Beş Faktör Kişilik Envanterinin Kültürlerarası Özelliklerinin İncelenmesi
I. GİRİŞ
Objelere ya da bireylere, belirli bir özelliğe sahip oluş derecelerini belirtmek için, belirli kurallara uyarak sembolik değerler verme işlemine ölçme denilmektedir (Arıcı, 1991). Psikolojik ölçme, kişilerin ya da objelerin özelliklerine, miktar olarak temsil edebilmek amacıyla, belirli kurallara uyarak sayısal değerler verme olarak tanımlanmaktadır (Hulin, Drasgow, Persons, 1983).
Her ölçme aracı daima belirli bir amaç için, belirli koşullar altında ve belirli bir gruba uygulamak üzere geliştirilir (Arıcı, 1994). Güvenirlik, bir ölçme aracının ölçme sonuçlarındaki kararlılık derecesidir. Bir gruba ya da bireye uygulanan testten bireylerin aldıkları puanların kararlı olması beklenir. Uygulanan testten elde edilen puanlar test aynı koşullarda tekrar uygulandığında önemli düzeyde farklılık gösteriyorsa testin güvenirlik derecesinin düşük olduğu anlaşılır (Özgüven, 1994).
Psikometrik kuramlar, kişilerin belirli bir psikolojik teste gösterdikleri tepkileri, bu gözlenen tepkilerin altında yatan özelliklerin tahminine dönüştürmede uygulanacak kuralların özelliklerini belirlemekle ilgilenirler.
Bir kişi test edildiğinde amaç, kişinin o test ile ölçülen özellik üzerindeki yerini saptamaktır. Bu, bir çizgi üzerinde bir nokta olarak düşünülebilir. Psikometrik bir test geliştirme modeli, kişinin testteki performansına bakarak, bu çizgi üzerindeki yerinin nasıl tayin edileceğini ve test maddelerinin bu çizgiyi oluşturmak üzere nasıl kullanılacağını içerir (Somer, 1996).
19. yüzyıldan günümüze dek test kuramcıları ölçülecek bir özelliği bir boyut üzerinde ölçeklemenin çeşitli yönleri üzerinde durmuşlar ve farklı modeller önermişlerdir.
Klasik kuramcılar madde güçlüğü ve ayırt etme parametreleri ile madde karakteristik- lerini tanımlamışlar ve eşit aralıklı ölçekler geliştirme yolunda çaba harcamışlardır. Ancak, bu kuramcıların karşılaştığı en büyük sorun kullanılan örneklemden farklı yetenek dağılımlarının, farklı ölçek değerleri elde edilmesine yol açması olmuştur. Bu sorunların üstesinden gelmek için gösterilen çabalar, bugün Madde-Cevap Kuramı ya da Örtük Özellikler Kuramı adı altında anılabilen, modern test geliştirme modellerine yol açmıştır.
Test kuramına göre hatasız bir ölçme yapılamayacağı kabul edilmektedir. Eğer hatasız bir ölçme yapılabilse, bireyin testten aldığı puan gerçek puanına eşit olacaktır. Ama bu mümkün değildir. Bireyin testten aldığı puan bir miktar hata ile karışık olduğu için onun gerçek yetenek düzeyini temsil etmez. Kişinin ölçülen nitelikle ilgili olarak gerçek yetenek düzeyi hakkında fikir edinebilmek için test puanına karışan hata miktarının ya da oranının bilinmesine veya yordanmasına gereksinim vardır. Çeşitli yöntemlerle elde edilen güvenirlik katsayıları veya oranlar bireyin gerçek puanına ve hata payına ilişkin ipuçları verirler.
Ölçmelere karışan hatalar sabit, sistematik ve rasgele hata olmak üzere üç türde ele alınmaktadır (Baykul, 2000; Turgut, 1992). Sabit hata ölçme aracından kaynaklanan ve her ölçme işleminde eşit miktarda karışan hatalar olarak adlandırılır. Sistematik hata ise sabit hata ile aynı içerikte ama ölçmelere değişen miktarda karışmaktadır (Beers, 1957).
Davranış bilimlerindeki ölçme ve değerlendirme kapsamında yapılan çalışmalarda rasgele hatanın varlığını araştırmak güvenirlik çalışmasıdır, sistematik hatanın varlığını araştırmak ise yanlılık araştırmasıdır. Bununla birlikte her iki hata türü de ölçme aracının geçerliliğinin azalan bir fonksiyonudur. Ancak sistematik hata özellikle yapı geçerliğini olumsuz yönde etkilemektedir (Zumbo, 1999).
Psikolojide, eğitim alanında yapılan ölçme ve değerlendirme çalışmalarında, ölçmelere karışan sistematik hatalara “yanlılık” (bias) adı verilmektedir. Ancak bu alanda kullanılan değişkenler psikolojik değişkenler ve ölçme aracı da geliştirilmiş ölçme aracı olduğu için sistematik hatanın kaynağı iyi tespit edilmelidir.
Camilli & Shepard (1994, sa: 377) verdiği bir örnek ölçeklerde ortaya çıkan yanlılık özelliğini oldukça net bir şekilde anlatmaktadır: “Kronometre ile bireylerin koşudaki hız performansları ölçülmek isteniyor. Ancak siyahi bireyler için kullanılan kronometre “yavaş” çalışmaktadır. Yapılan ölçme sonucundaki gruplar içindeki (siyah ve beyaz bireylerin oluşturduğu) performans sıralaması göreli olarak doğrudur. Fakat grupların en iyi performans gösteren bireylerinin karşılaştırılmaları ya da her iki grubun ortalama performanslarının karşılaştırılmaları için ölçme aracı yanlı olarak nitelendirilir. Bu örnekte ölçme aracı hatalı olduğu için ölçme sonuçları sistematik hata içermektedir ve yapılan ölçmede yanlılık vardır (Bilgi bozulumu söz konusudur).
0kulun atletizm takımı, antrenmanlarını kasabanın caddelerinde yapmaktadır. Okulda yapılan bir testte öğrencilerin kasaba ile ilgili bilgileri ölçülmek isteniyor. Yapılan bu ölçme atletizm antrenmanlarına katılan öğrencilerinin lehine işlemiştir. Burada ölçme atletizm takımında olanlara göre yanlı olduğu düşünülebilir ancak testi alan öğrencilerin bilgi ve tecrübeleri ölçme aracının alt gruplara göre yanlı olduğu anlamına gelmemektedir. Burada madde etkisinden söz edilebilir (Osterlind, 1983).
Camilli & Shepard (1994) tarafından verilen bir diğer örnekte;
a) Ağ: Kelebek
b) Örümcek Ağı: Örümcek
c) Tuzak Yemi: Balık
d) Patika: Kısa Yol
Erkek öğrencilerin kız öğrencilere göre daha kolay yanıtlayabildiği “ilişki kurma”yı ölçmek isteyen bir soru sorulmuştur. “Balık Avcılığı” ile ilgili bir sorudur, kız öğrencileri için bu madde “yanlı” olarak nitelenmektedir.
Test yanlılığının araştırılmasında iki temel yaklaşım bulunmaktadır. Bunlardan ilki kullanılan testten bağımsız olarak alınan bir dış ölçüt yöntemi (external methods) diğeri ise testin bir iç ölçüt (internal methods) ile yanlılığının incelenmesidir. Dışsal yönteme göre, ölçüt ve test puanları arasında alt gruplara göre farklı regresyon çizgileri elde ediliyorsa ilgili madde yanlıdır. Eğer ölçüt ve test puanları arasındaki regresyon çizgisi alt gruplara rağmen sürekli ise ilgili madde yansızdır.
Testin içsel yanlılık incelemeleri, bir dış ölçüt bulunamadığı durumda tüm test ile testin her bir maddesinin arasındaki yapı geçerliği ilişkilerini ve psikometrik incelemelerini kapsar. İçsel yöntem ilk zamanlar dışsal bir ölçüt bulmanın zor olduğu durumlarda, test puanlarının içsel ölçüt olarak kullanılmasıyla geliştirilmiştir.
Ölçülmek istenen özelliğe göre (ölçek toplam puanlarına göre ) gruplar arasında bir farklılık söz konusu olduğunda bu farklılık, yanlılıktan kaynaklanacağı gibi performanstaki gerçek farklılıktan da kaynaklanabilir. Bu durumda ölçmeye konu olan özellik göz önüne alınarak madde etkisi ya da yanlılık tanımının yapılması gerekmektedir. Bu aşamada bazı kavramların karşılıklarına yer vermek gerekmektedir:
Madde Etkisi (Item Impact): Gruplar arasında var olan gerçek farklılıktır. Farklı gruplardaki yanıtlayıcıların bir maddeyi doğru yanıtlama/uygun bulma olasılıklarındaki farklılıkları ifade eder. Bu farklılıklar bir maddenin ölçmeye çalıştığı belli bir yetenek düzeyinde gruplar arasında var olan gerçek farklılıktır.
Madde yanlılığı (Item Bias): Testin amacına uygun olmayan, test koşullarından ya da test maddelerinin karakteristik özelliklerinden dolayı bir maddeyi bir grubun doğru yanıtlamasının diğer gruba göre daha az/çok olması durumudur.
Madde Ayırt etme Fonksiyonu: Maddenin ölçmek istediği belirli bir yetenek düzeyinde yapılacak bir karşılaştırmada farklı gruplardaki yanıtlayıcıların ilgili maddeyi doğru yanıtlama olasılıklarındaki farklılıkları ifade eder (Zumbo, 1999). Burada karşılaştırma gruplarının belirli bir yetenek düzeyinde olması yani ölçülen özellik bakımından homojen bir konumda olması önemlidir. (örneğin 1-100 arasında puan alınan bir ölçekte 1-20 arası bir grup, 21-40 arası ikinci grup gibi.). Karşılaştırma tüm grup üzerinden değil puan açısından benzer konumda olan ama farklı grup üyeliklerine sahip kişiler arasında yapılmaktadır.
Şekil 3 Grupların Ölçek Üzerindeki Konumları
Yukarıdaki ölçekte gruplar farklı boyutlarda yer almışlardır. Bu yerleşim ölçek etkisinden (madde etkisi) kaynaklanabileceği gibi, ölçeğin yanlı olmasından ya da hem madde etkisinden hem de yanlılıktan kaynaklanabilir.
