Kuram ve Uygulamada Eğitim Bilimleri • Educational Sciences: Theory & Practice • 14(2) • 433-446
©
2014 Eğitim Danışmanlığı ve Araştırmaları İletişim Hizmetleri Tic. Ltd. Şti.
www.edam.com.tr/kuyeb
DOI: 10.12738/estp.2014.2.1778
Akran İlişkileri Ölçeği’nin Türkçeye Uyarlanması:
Geçerlik ve Güvenirlik Çalışması*
a
b
Zeynep ERKAN ATİK
Figen ÇOK
Mesleki Yeterlilik Kurumu
TED Üniversitesi
c
d
Aysel ESEN ÇOBAN
Türkan DOĞAN
Başkent Üniversitesi
Hacettepe Üniversitesi
e
Neslihan GÜNEY KARAMAN
Başkent Üniversitesi
Öz
Bu araştırmada ergenlerin arkadaş ilişkilerinin düzeyinin belirlenmesinde kullanılmak üzere geliştirilen Akran
İlişkileri Ölçeği’nin (AİÖ) Türkçeye uyarlanması amaçlanmaktadır. Araştırmaya kolayda örnekleme ile seçilen,
Ankara ilinde eğitimlerine devam eden 603 ortaöğretim öğrencisi katılmıştır. Araştırma kapsamında ölçme aracı Türkçeye çevrilerek, psikometrik özellikleri incelenmiştir. Ölçme aracının yapı geçerliği Doğrulayıcı Faktör
Analizi (DFA) ile test edilmiştir. Faktör analizi öncesinde analiz için gerekli olan eksik değerler, aykırı değerler, normallik ve çoklu bağlantılılık varsayımları sınanmıştır. Elde edilen bulgulara göre, DFA ile test edilen 22
maddelik ve beş boyutlu ölçme aracının yeterli uyum iyiliği indekslerine sahip olduğu görülmektedir (S-Bx2/sd =
669.12/199, p = .00, RMSEA = .063, CFI = .97, GFI = .88, NNFI = .96). Ölçeğin iç tutarlık katsayıları boyutlar bazında
.66 ile .86 arasında değişmektedir. Ölçeğin tümüne ilişkin iç tutarlık katsayısı ise α = .85’tir. Sonuç olarak 22
maddelik ve beş boyutlu ölçme aracı, araştırmacıların kullanımına hazır hâle getirilmiştir.
Anahtar Kelimeler
Akran İlişkileri Ölçeği, Akran İlişkileri, Arkadaşlık, Doğrulayıcı Faktör Analizi, Ergenlik, Ölçek Uyarlama.
*
Bu araştırma Yrd. Doç. Dr. Neslihan GÜNEY KARAMAN tarafından yürütülen 109K559 Nolu TÜBİTAK Projesi
kapsamında hazırlanmıştır.
a Sorumlu Yazar: Uzm. Psi. Dan. Zeynep ERKAN ATİK Mesleki Yeterlilik Kurumu’nda uzman yardımcısı olarak
çalışmaktadır. Çalışma alanları arasında akran ilişkileri, okul psikolojik danışmanı öz-yeterliği, psikolojik
danışmada süpervizyon yer almaktadır. İletişim: Mesleki Yeterlilik Kurumu, Sınav ve Belgelendirme Dairesi,
Ziyabey Cad. 1420. Sok. No:12 Balgat, Ankara. Elektronik posta: [email protected]
b Dr. Figen ÇOK Eğitim Psikolojisi alanında profesördür. İletişim: TED Üniversitesi, Eğitim Bilimleri Bölümü,
Rehberlik ve Psikolojik Danışmanlık Programı, Ankara. Elektronik posta: [email protected]
c Dr. Aysel ESEN ÇOBAN Rehberlik ve Psikolojik Danışmanlık alanında doçenttir. İletişim: Başkent Üniversitesi, Eğitim Bilimleri Bölümü, Rehberlik ve Psikolojik Danışmanlık Programı, Ankara. Elektronik posta:
[email protected]
d Dr. Türkan DOĞAN Rehberlik ve Psikolojik Danışmanlık alanında doçenttir. İletişim: Hacettepe Üniversitesi, Eğitim
Bilimleri Bölümü Psikolojik Danışma ve Rehberlik Programı, Ankara. Elektronik posta: [email protected]
e Dr. Neslihan GÜNEY KARAMAN Rehberlik ve Psikolojik Danışmanlık alanında yardımcı doçenttir. İletişim:
Başkent Üniversitesi, Eğitim Bilimleri Bölümü Rehberlik ve Psikolojik Danışmanlık Programı, Ankara. Elektronik posta: [email protected]
KURAM VE UYGULAMADA EĞİTİM BİLİMLERİ
Birey, yaşamın ilk yıllarından itibaren varlığını sürdürebilmek için sosyal ilişki ağlarına gereksinim
duymuştur. Yaşam boyu kendisiyle, ailesiyle, arkadaşlarıyla ve içinde bulunduğu toplumla kurduğu
ilişkiler sayesinde birey sağlıklı gelişim gösterebilmektedir. Bireyin başkalarıyla ilişki geliştirmesi birçok kuramda yer bulmaktadır. İlişki kurmayı sosyal
