyargılar ölçeğinin” geçerlik ve
güvenirlik çalışmalarının yapılmasıdır. Araştırma İstanbul ilinde,
ilk, orta ve lise düzeylerinde görev yapan 442 öğretmen üzerinde
gerçekleştirildi. Ölçeğin yapı geçerliğini tespit etmek amacıyla
açımlayıcı ve doğrulayıcı faktör analizleri yapıldı. Açımlayıcı
faktör analizi sonucuna göre ölçek, (1) okul yöneticisi, (2)
cinsiyet, (3) veli etkisi, (4) tecrübe, (5) öğrenci, (6) yöntem, (7)
veli ve (8) öğretmen olarak adlandırılan sekiz alt boyuta ayrıldı.
Ölçek maddelerinin yazılması aşamasında maddeler bu sekiz
boyut düşünülerek hazırlanmıştı. AFA sürecinde öğrenci ve veli
etkisi alt boyutları için hazırlanan maddelerin büyük çoğunluğu
açımlayıcı faktör analizi sürecinde atıldı. Kalan maddelerin bu
boyutlardaki kalıpyargılaştırma eğilimini ölçeceği varsayıldığından
kalan maddelerin kapsam geçerliğinin yeterli olacağı kabul
edildi.
Okul yöneticisi, cinsiyet, veli etkisi, tecrübe, öğrenci, yöntem,
veli ve öğretmen alt boyutlarının varyans yüzdeleri sırasıyla, 13.29, 10.87, 6.36, 6.12, 5.38, 5.04, 4.56 ve 4.35 olup, sekiz
alt boyutun açıkladığı toplam varyans yüzdesi 55.98’dir. Bu
değer çok faktörlü ölçekler için alt sınır değer olarak kabul
edilen .40’dan yüksektir (Özdamar, 2016). Maddelerin faktör
yükleri, okul yöneticisi alt boyutunda .79 ile .60, cinsiyet alt
boyutunda .78 ile .66, veli etkisi alt boyutunda .81 ile .58, tecrübe alt boyutunda .79 ile .58, öğrenci alt boyutunda .73 ile
.45, yöntem alt boyutunda .74 ile .58, veli alt boyutunda .75 ile
.64 ve öğretmen alt boyutunda .72 ile .55 arasında değişiyor.
Büyüköztürk (2012)’e göre faktör yük değerlerinin .45 ve üzeri
olması madde seçimi için iyi bir ölçüttür. Bu değerlere göre,
sekiz alt ölçekte bulunan maddelerin faktör yüklerinin tamamının .45’in üzerinde olması maddelerin içerisinde bulunduğu
yapı ile uyum sağladığını gösteriyor. Madde analizi kapsamında
hesaplanan madde toplam değerlerinin tüm maddeler için alt
sınır değer olan .30’dan yüksek olması maddelerin birbiriyle
uyumlu olduğunu gösterir; ayrıca farkın anlamlı çıkması da
ölçeğin iç tutarlılığının bir kanıtıdır (Büyüköztürk, 2007). Madde
ayırt edicilik için hesaplanan alt ve üst gruplar arasındaki t
testi sonuçları tüm maddelerde .001 düzeyinde anlamlı sonuç
vermiştir. Ölçeğin iç güvenirlik katsayısı belirlemek amacıyla
hesaplanan Cronbach alfa değeri, okul yöneticisi alt boyutu için
.89, cinsiyet alt boyutu için .87, veli etkisi alt boyutu için .84,
tecrübe alt boyutu için .82, öğrenci alt boyutu için .82, yöntem
alt boyutu için .80, veli alt boyutu için .75 ve öğretmen
alt boyutu için .74 olarak tespit edilmiştir. Birbiriyle yüksek
ilişki gösteren maddelerden oluşan alt boyutların/ölçeklerin
alfa katsayısı yüksek olur. Likert tipi bir ölçekte yeterli sayılabilecek
güvenirlilik katsayısı 1’e yakın olmalıdır (Tezbaşaran,
1997). Bu bilgilere göre, ölçeğin alt boyutlarında Cronbach
alfa değerinin yeterli düzeyde olduğu, yani maddelerin birbirileriyle
tutarlı olduğunu söylenebilir. Açımlayıcı faktör analizi
ile tespit edilen sekiz faktörlü yapı, doğrulayıcı faktör analizi ile
de onaylandı. X2/df (=1.928<2) ve RMSEA (=.046<.05) değerleri
iyi bir uyumun varlığını kanıtlamıştır (Schumacker & Lomax,
1996). Diğer uyum indeksleri kabul edilir sınırların biraz altında
(GFI=.87<.90, AGFI=.85<.90, CFI=.89<.90, ) (Schumacker &
Lomax, 1996; Byrne, 2001) olmasına rağmen kritik iki değer
olan X2/df ve RMSEA’nın yüksek uyumu göstermesi modelin
kabul edilmesini sağlamıştır.