Test maddelerinin, aynı yetenek düzeyinde olan fakat farklı gruplardan gelen bireylerin cevapları açısından farklı özellikler göstermemesi beklenir. Bu beklentinin önemi özellikle seçme ve yerleştirme amacıyla kullanılan testlerde artmaktadır. Örneğin, test maddelerinin farklı cinsiyet veya sosyo-ekonomik düzey gruplarında bulunan aynı yetenek düzeyindeki bireylerden herhangi birinin lehine ya da aleyhine işlemiyor olması gerekir (Doğan, 2004).
Madde yanlılığını belirlemek amacıyla yapılan madde analizi çalışmalarının önemi giderek artmaktadır. Söz konusu araştırmalar, madde yanlılığı analizleri olarak tanımlanır ve geçerlik çalışmaları kapsamında incelenmektedir. Bu analizler, testi alan grubun alt grupları arasında karşılaştırmalar yapılması tekniğine dayanır (Ironson ve Craig, 1982; Shepard, Camilli ve Williams, 1985).
Madde yanlılığı analizlerini iki farklı kurama dayandırmak mümkündür. Bu kuramlardan ilki Klasik Test Kuramı (KTK) ve ilgili teknikleri kapsamaktadır. Bu teknikler, madde indekslerinin madde güçlük indeksi ((p) ve madde ayırıcılık gücü indeksinin (r )) farklı gruplara göre karşılaştırılması üzerine kuruludur. Söz konusu teknikler, klasik test kuramının bazı dezavantajları göz önünde bulundurularak eleştirilmektedir (Shepard, Camilli ve Williams, 1985; Rodney ve Drasgow, 1990, Aktaran Somer, 2004). Eleştiriler, klasik tekniklerle hesaplanan madde parametrelerinin bir gruptan diğerine değişkenlik göstermesi; parametrelerin sabit olmaması veya örnekleme bağımlı olması nedeniyle, yapılan madde yanlılığı analizlerinin hatalı yorumlara yol açacağı iddialarına dayandırılmaktadır. KTK kapsamında başvurulan bir diğer teknik ise Ki-kare (chi-square) tekniğidir. Bu teknik parametreleri karşılaştırırken madde karakteristik eğrilerine benzer biçimde, toplam puanda homojen olan alt gruplardaki doğru cevap oranlarını karşılaştırmaya dayalı olduğundan modern kuramla yürütülen analizlerin bir yaklaşımı olarak kabul edilmektedir.
Madde yanlılığın belirlemede yaygın olarak kullanılan ikinci kuram Madde Tepki Kuramıdır (MTK). MTK modellerinin kullanılmasının Klasik Test Kuramı ve tekniklerine göre üstün tarafları olduğu ileri sürülmektedir (Lord, Novic 1968; Hambleton, Swaminathan 1985; Baker 2001). MTK modelleriyle elde edilen madde karakteristik eğrisi (Item Charecteristic Curve) ve madde parametrelerinin sabit olduğu yani bir gruptan diğerine değişmeyen değerler aldığı; karşılaştırmaları tüm grup zerinden değil homojen alt gruplar üzerinden yaptığı için, grupların karşılaştırılmasında araştırmacıya maddenin yanlı olup olmadığı konusunda daha güvenilir sonuçlar verdiği görüşü kesin kanıtları olmamakla birlikte yaygınlaşmıştır.
Madde ve test yanlılığı araştırmaları Alfred Binet’le 1910’lu yıllarda, Binet’in düşük sosyo-ekonomik tabakadan gelen çocukları test etmesiyle başlamıştır. Binet bazı zeka testi maddelerinin zihinsel kapasitesinden ziyade çocukların evde veya okuldaki kültürel eğitim-öğretimlerinin etkileriyle ilişkili olduğunu saptamıştır. Binet bu saptamasından sonra belirli bazı kategorilerdeki maddeleri testten çıkarmıştır (Camili, Shepard, 1994, Aktaran Korkmaz, 2005).
Madde yanlılığı, bir tek test maddesine aynı yetenek düzeyinde fakat farklı gruplardan gelen iki bireyin doğru cevap verme olasılığının aynı olmaması olarak tanımlanabilir (Adams ve Rowe, 1988; Mellenberg, 1989; Hambleton, Swaminathan ve Rogers, 1991; Raju, 1983). Tanımdan hareketle, bir test maddesinin farklı örneklemlerden gelen ve aynı yetenek düzeyinde olan bireylerde aynı şekilde işlemesi, aynı madde için farklı grupların aynı yetenek düzeyindeki bireylerinden elde edilen madde karakteristik eğrilerinin benzer olması gerekir (Rodney ve Drasgow, 1990). Bu anlamda, madde yanlılığı analizini MTK modelleriyle yapmak, bir test maddesinin iki ayrı gruptan elde edilen madde karakteristik eğrilerinin karşılaştırılmasına dayanır (örneğin, kadın ve erkek cinsiyet grupları). Bu karşılaştırmalarda kullanılabilecek birinci yol madde parametrelerini karşılaştırmaktır. Birinci yolda, farklı gruplardan aynı yetenek düzeyindeki bireyler üzerinden elde edilen madde parametre değerleri aynı ise madde karakteristik eğrilerinin de aynı olması bekleneceğinden madde yansız; madde parametre değerleri arasındaki farklar büyüdükçe madde karakteristik eğrileri de farklılaşacağından madde yanlı yorumu yapılabilir. Karşılaştırmalarda kullanılacak ikinci yol ise farklı gruplardan elde edilen madde karakteristik eğrileri arasında kalan alanların hesaplanmasına dayanır. Madde karakteristik eğrileri arasındaki alan küçükse (sıfıra yakınsa) madde yansız; büyükse madde yanlı yorumu yapılabilir. Madde karakteristik eğrileri arasındaki alanın büyüklüğü sıfırdan uzaklaştıkça (arttıkça) maddenin yanlılığı da artmaktadır (Lord, 1980; Rudner, 1980; Raju, 1988).
Klasik Test Kuramı’nda maddelerin özelliklerine ilişkin istatistikler (madde güçlüğü, ayırt ediciliği vb.) madde analizi teknikleri olarak adlandırılırken, Madde Tepki Kuramı’nda ise bu süreç madde kalibrasyonu olarak adlandırılmaktadır. Hem KTK’nda hem de MTK’nda bu analizlerin en önemli amacı ölçekte yer alan her bir maddenin ölçülmek istenen yapı/özelliği ait olduğu yapı içerisinde tanımlamaya çalışmaktır. KTK’nda madde güçlüğü ve madde ayırt edicilik değerleri büyük ölçüde üzerinde çalışılan örnekleme bağlıdır ve örneklemin yetenek seviyesi bu test istatistiklerinin seviyesini genellikle etkilemektedir. Çünkü KTK’nda denek puanları madde güçlük düzeylerinin bir fonksiyonu olarak ele alınmaktadır ve bu nedenle bir testin güçlüğü farklı alt popülasyonlarda değişiklik göstermektedir (MacDonald ve Paunonen, 2002, Aktaran Korkmaz, 2005).
Madde analizinin temel amacı, testi geliştirmek testteki etkili olmayan soruları çıkarmak veya revizyondan geçirmektir. Madde analizinin diğer bir işlevi test alan kişilerin hangi maddeleri bildikleri ya da bilmedikleri hakkında teşhise yarayan bilgiler toplamaktır.
Madde analizi maddelerin istatistiksel nitelikleri yönünden kantitatif bir analizdir. Kantitatif analiz, test maddelerinin “güçlük dereceleri” ile “maddelerin ayırt etme güçlerinin” incelenmesini kapsar. Ayrıca, madde analizi süreci içinde, test maddelerine verilen yanıtlara bakılarak “seçeneklerin işlerliği” hakkında da bilgiler elde edilir. Testin “geçerlik” ve “güvenirlik” dereceleri temelde onu oluşturan maddelerin kalitesine ve niteliğine bağlıdır. Madde analizi sonunda elde edilen istatistiksel verilerden bir tanesi “madde güçlüğü”dür. Madde güçlüğü, test verilen gruptaki bireylerin maddeyi doğru olarak cevaplandırma yüzdesidir ve (p) ile gösterilir. Bir maddenin (p) değeri, yani doğru cevap verenlerin yüzdesi yükseldikçe sorunun kolay, düştükçe de zor olduğu anlaşılır, (p) değeri 0 ile 1 arasında değerler alır.
Madde yanlılığı analizi, büyük ve heterojen grupların aldıkları testlerde genellikle cinsiyet gruplarını, etnik grupları ve bireylerin yaşadığı bölge gruplarını (örneğin, cinsiyete göre kız ve erkek grupları) karşılaştırmaya dayanır. Test maddelerinin yapısı ve içeriği herhangi bir gruba avantaj ya da dezavantaj sağlamamalıdır. Aksi durumda testin geçerliği düşecek ve özellikle bireylerin gelecekteki performansının belirtisi sayılan bu test sonuçlarının yordama geçerliği tartışılır duruma gelecektir.
Test yanlılığı eğitim kurumlarına öğrencileri seçmede ve kabul etmede, özel eğitim kurumlarına öğrenci yerleştirmede, eğitimde programlarının değerlendirilmesinde ve başarı standartlarını oluşturmada, işin gereklerine uygun personel seçimi ile kariyer planlamasında ve benzer durumlarda sıklıkla incelenmiştir. Yanlılık gösteren bir test, bu tür durumlarda kullanıldığı zaman bazı insanların lehine işlev göstererek büyük oranda seçilmelerini sağlarken, bazı insanların da aleyhinde işlev göstererek seçilme oranlarını azaltacaktır. Bireylere eşit seçilme fırsatını sağlayamayan bir test, insan haklarına uygunsuzluğu nedeniyle kaygı yaratıcı olmasının yanı sıra ayrıca toplumun bu tür ölçüm araçlarının kullanımına ilişkin güvenirlik ve geçerlik algılarını da zedelemiş olur. Psikolojik ölçüm araçlarına yapılacak bu gibi olumsuz atıfları engellemenin yolu, test yapımcıları, yayıncıları ve uygulayıcılarının testin bir gruba karşı üstünlük sağlamadığına ilişkin kanıtları sunmalarından geçer (Hambleton, Swaminathan, Rogers, 1991; McAllister, 1993, Aktaran Korkmaz, 2005).