ilgi kavramı ile açıklayan Adler (1964), bireyin sağlıklı oluşunun en önemli belirleyicisi olarak sahip
olunan ilişkileri göstermektedir. Benzer şekilde
ilişkilerin bireyi nasıl şekillendirdiğinin altını çizen
Sullivan (1953) yakın arkadaşlık ilişkilerinin bireyin öz-değerini arttırdığını öne sürmektedir. Yakın
ilişkiler yaşamın her döneminde önemli olmakla
birlikte, özellikle hızlı ve yoğun değişimlerin yaşandığı ergenlik döneminde akran ilişkileri ön plana
çıkar ve ergenin kimlik oluşumuna önemli ölçüde
zemin hazırlar (Marcia, 1980). Ergenlik dönemi,
yetişkin rollerinin kazanılmaya başlandığı, biyopsiko-sosyal değişimlerin hızlandığı ve bireyin
yakın çevresi ile kurduğu ilişkilerde değişimlerin
olduğu bir dönemdir. Ergenlikte sözü edilen değişimler, aile denetiminden uzaklaşıp, ortak ilgileri
paylaştıkları akran gruplarına yönelme ve bu gruplar tarafından onaylanma gereksinimi olarak görülebilmektedir. Ergenlik döneminde birey kurduğu
yakın arkadaşlıklar sayesinde hayatı yaşamaya değer görür. Sosyal bağları güçlendirici, sosyal etkileşimi kolaylaştırıcı ve olumsuz duygulanımlara karşı
koruyucu olan arkadaşlık ilişkileri (Vitaro, Boivin
ve Bukowski, 2011), kimlik gelişimini desteklemesi
ve bireyin sağlıklı ilişkiler kurmasına yardımcı olması açısından gelişimsel olarak ergenlik döneminin en belirgin tamamlayıcısıdır (Waterman, 1982).
Akran ilişkileri, bireyi geliştirici ve koruyucu bir
yapı sergilediği kadar bir risk faktörü de olabilmektedir (Lansford, Criss, Pettit, Dodge ve Bates, 2003).
Sağlıklı ve yapıcı yakın arkadaşlık ilişkilerine ya da
akran gruplarına sahip olma ruh sağlığını koruyucu bir role sahiptir. Öte yandan ergenlerin yıkıcı ve
suça yönelik nitelik kazanmalarında çeteler bir risk
faktörü olarak görülmektedir (Steinberg, 2007).
Ergenlik döneminde akran ilişkilerinin koruyucu
yanlarını vurgulayan çalışmalar incelendiğinde; akran ilişkilerinin, uyum sağlama (Demir ve Urberg,
2004; Nangle, Erdley, Newman, Mason ve Carpenter, 2003; Swenson, Nordstrom ve Hiester, 2008),
benlik saygısı geliştirme (Çevik Büyükşahin, 2007;
Keefe ve Berndt, 1996; Rice ve Mulkeen, 1995),
başarı ve mutluluk düzeyini arttırma (Ladd, Kachenderfer ve Coleman, 1996), okul başarısını arttırma (Rabaglietti ve Ciairano, 2008), flört ilişkilerini kolaylaştırma (Demir, Baran ve Ulusoy, 2005),
434
ana-baba ilişkileri ve aile birlikteliğini arttırma
(Field, Diegoi ve Sanders, 2002), anneye bağlanma
(Doğan, G. Karaman, E. Çoban ve Çok, 2012), sosyalleşme, destekleyici yakınlık kurma (Hartup ve
Stevens, 1997), güven ve önemli olma duygusu (Totan, 2008), cinsel kimlik geliştirme (Dinçer, 2008),
kariyer gelişimi (Kram ve Isabella, 1985), mizah
duygusunu geliştirme (Kahraman, 2008) ve popülerlik (Bukowski, Hoza ve Boivin, 1993; Bukowski
ve Kramer, 1986; Bukowski, Sippola ve Newcomb,
2000) gibi olumlu kavramlarla ilişkili olduğu görülmektedir.
Bunun yanı sıra akran ilişkilerden yoksun olmanın;
fiziksel ve ilişkisel saldırganlık gösterme (Cillessen, Jiang, West ve Laszkowski, 2005), öğrenilmiş
çaresizlik (Aydın, 1986), antisosyal davranışlar sergileme (Lansford ve ark., 2003; Zettergen, 2005),
suçluluk (Capaldi, Dishion, Stoolmiller ve Yoerger,
2001), çatışma (Rabaglietti ve Ciairano, 2008), yalnızlık, sosyal yalıtım (Bilgiç, 2000; Parker ve Asher,
1993), akran mağduriyeti (Hodges, Boivin, Vitaro
ve Bukowski, 1999), patolojik özellikler gösterme
(Bagwell, Newcomb ve Bukowski, 1998) intihar yönelimi, depresyon (Demir ve ark., 2005) ve madde
kullanımı (Erdem, Eke, Ögel ve Taner, 2006; Field
ve ark., 2002) ile ilişkili olduğu görülmektedir.