Ölçekten veya alt boyutlardan elde edilen puanın yüksekliği
öğretmenlerin ilgili boyutta kalıpyargılaştırma eğilimlerinin
yüksek olduğunu gösterir. Düşük puan ise düşük kalıpyargılaştırma
eğiliminin göstergesidir. Ölçeğin alt boyutları, birbirinden
bağımsız olarak kullanılabilir. Ayrıca genel eğilimi belirlemek
amacıyla toplam puan da elde edilebilir.
Öğretmenler için eğitimde kalıpyargılar ölçeğinin geçerlik ve
güvenirlik çalışmalarından elde edilen bulgulara dayalı olarak,
ölçeğin geçerli ve güvenilir olduğu söylenebilir. Buradan
hareketle, öğretmenler için eğitimde kalıpyargılar ölçeğinin
öğretmenlerin eğitim ortamındaki kalıpyargılaştırma eğilimlerini
tespit etmek amacıyla kullanılabileceği söylenebilir. Ölçek
ve/ya alt boyutlar kullanılarak öncelikle öğretmenlerin sahip
oldukları kalıpyargı düzeylerinin öğrencilerin akademik başarıları,
öğrencilerin meslek tercihleri, olumlu okul iklimi üzerine
etkileri incelenebilir. Bunun yanında ölçek, öğretmenlerin
kalıpyargılaştırma eğilimlerini etkileyen faktörlerin belirlenmesinde
de kullanılabilir.
|
Başa Dön
Öz
Giriş
Materyal ve Metod
Bulgular
Tartışma
Kaynaklar
|
|
1) Altun, S. (2015). Üniversite öğrencilerinin obeziteye ilişkin
önyargılarının belirlenmesi. Yayımlanmamış Doktora Tezi.
Dokuz Eylül Üniversitesi, İzmir.
2) Aronson, E (2002). The social animal. New York: Worth Publisher.
3) Aronson, E., & Wilson, T. D., & Akert, R. M. (2012). Sosyal psikoloji.
(Çev. Gündüz O.) İstanbul: Kaknüs Yayınları.
4) Aronson, J. (2004). The threat of stereotype. Educational
Leardership, 62(3), 14-19.
5) Bağçeli, P (2008). Köyde ve kentte yasayan 7–8 yas arası çocukların
cinsiyet kalıpyargıları ve cinsiyete bağlı oynadıkları oyun
ve oyuncaklar. Yayımlanmamış Yüksek Lisans Tezi. Uludağ
Üniversitesi, Bursa.
6) Bayram, N. (2013). Yapısal eşitlik modellemesine giriş. Bursa: Ezgi
Kitabevi.Büyüköztürk, Ş. (2012). Sosyal bilimler için veri analizi
el kitabı (4. baskı). Ankara: Pegem Yayınları.
7) Büyüköztürk, Ş., Çakmak, E. K., Akgün, Ö. E., Karadeniz, Ş., &
Demirel, F. (2016). Bilimsel araştırma yöntemleri. Ankara:
Pegem Akademi.
8) Byrne, B. M. (2012). Structural equation modeling with mplus:
Basic concepts, applications, and programming. New York:
Routledge Taylor & Francis Group.Corrigan, P. W., & Watson, A.
C. (2002). The paradox of self-stigma and mental illness Clinical
Psycholology: Science and Practice, 9(1), 35-53.
9) Çokluk, Ö., Şekercioğlu, G., & Büyüköztürk, Ş. (2014). Sosyal bilimler
için çok değişkenli istatistik: SPSS ve LISREL uygulamaları. (3.
baskı). Ankara: Pegem Akademi. Retrieved from http://www.
pegem.net/dosyalar/dokuman/892014085156Pages%20
from%204-Cok%20Degiskenli%20%C4%B0statistik%20BASKI.
pdf
10) Demirel, P. (2009). Annesi çalışan ve çalışmayan öğrencelerde
toplumsal cinsiyet kalıp yargılarının yetkinlik ve sevecenlik
algısı temelinde incelenmesi. Yayımlanmamış Yüksek Lisans
Tezi. Hacettepe Üniversitesi, Ankara.
11) DeVellis, R. F. (2014). Ölçek geliştirme kuramı ve uygulamalar.