Ülkemizde her yıl yapılan Ortaöğretim Kurumları Öğrenci Seçme ve Yerleştirme Sınavı (OKÖSYS) çok büyük ve heterojen gruplara uygulanmaktadır. Özellikle akademik yetenek ölçümüne ağırlık verildiği (MEB 2002b) iddia edilen bu sınavlarda cinsiyete bağlı olarak farklılıklar gözlenmekte; fakat bu farklılıklar sadece cinsiyet gruplarının testlerden aldıkları puanların ortalamaları bazında analiz edilmekte; madde düzeyinde analizler ihmal edilmektedir. Yetenek ölçümlerine dayalı ve bireyleri bir sonraki öğrenim göreceği okullara (liselere) yerleştirme amacı ile yapılan bu testin maddelerinin cinsiyet gruplarına göre analizinin yapılmasının önemli bir ihtiyaç olduğu düşünülmektedir (Öğretmen, Doğan, 2004).
Öğretmen, Doğan (2004), Orta Öğretim Kurumları Öğrenci Seçme ve Yerleştirme Sınavı Matematik alt testindeki maddelerin madde yanlılığı analizlerini Madde Tepki Kuramı çerçevesinde işaretli ve işaretsiz alan indekslerini kullanarak incelemişlerdir. Hesaplanan alan indekslerinin büyüklükleri matematik alt testinin konu alanlarına göre karşılaştırılmaktadır. Madde yanlılığı analizleri sadece cinsiyet gruplarına göre yapılmıştır. Araştırma sonuçları matematik alt testindeki maddelerin cinsiyete göre farklılık gösterdiğini ortaya koymaktadır. Testteki çoğu madde kızların lehine yanlılık göstermektedir.
Cinsiyetle ilgili olarak matematik başarısında görülen farkı değerlendirmek üzere 8. sınıf düzeyinde bir diğer araştırma Ontario, Kanada, okullarında yapılmıştır. 4511 okul arasından 130 okul seçilerek araştırma kapsamına alınmıştır. Veri toplamada kullanılan ve 5 seçenekli çoktan seçmeli test maddelerinden oluşturulan test, toplam beş konu alanını içermektedir (Aritmetik, 58 madde; cebir, 31 madde; geometri, 42 madde; olasılık ve istatistik; 17 madde ve ölçme, 26 madde.). Sonuçlar kız ve erkek öğrenciler arasında aritmetik, cebir ve olasılık-istatistik konu alanları açısından cinsiyete göre anlamlı bir farkın olmadığını ortaya koymuştur. Geometri ve ölçme sorularında erkeklerin lehine çok az bir fark olmasına rağmen bu farkın büyük bir fark olmadığı belirtilmektedir (Hanna, 1986).
Gross (1977), katılımcıların lise fen ve matematik puanları, cinsiyet ve IQ’larının bilişsel gelişme düzeyine etkilerini incelemek üzere bir araştırma yapmıştır. Ölçümler Standard Piageion ve alternatif formlar kullanarak gerçekleştirilmiştir. Uygulamalar 3 grup üzerinde ve toplam 24 denekle yapılmıştır. Denekler farklı IQ düzeylerini temsil etmiştir. Analiz sonuçları IQ’nun test puanlarıyla yüksek bir korelâsyona sahip olduğunu göstermektedir. Diğer taraftan test puanlarının cinsiyete bağlı olarak bir fark vermediği gözlenmiştir.
Doolittle (1987), farklı düzeylerdeki öğrenci gruplarından elde ettiği veriler üzerinden, matematik ve geometri becerisi bakımından kız ve erkek öğrencileri karşılaştırmıştır. Elde ettiği sonuçlara göre, mantıksal düşünme ve geometri sorularında cinsiyete göre erkekler lehine fark bulunurken, diğer matematik sorularında kızlarla erkekler arasında matematik performansı bakımından fark bulunmamıştır.
Amerikan Ulusal değerlendirme (e.g. National Assessment of Education Progress, 1975) sonuçları erkeklerin kızlara oranla matematik testinden daha yüksek puanlar aldığını işaret etmiştir. Bu nedenle, açıklayıcı değişkenler arasında matematik başarısı açısından bir korelasyon olup olmadığını bulmak üzere bir araştırma yapılmıştır. Bu araştırma sonuçlarına göre, matematikte başarının cinsiyete göre farklı olmadığı anlaşılmıştır. Fakat bulgular arasında bazı çelişkilerde dikkati çekmiştir. Örneğin, Sherman (1980), cinsiyetin başarıda önemli bir değişken olduğunu ve matematik başarısında erkeklerin lehine bir durum görüldüğünü belirtmiştir. Diğer taraftan, Stanley ve Benbow (1982), yetenek ve başarıya göre bu farkın çok az ve önemsiz olduğunu açıklamışlardır.
Ülkemizde yapılan bir araştırmada (Yenal, 1995), 1993 Öğrenci Seçme Sınavı (ÖSS) Sayısal Testi’nin cinsiyete göre yanlılığı incelenmiştir. Bu çalışmanın verileri 1993 ÖSS’ye giren Ankara’daki beş devlet ve özel okulun öğrencilerinin cevaplarından elde edilmiştir. Araştırmada Madde Tepki Kuramı modellerine göre elde edilen dört alan indeksi madde yanlılığı açısından değerlendirilmiştir. Bulgular, işaretli ve işaretsiz alan indekslerinin madde karakteristik eğrilerinde düzgün olmayan bir yanlılık olduğunu göstermektedir. Konu alanlarının karşılaştırılması sonucunda geometri maddelerinin matematik testinin diğer konu alanlarına göre daha fazla yanlılık gösterdiği ve bu yanlılığın erkeklerin aleyhine olduğu gözlenmiştir. Fen bilgisi testinde ise yanlılık en fazla biyoloji maddelerinde ve erkeklerin aleyhine olmuştur. Ayrıca, analiz sonuçları Fen Bilgisi testinin Matematik testinden daha fazla yanlılık içerdiğini göstermiştir. Diğer taraftan, alan indeksleri arasında anlamlı bir ilişki olduğu gözlenmiştir.
Gruplar arası karşılaştırmalar söz konusu olduğunda ilgilenilen değişken dışında, farklılığa neden olabilecek değişkenlerin kontrol altına alınması araştırma deseninin odak noktalarından birisini oluşturmaktadır (Somer, 2004).
Waller, Thompson ve Wenk (2000), eşleştirilmesi gereken en önemli değişkenin çoğunlukla gözden kaçırıldığını belirtmektedir. Bu, üzerinde karşılaştırma yapılmak istenen değişkendir. Karşılaştırma yapılan değişken açısından grupların eşleştirilmesi, yani ölçme yanlılığının ortadan kaldırılması ölçmede temel problemlerden biridir. Gruplar, test puanlarının altında yatan örtük özellik (latent trait) üzerinde eşleştirilmeden yapılacak karşılaştırmalardan elde edilecek farklılıkların, ölçme yanlılığından mı, yoksa gerçek grup farklılıklarından mı kaynaklandığını yorumlamak mümkün değildir. Yanlı bir ölçme sonucunda, örtük değişken üzerinde bir farklılık olmadığı halde grupların test puanlarının birbiriyle farklılaşmasının mümkün olduğu gibi, gerçek farklılıkların maskelenmesi de söz konusu olabilmektedir.
Kültürel, organizasyonel, etnik, cinsiyete dayalı ve benzeri grup karşılaştırmalarında öncelikle ölçme eşdeğerliğinin sağlanmasını temel bir gereklilik olarak ortaya çıkmaktadır (Geisinger, 1994; Van de Vijver ve Leung, 2000, Aktaran Somer, 2004). Hulin, Drasgow ve Parsons (1983), gözlenen test puanları ile bunların altında yatan örtük özellikler arasındaki ilişki, karşılaştırma grupları açısından eşit olduğunda ölçme eşdeğerliğinin sağlandığını ifade etmektedirler. Ölçme eşdeğerliğinin bozulduğuna dair kanıtlar madde-test fonksiyonlarındaki farklılığın (Differential Item Functioning-DIF) incelenmesi ile elde edilebilmektedir. Ölçme literatüründeki “madde yanlılığı” terimi “madde fonksiyon farklılığı” terimi ile büyük ölçüde örtüşse de, DIF daha ziyade maddenin iki ya da daha fazla grup için gösterdiği farklı Psikometrik özelliklere işaret ederken, madde yanlılığı DIF analizleri sonucunda çıkarsanan, madde hakkındaki sosyal ve etik değer yargılarını kapsamaktadır (Camilli ve Shepard, 1994; Waller, Thompson ve Wenk, 2000, Aktaran Somer, 2004).
Yansız bir ölçme işlemi gerçekleştirmek tüm test ve ölçek geliştirme süreçlerinde en önemli hedeflerden biridir. Her ölçüm aracı spesifik bir amaç ile ölçmeyi hedeflediği özellik/özellikler üzerine temellenir. Yanlı maddelerden oluşan bir ölçüm aracı testin gerçek hedefini yerine getirememesine; diğer bir ifade ile testin geçerlik ölçütlerini karşılayamamasına neden olur. Dolayısıyla bir test, kişilerin bağlı bulunduğu herhangi bir demografik grup üyeliğinin etkisi olmaksızın ölçülmesi amaçlanan yeteneği, özelliği doğru olarak ölçmelidir (Korkmaz, 2005).
II. YÖNTEM
ÖRNEKLEM
Bu çalışma, toplam 940 kişilik bir yetişkin örneklemi üzerinde yürütülmüştür. Bunların 528’i kadın (%56.2) ve 412’si erkektir (%43.8). Çalışmada, Amerikan örnekleminin 271’i kadın (%58.3), 194’ü erkek (%41.7) olmak üzere toplam 465 kişi (Goldberg, 2001 Uluslar arası madde havuzu sitesinden alınmıştır); Türk örneklemi verileri araştırmacının uygulamalarından elde edilmiştir. Türk örnekleminde 257’si kadın (%54.1), 218’i erkek (%45.9) olmak üzere toplam 475 kişi yer almıştır (Tablo 1).
Tablo 1. Amerikan ve Türk Örneklemlerinin Cinsiyetlere Göre Dağılımı
Amerikan
Türk
Toplam
Cinsiyet
n
%
n
%
N
%
Kadın
271
58,3
257
54,1
528
56,2
Erkek
194
41,7
218
45,9
412
43,8
Toplam
465
475
940
Örneklem, 20 ile 92 yaş arasında dağılmaktadır ve yaş ortalaması 49.09, standart sapması 13.47’dir. Amerikan örnekleminin yaş ortalaması 52.56, standart sapması 12.63 iken; Türk örnekleminin yaş ortalaması 45.69, standart sapması 13.47’dir (Tablo 2).
Tablo 2. Amerika ve Türk örneklemlerinin Yaş Ortalama ve Standart Sapmaları
Amerikan
Türk
Toplam
X
SS
X
SS
X
SS
Yaş
52.56
12.63
45.69
13.41
49.09
13.47
Örneklemde yer alan bireylerin 372’si lise mezunu (%39.6), 566’sı üniversite mezunudur (%60.2). Amerikan örnekleminde yer alan kişilerin 80’i lise mezunu (%17.2), 383’ü üniversite mezunudur (%82.4). Türk örnekleminde ise 292 kişi lise mezunu (%61.5), 183 kişi ise üniversite mezunu (%38.59)dur (Tablo 3).
Tablo 3. Amerika ve Türk Örneklemlerinin Eğitim Durumu
Amerikan
Türk
Toplam
Eğitim Durumu
n
%
n
%
N
%
Lise Mezunu
80
17.2
292
61.5
372
39.6
Üniversite Mezunu
383
82.4
183
38.5
566
60.2
Örneklemde yer alan bireylerin 83’ü bekar (%8.8), 728’i evli (%77.4), 123’ü boşanmış/dul’dur (%13.1). Amerika örnekleminde 11 bekar (%2.4), 378 evli (%81.3), 70 boşanmış/dul (%15.1) kişi yer almaktadır. Türk örnekleminde ise 72 bekar (%15.2), 350 evli (%73.7), 53 boşanmış/dul (%11.2) kişi yer almaktadır (Tablo 4).
Tablo 4. Amerika ve Türk Örneklemlerinde Medeni Durum
Amerikan
Türk
Toplam
Medeni Durum
n
%
n
%
N
%
Bekar
11
2.4
72
15.2
83
8.8
Evli
378
81.3
350
73.7
728
77.4
Boşanmış/Dul
70
15.1
53
11.2
123
13.1
VERİ TOPLAMA ARAÇLARI
BEŞ FAKTÖR KİŞİLİK ENVANTERİ (5FKE): 5FKEGenç ve yetişkin kişilik özelliklerini beş temel kişilik boyutunda ve bu boyutların farklı yönlerini 17 alt ölçekte ele almaktadır (Somer, Korkmaz, Tatar, 2005). 5FKE, kişinin kendi kendisini değerlendirdiği davranışsal, duygusal ve düşünsel özelliklerle ilgili kısa ifadeleri içeren, likert tipinde, 5 basamaklı, 220 maddeden oluşmaktadır.
Bu çalışmada, madde yanlılığını incelemek üzere Beş faktör kişilik envanterinden (5FKE) yararlanılmıştır. Beş faktör modelinin önemli iddialarından birisi kapsanan kişilik yapılarının kültürlerarası bir görünüm sergileyeceğidir. Böyle bir iddianın geçerlik kazanması McCrae ve Costa’nın (1997) ifade ettiği gibi, insanların kişilik yapılarının bazılarının biyolojik kökenleri olabileceğine dair ipuçları sağlayabileceği gibi, bu evrensel özellikler yalnızca insanların grup halinde yaşama, düşünceleri soyutlayabilme yeteneği ya da ölümlülüğünün farkında olma gibi ortak insani deneyimlerin psikolojik bir sonucu da olabilir.
Araştırmada, 5FKE’nin maddeleri ile çakışan IPIP maddeleri eşleştirilmiş ve Amerikan örnekleminin 5FKE puanları elde edilmiştir. Türk ve amerikan örneklemlerinden elde edilen 17 alt boyutun toplam puanların dağılımları karşılaştırılmış ve birçok alt testte puan ranjlarının çok farklılaştığı görülmüştür. Bu durum madde yanlılığı incelemesi için oluşturulması gereken puan aralıklarına düşen kişi sayılarını çok farklılaştırdığından alt testlerin tümü üzerinde çalışılmamış ve iki örneklemde madde yanlılığı çalışabilecek şekilde benzer dağılım veren alt testler incelenmiştir. Bu incelemeler sonucunda Öz-Denetim faktörü altında yer alan Heyecan arama boyutunun her iki örneklemde en yakın dağılımı verdiği görülmüş ve madde yanlılığı karşılaştırmaları bu alt test üzerinde yapılmıştır. Heyecan Arama alt Boyutu toplam puanlarının Amerikan ve Türk örneklemleri için dağılımları şekil 4 ve şekil 5’te verilmiştir.
Tablo 5. Amerikan ve Türk Örneklemlerinin Heyecan Arama Alt Boyutundaki Toplam Puan Dağılımları
Amerikan Örneklemi
Türk Örneklemi
SS
2,57
2,82
X
5,2
6,1
N
485
475
[IMG]file:///C:\Users\win7\AppData\Local\Temp\msohtmlclip1\01\clip_image006.gif[/IMG]
Şekil 4. Amerikan Örnekleminin ‘Heyecan Arama’ Alt Boyutu Toplam Puan Dağılımı
[IMG]file:///C:\Users\win7\AppData\Local\Temp\msohtmlclip1\01\clip_image008.gif[/IMG]
Şekil 5. Türk Örnekleminin ‘Heyecan Arama’ Alt Boyutu Toplam Puan Dağılımı
Beş faktör modelinde “Conscientiousnes” olarak adı geçen ve ölçekte “Öz-denetim/Sorumluluk” olarak isimlendirilen üçüncü faktör düzenlilik, sorumluluk sahibi olma, kurallara uyma eğilimi, kendini kontrol edebilme ve amaca ulaşmak için gösterilen çabalarla kendini gösteren bir faktördür.
McCrae, Costa ve Dye’ın (1991) işaret ettikleri gibi bu faktör hem hareket hem de odaklanmayı içermekte ve bu nedenle “aktive edici ve “ketleyici” olmak üzere iki yönü bulunmaktadır. 5FKE’de Öz Denetim/Sorumluluk faktörü dört alt boyutta ele alınmıştır. Bunlar; Düzenlilik, Kurallara Bağlılık, Sorumluluk/Kararlılık ve Heyecan Arama alt boyutlarından oluşmaktadır.
Heyecan arama alt boyutu, 5FKE’de üçüncü faktör altında yer almakla birlikte aslında birden çok faktörle ilişkili olan bir alt boyuttur. Heyecan arama alt boyutu en yüksek yükü aldığı üçüncü faktör altında temsil edilmesine rağmen Dışadönüklük ve Gelişime Açıklık faktörlerinin özelliklerini değerlendirirken de göz önünde bulundurulmalıdır. Zuckerman (1994) ise, Duyum-Heyecan Arama (Sensation Seeking) boyutunu ayrı bir temel faktör olarak ele almaktadır.
Heyecan arama alt boyutunda yüksek puan alan kişiler, aktif olarak duygusal uyarım arayan, cezadan çok ödüle duyarlılık gösteren bir yapıya sahiptirler. Bu kişiler heyecan verici, hareketli ortamlarda bulunmaktan zevk alırlar, risk almaya yatkındırlar, çevreler tarafından maceracı, çılgın veya gözü kara olarak nitelendirilebiliriler. Zuckerman (1994), heyecan aramayı farklı, yeni, karmaşık, yoğun uyaran ve yaşantıları arama olarak tanımlamaktadır. Yüksek düzeyde heyecan arayan kişiler, dikkatlerini zevk ve ödüle yöneltirken, düşük düzeyde heyecan arayan kişiler dikkatlerini olası olumsuz sonuçlar üzerine yoğunlaştırmaktadır. Boyuttan düşük puan alma, tedbirlilik, temkinlilik, tehlikeye duyarlılık ve kontrollü olma gibi kişilik özelliklerine işaret eder.
Bu alt boyutta 11 madde bulunmaktadır; Alt boyutta “ Çılgın hayallere dalmaktan hoşlanırım.”, “ Beklenmedik şeyler yaparım.”, “Heyecana bayılırım.” gibi maddeler yer almaktadır.Orijinal ölçek maddeleri 5’li likert tipinde maddeler olmakla birlikte, çalışmamızda madde karakteristik eğrilerinin grafikleri incelenirken grup karşılaştırılmalarında kolaylık ve anlaşılabilirlik sağlanması amacıyla madde tepkileri, iki kategorili (dikotomik) hale getirilmiştir.
11 maddeye verilen yanıtlar her iki grup açısından ele alınmıştır. Alt testi oluşturan maddelerin madde karakteristikleri, klasik test kuramı üzerine kurulu modeller yardımı ile kestirilmiştir.
ANALİZLER
Bu çalışmada, Amerikan ve Türk örneklemlerinde yer alan kişilerin karşılaştırılabilmesi ve madde fonksiyon farklılıklarının görülebilmesi için x² analizinden yararlanılmıştır. Araştırma verilerinin istatistiksel analizi “SPSS 11.0 for Windows” programı ile yapılmıştır.
Madde yanlılığı, bir tek test maddesine aynı yetenek düzeyinde (ya da ölçülmekte olan özellik) olan, fakat farklı gruplardan gelen iki bireyin doğru (ya da “evet”) cevap verme olasılığının aynı olmaması olarak tanımlanabilir (Adams ve Rowe, 1988; Mellenberg, 1989; Hambleton, Swaminathan ve Rogers, 1991; Raju, 1983). Tanımdan hareketle, bir test maddesinin farklı örneklemlerden gelen ve aynı yetenek düzeyinde olan bireylerde aynı şekilde işlemesi, aynı madde için farklı grupların aynı yetenek düzeyindeki bireylerinden elde edilen madde karakteristik eğrilerinin benzer olması gerekir (Rodney ve Drasgow, 1990). Bu anlamda, madde yanlılığı analizini Madde Tepki Kuramı modelleriyle yapmak, bir test maddesinin iki ayrı gruptan elde edilen madde karakteristik eğrilerinin karşılaştırılmasına dayanır (örneğin, kadın ve erkek cinsiyet grupları). Bu karşılaştırmalarda kullanılabilecek birinci yol madde parametrelerini karşılaştırmaktır.