(Çev. Ed. Totan T.). Ankara: Nobel Yayıncılık.Good, C., Aronson,
J., & Harder, J. (2008). Problems in the pipeline: Stereotype
threat and women's achievement in high-level math courses.
Journal of Applied Developmental Psychology, 29(1), 17-28.
12) Hu, L. T., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in
covariance structure analysis: Conventional criteria versus new
alternatives. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary
Journal, 6(1), 1-55.
13) Kahraman, P. B., & Başal, H. A. (2011). Play and toys played by
children according to mother's educational level with sex role
stereotypes. Social Sciences, 6(1), 1344-1366.
14) Kline, T. (2005). Psychological testing: a practical approach to
design and evaluation. Thousand Oaks, CA: Sage Publishing.
15) Locke, V., & Johnston, L., (2001). Stereotyping and prejudice: a
social cognitive approach. In Reynolds, K., & Augoustinos,
M. (Eds) Understanding prejudice, racism and social conflict
(pp. 107-126). London: Sage Publications.Ludwikowski, W.
M. A., Vogel, D., & Armstrong, P. I. (2009) Attitudes toward
career counseling: The role of public and selfstigma. Journal of
Counseling Psychology, 56(3), 408-416.
16) Özdamar, K. (2016). Eğitim, sağlık ve davranış bilimlerinde ölçek
ve test geliştirme yapısal eşitlik modellemesi. Eskişehir: Nisan
Yayıncılık.
17) Picho, K., Rodriguez A., & Finnie, L. (2013). Exploring the
moderating role of context on the mathematics performance
of females under stereotype threat: a meta-analysis. The
Journal of Social Psychology, 153(3), 299-333.
18) Schumacker, R. E., & Loma, R.G. (1996). A beginner’s guide to
structural equation modeling. New Jersey: Lawrence Erlbaum
Associates.
19) Sherman, J. W., Macrae, C. N., & Bodenhausen, G. V. (2000).
Attention and stereotyping: cognitive constraints on the
construction of meaningful social impressions. European
Review of Social Psychology, 11(1), 145-175.
20) Singletary, S.L., Ruggs, E.N., & Hebl, M.R. (2009). Stereotype threat:
causes, effects, and remedies. In Bogue B. & Cady E. (Eds.)
Applying research to practice (ARP) resources. Washington
D. C.: Society of Women Engineers (SWE) Assessing Women
and Men in Engineering (ASE) Project, Chicago, and Center for
the Advancement of Scholarship on Engineering Education
(CASEE). Retrieved from http://www.engr.psu.edu/awe/
secured/director/assessment/Literature_Overview/PDF_
overviews/ARP_StereotypeThreat_Overview_31909.pdf
21) Steele, C. M., & Aronson, J. (1995). Stereotype threat and the
intellectual test performance of African-Americans. Journal of
Personality And Social Psychology, 69, 797-811.
22) Stroessner, S., & Good, C. (2014). Stereotype threat: An overview
excerpts and adaptations. Retrieved from http://diversity.
arizona.edu/sites/diversity/files/stereotype_threat_overview.
Pdf
23) Şenel, O. (2013). Müzik algısı, müzik tercihi ve sosyal kimlik
bağlamında müzikte önyargı ve kalıp yargı. Yayımlanmamış
Doktora Tezi. Dokuz Eylül Üniversitesi, İzmir.
24) Şimşek, N. (2010). Kadın öğretmenlerin yönetici olmalarını
engelleyen önyargı ve diğer faktörlerin incelenmese.
Yayımlanmamış Yüksek Lisans Tezi. Yeditepe Üniversitesi,
İstanbul.
25) Tabachnick, B. G., & Fidell, L. S. (2007). Using multivariate statistics.
(5th ed.). : Allyn & Bacon.Tavşancıl, E. (2002). Tutumların
ölçülmesi ve SPSS ile veri analizi. Ankara: Nobel Yayıncılık.
Tezbaşaran, A (1997). Likert tipi ölçek geliştirme kılavuzu.
Ankara: Türk Psikologlar Derneği Yayını.
26) Thoman, D. B., Smith, J. L., Brown, E. R., Chase, J., & Lee, J. Y. K.
(2013). Beyond performance: a motivational experiences
model of stereotype threat. Educational Psychology Review,
25(2), 211-243.
27) Ünlü, S. (2004). Sosyal psikoloji. Eskişehir: Anadolu Üniversitesi
Yayınları.
|
Başa Dön
Öz
Giriş
Materyal ve Metod
Bulgular
Tartışma
Kaynaklar
|
|
|
|