Birinci yolda, farklı gruplardan aynı yetenek düzeyindeki bireyler üzerinden elde edilen madde parametre değerleri aynı ise madde karakteristik eğrilerinin de aynı olması bekleneceğinden madde yansız; madde parametre değerleri arasındaki farklar büyüdükçe madde karakteristik eğrileri de farklılaşacağından madde yanlı yorumu yapılabilmektedir. Karşılaştırmalarda kullanılacak ikinci yol ise farklı gruplardan elde edilen madde karakteristik eğrileri arasında kalan alanların hesaplanmasına dayanır. Madde karakteristik eğrileri arasındaki alan küçükse (sıfıra yakınsa) madde yansız; büyükse madde yanlı yorumu yapılabilir. Madde karakteristik eğrileri arasındaki alanın büyüklüğü sıfırdan uzaklaştıkça (arttıkça) maddenin yanlılığı da artmaktadır (Lord, 1980; Rudner et.al., 1980; Raju, 1988).
Madde yanlılığı analizlerini iki farklı kurama dayandırmak mümkündür. Bu kuramlardan ilki Klasik Test Kuramı (KTK) ve ilgili teknikleri kapsamaktadır. Bu teknikler, madde indekslerinin (madde güçlük indeksi (p) ve madde ayırıcılık gücü indeksi (r )) alt gruplara göre karşılaştırılması üzerine kuruludur. KTK kapsamında başvurulan bir diğer teknik ise Ki-kare (chi-square) tekniğidir. Söz konusu teknikler, klasik test kuramının bazı dezavantajları göz önünde bulundurularak eleştirilmektedir (Shepard, Camilli ve Williams, 1985; Rodney ve Drasgow, 1990).
KTK’nda madde güçlüğü ve madde ayırt edicilik değerleri büyük ölçüde üzerinde çalışılan örnekleme bağlıdır ve örneklemin yetenek seviyesi bu test istatistiklerinin seviyesini genellikle etkilemektedir. Çünkü KTK’nda denek puanları madde güçlük düzeylerinin bir fonksiyonu olarak ele alınmaktadır ve bu nedenle bir testin güçlüğü farklı alt popülasyonlarda değişiklik göstermektedir (MacDonald ve Paunonen, 2002, Aktaran Korkmaz, 2005).
Madde cevap kuramı ile çalışılan madde yanlılığı modelleri bu eleştirileri karşılamak üzere geliştirilmiştir. Ancak matematiksel modellere dayalı olarak geliştirilen bu karmaşık modelleri anlayabilmek için öncelikle Klasik model ile çalışılmasının yararlı olacağı düşünülmüştür. Klasik kuram kapsamında gruplar arası farklılıkların anlamlılığını değerlendirmek üzere Camilli (1979) ve Scheuneman (1979) tarafından geliştirilen x² (ki kare) istatistiği ile çalışılan model, modern kuramdaki madde karakteristik eğrilerinin parametre karşılaştırmalarına benzerlik göstermektedir. Camilli ve Scheuneman analizleri farklı puan aralıklarına yer alan kişilerin maddeye verdikleri yanıtları değerlendirmeye dayalı olduğu için tüm grup üzerinden elde edilen madde güçlüğü karşılaştırmalarına getirilen eleştirileri bir ölçüde karşılamaktadır. Bu modeller madde cevap kuramı modellerine en yakın olan klasik kuram temelli modellerdir. Bu çalışmada daha hassas olduğu için bu yöntemden yararlanılmıştır.
Aşağıda Camilli ve Scheuneman tarafından geliştirilen eşitlikler verilmiştir (Crocker ve Algina, 1986).
Bu eşitliklerde;
J= Toplam puanların bölündüğü aralık sayısı,
N1j ve N2j = Her iki grupta yer alan katılımcı sayısı,
Q1j ve Q2j = Farklı gruplarda yer alan ve maddeyi doğru cevaplayanların sayısı,
P1j= Q1j ve P1j= Q1j Her iki grupta maddeye doğru cevap verenlerin oranı,
N1j N1j
P.j= Q1j+ Q2j Tüm katılımcıların maddeye doğru cevap verme oranıdır.
N1j+ N2j
Camilli’nin yöntemi: X²c= Σ N1j . N2j ( P1j – P 2j)²
J=1 (N1j + N 2j) P.j (1- Pj)
Scheuneman’ın yöntemi: Xs²= Σ (Q1j – P.j1. N1j)² + Σ (Q2j – P.j2. N2j)²
J=1 P.j .N1j J=2 P.j . N2j
Yukarıdaki formüllerle elde edilen X² istatistiği 0.01 anlamlılık derecesinde j serbestlik derecesi ile ki-kare dağılımı ile karşılaştırılarak test edilebilir. (j toplam puanların bölündüğü aralık sayısıdır). Bu karşılaştırma sonucunda kritik ki-kare değerini aşan maddeler yanlı maddeler olarak kabul edilir. Ayrıca elde edilen X²’nin büyüklüğü maddenin yanlılık derecesi hakkında da bilgi verir.
Camilli’nin yönteminin bir diğer versiyonu hesaplamada + ya da – işaretlerini de dikkate alan işaretli (signed) X² indeksidir. Camilli’nin yöntemi ile hesaplanan her bir Xj² , P1j’nin P2j’den daha büyük ya da daha küçük olmasına göre pozitif ya da negatif işaret ile ifade edilmektedir. İki ayrı gruptan elde edilen doğru cevap verme olasılıkları, başka bir deyişle madde karakteristik eğrileri arasındaki farklar alınmakta ve bu farklar alan indeksi olarak yorumlanmaktadır. İşaret indeksi ile, her iki grubun farklılığı toplanmaktadır ve farklı aralıklarda farklı işaretli değerler elde edildiğinde bunlar birbirini götürmekte ve toplamda daha küçük X² değerleri elde edilmektedir.
Bu çalışmada madde yanlılığının göstergesi olarak, biri Camilli (1979), diğeri Scheuneman (1979) tarafından geliştirilen iki indeks ile çalışılmıştır.
III. BULGULAR ve TARTIŞMA
Madde karakteristik eğrileri yoluyla karşılaştırma yapabilmek için, ölçülmekte olan özellik açısından “farklı değil” aynı konumlarda bulunan kişilerin bir maddeye doğru cevap verme olasılıkları elde edilmektedir. Bunun için boyut toplam puanları önce belirli aralıklara bölünmekte daha sonra bu aralıklarda yer alan Amerikan ve Türk örneklemlerinin madde tepkileri ( bu maddeyi “evet” olarak yanıtlama olasılıkları) karşılaştırılmaktadır. Böylece maddelerin farklı gruplar için farklı bir fonksiyona sahip olup olmadığı ya da maddenin gruplar için yanlılığı incelenebilmektedir. Madde düzeyinde ele alındığında, eğer maddenin karakteristik eğrisi iki grup arasında farklılaşma göstermiyorsa ölçek eşdeğerliğinin sağlandığı belirtilmektedir (Camilli ve Shepard, 1994, Aktaran Somer, 2004).
Daha önce değinildiği gibi bu karşılaştırmaları yapabilmek için öncelikle grupların dağılımlarının benzer olması ve puan aralıklarına düşen kişi sayılarının çok büyük farklılıklar göstermemesi gerekmektedir. Bu dağılımlar incelenmiş, Amerika ve Türk örneklemlerinde yer alan kişiler toplam puanları göz önüne alınarak toplam puan açısından homojen olan gruplar elde edilmiştir. Gruplandırmaları yaparken ve puan aralıklarında yer alan kişi sayılarının yakın olmasına dikkat edilmiştir. Bu inceleme sonucunda toplam puanlar açısından homojen olarak kabul edilebilecek dört alt gruba bölünmüştür (Tablo 6).
Tablo 6. Toplam Puan Dağılımı
Amerikan Örneklemi
Türk Örneklemi
Toplam Puan Aralıkları
n
%
n
%
(0–3) 1
131
28,2
105
22,1
(4–5) 2
134
28,8
76
16
(6–7) 3
97
20,9
116
24,4
(8–10) 4
103
22,2
178
37,5
Toplam
465
475
Bu çalışmada, gruplar arası farklılıkların anlamlılığı x² (ki kare) istatistiği ile değerlendirilmiştir (Hata payı .01 olarak alınmıştır).
Bu çalışmada, Amerika ve Türk örneklemlerinde yer alan kişiler toplam puanları göz önüne alınarak toplam puan açısından homojen olan gruplar elde edilmiştir. Gruplandırmaları yaparken ve puan aralıklarında yer alan kişi sayılarının yakın olmasına dikkat edilmiştir. Bu inceleme sonucunda toplam puanlar açısından homojen olarak kabul edilebilecek dört alt gruba bölünmüştür. Toplam puan açısından homojen olan puan aralıkları için tek tek ki kare’ler elde edilmiştir. Daha sonra maddenin toplamı için her bir aralık için elde edilen x² değerleri toplanarak madde için gruplar üzerinden tek bir x² değeri elde edilmiştir. Toplam puan açısından aynı konumda olan grupların maddeye “evet” yanıtını verme oranları farklılaşıyorsa maddenin gruplar için aynı anlama gelmediği, yapısal farklılık gösterdiği dolayısıyla yanlılık gösterdiğinden söz edilebilmektedir (Tablo 7).
Tablo 7. Amerika ve Türk Grupları İçin Maddelerin Parametre Değerleri
Maddeler
Amerika
Türk
Toplam Puan Aralıkları
p
sd
p
sd
Xc²
Toplam Xc²
Xs²
Toplam Xs²
1
0,15
3
0,19
3
0,59
6,13
0,49
2,38
2
0,37
0,32
0,53
0,35
3
0,71
0,59
3,6
1,29
4
0,79
0,84
1,41
0,25
2
1
0,15
3
0,12
3
0,22
13,79
0,19
2,06
2
0,4
0,43
0,3
0,18
3
0,71
0,63
1,6
0,53
4
0,98
0,85
11,67
1,16
3
1
0,04
3
0,11
3
5,05
55,83
4,69
23,25
2
0,19
0,41
12,15
8,91
3
0,47
0,8
24,99
8,68
4
0,85
0,97
13,64
0,97
4
1
0,37
3
0,05
3
34,01
170,33
26,38
79,83
2
0,75
0,14
70,42
33,2
3
0,88
0,42
46,64
17,3
4
0,97
0,78
19,26
2,95
5
1
0,03
3
0,13
3
8,74
50,92
8,08
33,55
2
0,13
0,37
16,81
13,21
3
0,3
0,6
19,69
10,54
4
0,61
0,75
5,68
1,72
6
1
0,74
3
0,04
3
117,45
450,01
67,18
193,56
2
0,96
0,04
173,3
65,19
3
0,94
0,23
106,38
47,45
4
0,99
0,6
52,88
13,74
7
1
0,07
3
0,3
3
21,25
123,2
17,65
59,4
2
0,24
0,71
44,63
26,35
3
0,4
0,77
29,38
11,72
4
0,73
0,95
27,94
3,68
8
1
0,06
3
0,53
3
65,77
169,51
47,93
91,34
2
0,28
0,64
27,25
16,09
3
0,34
0,65
19,83
9,78
4
0,42
0,85
56,66
17,54
9
1
0,07
3
0,34
3
28,39
233,6
22,97
107,11
2
0,16
0,74
68,12
42,82
3
0,27
0,86
77,15
31,51
4
0,61
0,97
59,94
9,81
10
1
0,19
3
0,07
3
7,67
21,26
6,63
10,77
2
0,47
0,41
0,76
0,42
3
0,75
0,56
8,56
3,01
4
0,89
0,8
4,27
0,71
11
1
0,25
3
0,09
3
11
74,45
9,05
31,61
2
0,57
0,32
13,01
6,76
3
0,78
0,46
23,59
9,3
4
0,93
0,66
26,85
6,5
Tablo 7’de maddelerin güçlük parametrelerine ilişkin veriler yer almaktadır. Bazı maddelerin madde karakteristik eğrilerinin şekilleri, gruplar arasında benzerlik gösterirken bazılarında benzerlik göstermemektedir. Yani Amerikan ve Türk örnekleminde toplam puan açısından benzer konumda olan -homojen alt gruplarda yer alan- kişilerin maddeyi “evet” olarak yanıtlama olasılıkları bazı maddelerde farklılık göstermektedir. Bu durum maddenin gruplar açısından yanlı olduğuna ilişkin bir ipucu olarak değerlendirilmektedir.
“Çılgın hayallere dalmaktan hoşlanırım” maddesi Amerikan ve Türk grupları arasında farklılık göstermeyen bir maddedir. Bu maddenin karakteristik eğrisi Grafik 1’de verilmiştir. Şekilden her iki grubun madde karakteristik eğrileri incelendiğinde görülmektedir ki, maddeye verilen tepkiler, “evet” cevabını verme oranı, toplam puan açısından aynı düzeyde olan Amerikan ve Türk grupları arasında farklılık göstermemektedir.Amerikan ve Türk gruplarının maddeye verdikleri tepkiler benzerlik göstermektedir. Amerikan ve Türk gruplarının ölçülmek istenen özelliğe verdikleri “evet” deme oranları arasında anlamlı bir farklılık yoktur. Yani her iki grupta da kişilerin Heyecan arama özelliği artıkça “ çılgın hayaller dalmaktan hoşlanırım” maddesine “evet” deme olasılıkları düzenli olarak artış göstermekte ve bu oranlar farklı örneklemlerden olmalarına rağmen heyecan arama puanı açısından benzer konumda bulunan kişiler için farklılaşmamaktadır. Bu durum maddenin ölçtüğü özelliğin “heyecan arama boyutu ile gösterdiği ilişkinin ( yani madde boyut ilişkisinin) her iki grupta da aynı olduğuna işaret etmektedir.
Grafik 1
[IMG]file:///C:\Users\win7\AppData\Local\Temp\msohtmlclip1\01\clip_image010.gif[/IMG]
Tablo 8
Maddeler
Amerika
Türk
Toplam Puan Aralıkları
p
sd
p
sd
Xc²
Toplam Xc²
Xs²
Toplam Xs²
1
0,15
3
0,19
3
0,59
6,13
0,49
2,38
2
0,37
0,32
0,53
0,35
3
0,71
0,59
3,6
1,29
4
0,79
0,84
1,41
0,25
“Beklenmedik şeyler yaparım” maddesinin madde karakteristik eğrisi Grafik 2’de verilmiştir. Her iki grubun madde karakteristik eğrileri incelendiğinde görülmektedir ki, maddeye verilen tepkiler, “evet” cevabını verme oranı, heyecan arama özelliğinde aynı düzeyde olan Amerikan ve Türk grupları arasında farklılık göstermektedir. Ancak bu farklılık sınır düzeydedir. Grafik incelendiğinde ilk üç puan aralığı için tepki oranları benzerlik göstermektedir, sadece en yüksek puanları içeren son aralıkta Amerikan örneklemi daha fazla “evet” cevabını vermiştir. Bu madde sınır düzeyde farklılık göstermekle beraber yansız bir madde olarak kabul edilebilir. Zira heyecan arama boyutundaki toplam puanlar arttıkça, her iki örneklemde de benzer biçimde maddeyi “evet” olarak cevaplama olasılığı artış göstermektedir. Ayrıca bu sınır düzeydeki farklılık, birinci indekste ortaya çıkarken, ikinci indekste farklılık gözükmemektedir.
Grafik 2
Tablo 9
Amerika
Türk
Maddeler
Toplam Puan Aralıkları
p
sd
p
sd
Xc²
Toplam Xc²
Toplam Xs²
1
0,15
3
0,12
3
0,22
13,79
0,19
2,06
2
0,4
0,43
0,3
0,18
3
0,71
0,63
1,6
0,53
4
0,98
0,85
11,67
1,16
Grafik 3’te verilen madde karakteristik eğrileri incelendiğinde görülmektedir ki, maddeye verilen tepkiler, “evet” cevabını verme oranı, heyecan arama özelliğinde aynı düzeyde olan Amerikan ve Türk grupları arasında farklılık göstermektedir. Amerika ve Türk gruplarının ölçülmek istenen özelliğe verdikleri tepki arasında anlamlı bir farklılık vardır. Buna rağmen her iki grupta da kişilerin heyecan arama özelliği artıkça “ çılgın şeyler yaparım” maddesine “evet” deme olasılıkları düzenli olarak artış göstermektedir. Toplam puanlar arttıkça, her bir aralıkta bulunan kişilerin doğru cevap verme oranları artmaktadır. Ancak, Türk örneklemi, ölçülen özelliğin her düzeyinde , Amerikan örneklemine kıyasla bu maddeye daha yüksek oranda “evet” demiştir. Çılgın şeyler yapma özelliği, Türk örnekleminde “Heyecan Arama “ boyutunu daha iyi ayırt etmektedir. Yine de madde çok yüksek düzeyde yanlılık göstermemektedir.
Grafik 3
[IMG]file:///C:\Users\win7\AppData\Local\Temp\msohtmlclip1\01\clip_image014.gif[/IMG]
Tablo 10
Amerika
Türk
Maddeler
Toplam Puan Aralıkları
p
sd
p
sd
Xc²
Toplam Xc²
Xs²
Toplam Xs²
1
0,04
3
0,11
3
5,05
55,83
4,69
23,25
2
0,19
0,41
12,15
8,91
3
0,47
0,8
24,99
8,68
4
0,85
0,97
13,64
0,97
4. madde olan “Macera Ararım” maddesine doğru cevap verme oranları Heyecan arama boyutunda aynı düzeyde olan Amerikan ve Türk örneklemlerinde, farklılaşma göstermektedir (Grafik 4). Heyecan arama özelliği arttıkça Amerikan örnekleminde yer alan kişiler aynı maddeye, Türk örneklemine kıyasla, “evet” deme oranları daha çok artış göstermektedir. Ayrıca en düşük toplam puan aralığındaki kişilerin de “Macera Ararım” maddesine “evet” deme oranları Türk örnekleminden yüksektir. Ayrıca Amerikan örnekleminde “evet” deme oranları düzeyler arasında fazla bir farklık göstermemektedir. Yani toplam puan düzeyi düşük olmasına rağmen Amerikan grubu Macera Arama özelliğini oldukça yüksek oranlarda göstermektedir. Bu da maddenin kişilerin toplam ölçekte heyecan arama düzeylerini ayırt etmede etkili olmadığını göstermektedir. Oysa Türk örnekleminde oranlarda beklenen yönde bir yükseliş gözlenmektedir. Yani madde Türk örneklemi için ayırt edici iken Amerikan örnekleminde bu özelliği göstermemektedir bu nedenle yanlı bir madde olarak yorumlanmaktadır. Örneğin yansız bir madde olan 1. maddede, Çılgın Şeyler Yapmak boyut toplam özelliğine göre artan bir grafik sergilerken, 4. maddede Amerikan örnekleminde Macera Arama, her düzeyde görülen daha normal bir özellik olarak ortaya çıkmakta bu nedenle heyecan arama özelliğindeki artışlara duyarlılık göstermemektedir
Grafik 4
[IMG]file:///C:\Users\win7\AppData\Local\Temp\msohtmlclip1\01\clip_image016.gif[/IMG]
Tablo 11
Amerika
Türk
Maddeler
Toplam Puan Aralıkları
p
sd
p
sd
Xc²
Toplam Xc²
Xs²
Toplam Xs²
1
0,37
3
0,05
3
34,01
170,33
26,38
79,83
2
0,75
0,14
70,42
33,2
3
0,88
0,42
46,64
17,3
4
0,97
0,78
19,26
2,95
Grafik 5’te yer alan maddeye verilen tepkiler, “evet” cevabını verme oranı, Heyecan Arama boyutunda aynı düzeyde olan Amerikan ve Türk grupları arasında farklılık göstermektedir. Ancak bu madde bir önceki maddedeki gibi ayırt ediciliği düşük bir madde değildir ve yanlılığı orta düzeydedir. Heyecan Arama özelliği artıkça bu maddeye doğru cevap verme oranları her iki örneklemde de artmaktadır. Ancak , “evet” deme oranları, düzenli olarak yükselmekle birlikte farklı örneklemlerde, Heyecan Arama puanı açısından benzer konumda bulunan kişiler için, farklılaşmaktadır. Bu durum maddenin orta düzeyde yanlı olduğuna işaret etmektedir.
Grafik 5
[IMG]file:///C:\Users\win7\AppData\Local\Temp\msohtmlclip1\01\clip_image018.gif[/IMG]
Tablo 12
Amerika
Türk
Maddeler
Toplam Puan Aralıkları
p
sd
p
sd
Xc²
Toplam Xc²
Xs²
Toplam Xs²
1
0,03
3
0,13
3
8,74
50,92
8,08
33,55
2
0,13
0,37
16,81
13,21
3
0,3
0,6
19,69
10,54
4
0,61
0,75
5,68
1,72
Ölçülen özellikte, Heyecan Arama özelliğinde, aynı düzeyde olan Amerikan ve Türk gruplarının maddeye doğru cevap verme oranları çok yüksek düzeyde farklılaşmaktadır. Bu madde dördüncü madde olan Macera Ararım maddesinin gösterdiği özelliğe çok benzer bir yapı göstermektedir. Bu madde için, madde fonksiyon farklılığında ya da madde yanlılığından söz edilmektedir. Amerikan örnekleminin “Heyecana Bayılırım” maddesine “evet” deme oranları Türk örneklemine göre oldukça yüksektir. Heyecan arama özelliği bakımından aynı düzeyde olan Amerikan ve Türk örneklemlerinden, Amerikan örneklemi bu maddeye daha kolayca “evet” demiştir. Ayrıca en düşük toplam puan aralığındaki kişilerin de “Heyecana Bayılırım” maddesine “evet” deme oranları Türk örnekleminden yüksektir. Bu durumun Amerikan örnekleminin bazı kültürel özelliklerinden, yaşam biçimlerine ilişkin alışkanlıklarından kaynaklandığı düşünülebilir. Ekonomik ve sosyal yaşamlarında daha serbest oldukları, heyecan verici, hareketli ortamları tercih ettikleri ve bunların yaşam biçimlerine olan etkileri düşünülebilir. Bu maddelerin ölçtüğü özelliklerin Amerikan örnekleminde daha yaygın görülmesi, maddelerin Heyecan Arama boyutunu Amerikan örneklemi için ayırt etme özelliği göstermemesine neden olduğu düşünülmektedir (Grafik 6).
Grafik 6
[IMG]file:///C:\Users\win7\AppData\Local\Temp\msohtmlclip1\01\clip_image020.gif[/IMG]
Tablo 13
Amerika
Türk
Maddeler
Toplam Puan Aralıkları
p
Sd
p
sd
Xc²
Toplam Xc²
Xs²
Toplam Xs²
6
1
0,74
3
0,04
3
117,45
450,01
67,18
193,56
2
0,96
0,04
173,3
65,19
3
0,94
0,23
106,38
47,45
4
0,99
0,6
52,88
13,74
Aşağıda grafikleri verilen 7, 8 ve 9. maddeler de yüksek düzeyde yanlılık gösteren maddelerdir. Bu maddeler için de yanlılık açısından 4 ve 6. maddeler için yapılan yoruma benzer yorumlar yapılabilir. Ancak bu maddelerde 4 ve 6. maddelerden farklı olarak Türk örnekleminde maddeleri “evet” olarak yanıtlama oranları daha yüksektir. Sınır Tanımama, Tehlikeli Şeyler Yapma, İlgilerin Çabuk Değişmesi gibi özellikler, Heyecan Arama boyutundaki toplam puan arttıkça artış göstermekle beraber, her puan düzeyinde Türk örnekleminde, Amerikan örneklemine göre daha fazla düzeyde kendini göstermektedir.
Grafik 7
Tablo 14
Amerika
Türk
Maddeler
Toplam Puan Aralıkları
p
sd
p
sd
Xc²
Toplam Xc²
Xs²
Toplam Xs²
1
0,07
3
0,3
3
21,25
123,2
17,65
59,4
2
0,24
0,71
44,63
26,35
3
0,4
0,77
29,38
11,72
4
0,73
0,95
27,94
3,68
Grafik 8
[IMG]file:///C:\Users\win7\AppData\Local\Temp\msohtmlclip1\01\clip_image024.gif[/IMG]
Tablo 15
Amerika
Türk
Maddeler
Toplam Puan Aralıkları
p
sd
p
sd
Xc²
Toplam Xc²
Xs²
Toplam Xs²
1
0,06
3
0,53
3
65,77
169,51
47,93
91,34
2
0,28
0,64
27,25
16,09
3
0,34
0,65
19,83
9,78
4
0,42
0,85
56,66
17,54
Grafik 9
[IMG]file:///C:\Users\win7\AppData\Local\Temp\msohtmlclip1\01\clip_image026.gif[/IMG]
Tablo 16
Amerika
Türk
Maddeler
Toplam Puan Aralıkları
p
sd
p
sd
Xc²
Toplam Xc²
Xs²
Toplam Xs²
1
0,07
3
0,34
3
28,39
233,6
22,97
107,11
2
0,16
0,74
68,12
42,82
3
0,27
0,86
77,15
31,51
4
0,61
0,97
59,94
9,81
10. maddenin madde karakteristik eğrisi Grafik 10’da verilmiştir. Her iki grubun madde karakteristik eğrileri incelendiğinde görülmektedir ki, maddeye verilen tepkiler, “evet” cevabını verme oranı, Heyecan Arama özelliğinde aynı düzeyde olan Amerikan ve Türk grupları arasında oldukça benzerlik göstermektedir. Amerikan ve Türk gruplarının, ölçülmek istenen özelliğe verdikleri tepki arasında 1. indekste anlamlı bir farklılık varken ikinci indekste anlamlı bir farklılık bulunmamıştır. Her iki grupta da kişilerin Heyecan arama özelliği artıkça maddeye “evet” deme oranları düzenli olarak artış göstermektedir. Amerikan örneklemi, aynı maddeye Türk örneklemine kıyasla biraz daha çok “evet” olarak cevaplamışlardır.
Grafik 10
[IMG]file:///C:\Users\win7\AppData\Local\Temp\msohtmlclip1\01\clip_image028.gif[/IMG]
Tablo 17
Amerika
Türk
Maddeler
Toplam Puan Aralıkları
p
sd
p
sd
Xc²
Toplam Xc²
Xs²
Toplam Xs²
1
0,19
3
0,07
3
7,67
21,26
6,63
10,77
2
0,47
0,41
0,76
0,42
3
0,75
0,56
8,56
3,01
4
0,89
0,8
4,27
0,71
Grafik 11’de yer alan her iki grubun madde karakteristik eğrileri incelendiğinde görülmektedir ki, maddeye verilen tepkiler, “evet” cevabını verme oranı, Heyecan Arama özelliğinde aynı düzeyde olan Amerikan ve Türk grupları arasında farklılık göstermektedir.Amerikan ve Türk gruplarının, ölçülmek istenen özelliğe verdikleri tepki arasında anlamlı bir farklılık bulunmuştur. Her iki grupta da kişilerin Heyecan arama özelliği artıkça maddeye “evet” deme oranları düzenli olarak artış göstermektedir. Ancak Amerikan örneklemi, aynı maddeyi Türk örneklemine kıyasla daha çok “evet” olarak cevaplamıştır. Orta düzeyde bir madde yanlılığı gözlenmektedir.
Grafik 11
[IMG]file:///C:\Users\win7\AppData\Local\Temp\msohtmlclip1\01\clip_image030.gif[/IMG]
Tablo 18
Amerika
Türk
Maddeler
Toplam Puan Aralıkları
p
Sd
p
sd
Xc²
Toplam Xc²
Xs²
Toplam Xs²
1
0,25
3
0,09
3
11
74,45
9,05
31,61
2
0,57
0,32
13,01
6,76
3
0,78
0,46
23,59
9,3
4
0,93
0,66
26,85
6,5
IV. SONUÇ
Araştırmalarda grup karşılaştırmaları yapmak amaçlandığında ve bu farklılıkların gerçek farklılıklar olduğunu varsayabilmek söz konusu olduğunda, ölçek eşdeğerliğinin sağlanmasında titiz davranılması gerektiği ve karşılaştırma gruplarının ölçüm eşdeğerliğinin incelenmesinin gerektiği düşünülmektedir.
Grup karşılaştırmalarında madde fonksiyon farklılıklarının ya da madde yanlılığının incelenmesi, gruplar arasında ölçme eşdeğerliğinin sağlanmasına imkan vermekte ve incelenen yapı hakkında araştırmacıya birtakım bilgiler sağlamaktadır. Ölçek eşdeğerliğinden emin olunmadan yapılan grup karşılaştırmalarında, elde edilen farklılıkların gruplar arasındaki gerçek farklılıklardan mı yoksa ölçme yanlılığından mı kaynaklandığını bilmek mümkün olmamaktadır. Bu farklılıklarla ilgili yapılan yorumlarda yanlış kanılara varılmasına yol açabilmektedir (Somer, 2004).
Farklı fonksiyon gösteren maddelerin çoğunlukta olduğu bir ölçeğin toplam puanları üzerinden grup karşılaştırması yapılması yanıltıcı sonuçlar doğurabilmektedir (Somer, 2004).
Beş faktör kişilik ölçeğinin kültürlerarası özelliklerinin incelenmesi kapsamında,
Amerikan ve Türk örneklemlerinin Heyecan Arama alt boyutunun madde yanlılıkları klasik kurama dayalı olarak incelenmiştir. Bu amaçla Öz denetim/ Sorumluluk boyutunda yer alan Heyecan Arama alt boyutunun 11 maddesi ile çalışılmıştır. Yapılan analizler sonucunda maddelerinin bir kısmının Amerikan ve Türk örneklemi için yanlılık gösterdiği, bir kısmının da her iki örneklem için uygun ayırt adiciliği olan yansız maddeler olduğu bulunmuştur.
Ölçekte yer alan maddeler yanlılık gösterip göstermeme özellikleri açısından incelendiğinde, yanlılık göstermeyen, ya da sınırda yanlılık gösteren, orta düzeyde yanlılık gösteren ve yüksek düzeyde yanlılık gösteren maddeler biçiminde sıralamak mümkündür.
Bu anlamda birinci madde yansız , ikinci ve onuncu maddeler ise iki indeksten birinde az bir farkla kritik x² değerini aştığı ve diğer indekste bu değerin altında kaldığı için yansız ya da sınır düzeyde maddeler olarak tanımlanmıştır. 1. madde olan “Çılgın Hayallere Dalmaktan Hoşlanırım” maddesi yanlılık göstermeyen bir madde olarak ifade edilebilir. Bu durum maddenin ölçtüğü özelliğin “Heyecan Arama” boyutu ile gösterdiği ilişkinin, yani madde boyut ilişkisinin, her iki grupta da aynı olduğuna işaret etmektedir. Ölçekte yer alan ikinci madde ise “ Beklenmedik şeyler yaparım” maddesidir ve bu madde sınır düzeyde farklılık göstermekle beraber yansız bir madde olarak kabul edilebilir. 10. madde de sınır düzeyde bir maddedir.
Çılgın şeyler yaparım, Gülünç işler yapmaya kolay ikna olurum, ve Riske girerim maddeleri orta düzeyde yanlılık gösteren, çok yüksek düzeyde yanlılık göstermeyen maddelerdir. Çılgın şeyler yaparım maddesi, Türk örnekleminde Heyecan Arama boyutunu daha iyi ayırt etmektedir. Bu maddelerin ayırt edicilikleri her iki örneklem için de düşük değildir ve maddenin toplam puanla ilişkisi benzerlik göstermektedir bu anlamda yanlılıkları orta düzeydedir.
Macera ararım, Heyecana bayılırım, Hiçbir sınır tanımam, İlgi alanlarımın çabuk değiştiğini hissediyorum ve Tehlikeli şeyler yaparım maddeleri yüksek düzeyde yanlılık gösteren maddelerdir. Bu maddelerden Macera ararım ve Heyecana bayılırım maddeleri Türk örneklemi için ayırt edici özellikler gösterirken; Amerikan örnekleminde bu özelliği göstermemektedir.
Bulgular ve tartışma bölümünde açıklandığı gibi maddelerden bazıları Amerikan örneklemi için daha yüksek oranda “evet” olarak yanıtlanan maddeler olurken (1, 2, 4, 6, 10 ve 11. maddeler) bazıları bu özelliğin tersine Türk örneklemi için daha yüksek oranda “evet” (3, 5, 7, 8 ve 9. maddeler) olarak yanıtlanmıştır. Bu durum ölçek maddelerinin kültürlere göre hep aynı yönde yanlılık göstermediğini, madde- kültür etkileşimine göre farklı maddelerin farklı kültürler için puan avantajı sağladığını göstermektedir.
Bulgular genel olarak değerlendirildiğinde, Heyecan Arama alt boyutunda yer alan maddeler arasında yanlı maddeler çoğunluktadır. Bu yanlı maddeler ölçülen özellikle ilişkisi açısından kültürler arasında farklılık göstermektedir. Bu anlamda maddelerin ölçek özellikleri aynı değildir, tam olarak aynı şeyi ölçtükleri düşünülmemektedir. Bu haliyle ortalamalar arası farklar karşılaştırılabilir durumda değildir ve toplam puanlar üzerinden karşılaştırma yapmak gruplar arasında yanlılıklara neden olabilir.
İki kültür karşılaştırılmak istendiğinde, daha geniş bir madde havuzundan yararlanmanın ve yansız maddelerden oluşan bir ölçek oluşturmanın yararlı olacağı düşünülmektedir. Metrik özellikleri aynı olan maddelerin yer aldığı bir ölçek üzerinde çalışılması gerektiği düşünülmektedir.
KAYNAKLAR
Büyüköztürk, Ş. (2005). Sosyal Bilimler İçin Veri Analizi El Kitabı. İstatistik, Araştırma Deseni, SPSS Uygulamaları ve Yorum. Ankara: Pegem Yayıncılık.
Camili, G. & Shepard, A. L. (1994). Methods for Identifying Biased Test Items. United States of America: Sage Publications.
Crocker, C. & Algina J. (1986). Introduction To Classical and Modern Test Theory. United States of America Orlando, Florida: Holt, Rinehart and Wınston, inc. 377-395.
Erkuş, A. (2003). Psikometri Üzerine Yazılar. Ölçme ve Psikometrinin Tarihsel Kökenleri, Güvenirlik, Geçerlik, Madde Analizi, Tutumlar: Bileşenleri ve Ölçülmesi. Ankara: Türk Psikologlar Derneği Yayınları No:24. 120-148.
Fan, Xitao. (1998). Item Response Theory and Classical Test Theory: An Empirical Comparison of Their Item-Person Statistics. Educational and Psychological Measurement. 58, 3, 357–381
Goldberg, L. R. (2001).International Personality Item Pool:A Scientific Collaboratory for the Development of Advanced Measures of Personality and Other Individual Differences http://ipip.ori.org/ipip/.
Ironson, G. H. ve Craig, R. (1982). Item Bias Techniques When Amount Of Bias is Varied And Score Differences Groups Are Presented. University of South Florida, Tampa. Dept of Psychology. (ERIC Document Reproduction Service No. ED 227 146).
Korkmaz, M. (2005). Madde Cevap Kuramına Dayalı Olarak Çok Kategorili Maddelerde Madde ve Test Yanlılığının (İşlevsel Farklılığın) İncelenmesi. Ege Üniversitesi Sosyal Bilimler Enstitüsü, Yayımlanmamış Doktora Tezi.
Öğretmen, T. & Doğan, N. (2004). Orta Öğretim Kurumları Öğrenci Seçme ve Yerleştirme Sınavı Matematik Alt Testine Ait Maddelerin Yanlılık Analizi: Eğitim Fakültesi Dergisi. 8(5).
Özgüven, E. İ. (1994). Psikolojik Testler. Ankara: Yeni Doğuş Matbaası. 109-120.
Somer, O. (1996). Klasik ve Modern Test Kuramlarında Standart Hata, Güvenirlik ve informasyon Kavramlarının Karşılaştırılması: Psikoloji Seminer. Ege Üniversitesi Edebiyat Fakültesi Yayını Bornova.11, 95-105.
Somer, O. (1998). Beş Faktör Kişilik Modeli: Türk Psikoloji Yazıları. 1(2), 35-62.
Somer, O. (1998). Türkçe’de Kişilik Özelliği Tanımlayan Sıfatların Yapısı ve Beş Faktör Modeli: Türk Psikoloji Dergisi. 13(42), 17-32.
Somer, O. (2004). Gruplararası Karşılaştırmalarda Ölçek Eşdeğerliğinin İncelenmesi: Madde ve Test Fonksiyonlarının Farklılaşması: Türk Psikoloji Dergisi. 19(53), 69-82.
Somer, O., Korkmaz, M.& Tatar A. (2004). Kuramdan Uygulamaya Beş Faktör Kişilik Modeli ve Beş Faktör Kişilik Envanteri. İzmir: Ege Üniversitesi Basımevi Bornova.
Yanbastı, G. (1990). Kişilik Kuramları. İzmir: Ege Üniversitesi Edebiyat Fakültesi Yayınları No: 53, Ege Üniversitesi Basımevi, Bornova. 234-242.
Yurdugül, H. (2002).Ölçmede Hata, Yanlılık ve Diferansiyel Madde Fonksiyonu. Eğitim Bilimleri Dergisi. 5(3).
|
Yazan
|
Bu makaleden alıntı yapmak
için alıntı yapılan yazıya aşağıdaki ibare eklenmelidir: "Beş Faktör Kişilik Envanterinin Kültürlerarası Özelliklerinin İncelenmesi" başlıklı makalenin tüm hakları yazarı Uzm.Psk.Gözde EMİK AKSOY'e aittir ve makale, yazarı tarafından TavsiyeEdiyorum.com (http://www.tavsiyeediyorum.com) kütüphanesinde yayınlanmıştır. Bu ibare eklenmek şartıyla, makaleden Fikir ve Sanat Eserleri Kanununa uygun kısa alıntılar yapılabilir, ancak Uzm.Psk.Gözde EMİK AKSOY'un izni olmaksızın makalenin tamamı başka bir mecraya kopyalanamaz veya başka yerde yayınlanamaz. |
Beğenin 
Yazan Uzman
|
beş faktör kişilik envanteri, kişilik envanteri, kültürler arası çalışma, beş faktör, faktör analizi
Sitemizde yer alan döküman ve yazılar uzman üyelerimiz tarafından hazırlanmış ve pek çoğu bilimsel düzeyde yapılmış çalışmalar olduğundan güvenilir mahiyette eserlerdir. Bununla birlikte TavsiyeEdiyorum.com sitesi ve çalışma sahipleri, yazıların içerdiği bilgilerin güvenilirliği veya güncelliği konusunda hukuki bir güvence vermezler. Sitemizde yayınlanan yazılar bilgi amaçlı kaleme alınmış ve profesyonellere yönelik olarak
hazırlanmıştır. Site ziyaretçilerimizin o meslekle ilgili bir uzmanla görüşmeden, yazı içindeki bilgileri kendi başlarına kullanmamaları gerekmektedir. Yazıların telif hakkı tamamen yazarlarına aittir, eserler sahiplerinin muvaffakatı olmadan hiçbir suretle çoğaltılamaz, başka bir
yerde kullanılamaz, kopyala yapıştır yöntemiyle başka mecralara aktarılamaz. Sitemizde yer alan herhangi bir yazı başkasına ait telif haklarını ihlal ediyor, intihal içeriyor veya yazarın mensubu bulunduğu mesleğin meslek için etik kurallarına aykırılıklar taşıyorsa, yazının kaldırılabilmesi için site yönetimimize bilgi verilmelidir.