Ergenlerin akran ilişkilerini incelemek için yürütülen çalışmalarda ölçme araçları, arkadaş ilişkilerinin niceliksel ve niteliksel yönlerini ölçmeyi
amaçlamaları yönüyle çeşitlilik göstermektedir. Yabancı alanyazında akran ilişkilerini inceleyen çalışmaların bir kısmında akran gruplarının yapılarına
ilişkin kanıt elde edebilmek amacıyla; sosyometrik
teknikler (Cassidy ve Asher, 1992; Poulin ve Pedersen, 2007), sahip olunan akran ilişkilerinin niteliğine ilişkin bilgi toplamak amacıyla ölçekler (Blyth
ve Foster-Clark, 1987; Bukowski, Hoza ve Boivin,
1994; Furman, 1996; Parker ve Asher, 1993) ve sahip olunan arkadaş sayısı, yakınlık düzeylerine göre
sıralamaları içeren ve açık uçlu sorulardan oluşan
anketler (Demir ve Urberg, 2004; Keefe ve Bernth,
1996) kullanılmaktadır. Türkiye’de yürütülen akran
ilişkileri çalışmaları noktasında ise Hortaçsu, Oral
ve Yasak-Gültekin’in (1991) uyarlama çalışmasını
yaptıkları Arkadaş Bağlılık Ölçeği ile Kaner (2000)
tarafından geliştirilen Akran İlişkileri Ölçeği alanyazında yer almaktadır. Ancak kullanılan ölçme
araçları psikometrik özellikleri ve temsil ettikleri
boyutlar bakımından bazı sınırlılıklara sahiptir.
Armsden ve Greenberg (1987) tarafından geliştirilen Hortaçsu ve arkadaşları (1991) tarafından
uyarlama çalışması yapılan ölçme aracı arkadaşlığın yalnızca duygusal ve bilişsel bağlılık boyutunu
ERKAN ATİK, ÇOK, ESEN ÇOBAN, DOĞAN, GÜNEY KARAMAN / Akran İlişkileri Ölçeği’nin Türkçeye Uyarlanması: Geçerlik ve...
kapsamaktadır. Kaner (2000) tarafından geliştirilen
ölçme aracı ise daha çok arkadaş ilişkilerini temelde
suç ve suça yönelme bağlamında ele almaktadır. Bu
nedenle sözü edilen her iki ölçme aracının da kapsam yönünden arkadaş ilişkilerini ölçme konusunda sınırlı kaldığı düşünülmektedir. Arkadaş ilişkilerinin bireyin her yaşam dönemindeki duygusal ve
psikolojik etkileri göz önünde bulundurulduğunda,
arkadaş ilişkilerinin çok boyutlu bir yapıya sahip
olması beklenmektedir. Kuramsal çerçeveye paralel
olarak akran ilişkilerinin, hem olumlu (yakınlık,
destek, birliktelik) hem de olumsuz (çatışma, rekabet) özelliklerini içeren daha güvenilir ölçümler ile
açıklanmaya çalışılmasının gerekliliği savunulmaktadır (Laursen ve Bukowski, 1997).
Kullanılan ölçme araçları arasında arkadaşlık ilişkilerinin nitelik olarak ölçümü için kullanılan ölçekler önemli yer tutmaktadır. Diğer yandan ölçülmek
istenen kavramın özelliklerine göre değişiklik göstermekle birlikte, ölçeklerin bireylerin ilişkilerine
yönelik kendi algılarını ölçmesi, istatistiksel analizlere izin vermesi, büyük gruplara uygulanabilirliği
ve daha geçerli ve güvenilir ölçümlere olanak sağlaması yönüyle daha kullanışlı ölçme araçları olduğu
savunulmaktadır (DeVellis, 2011). Arkadaş ilişkileri
ergen gelişiminin en temel konularından olduğu ve
gelişimsel sağlığı temellendirdiği için, konunun incelenmesi ve görgül çalışmalara dönük ölçme araçların kazandırılması çok önemlidir. Bu bağlamda
Türkiye’de akran ilişkilerini ölçmek üzere geçerli
ve güvenilir ölçme araçlarına ihtiyaç duyulmaktadır. Hem Fransa (Alles-Jardel, Fourdrinier, Roux ve
Schneider, 2002), hem de İtalya’da (Ponti, Guarnieri,
Smorti ve Tani, 2010) dile uygunluğu kanıtlanmış,
akran ilişkilerine ilişkin gelişimsel bakış açısı ile kavrama ilişkin kuramsal yapıyı destekler nitelikle olan
Akran İlişkileri Ölçeği’nin (Friendship Qualities Scale) bu ihtiyaca cevap verecek nitelikte olduğu düşünülmektedir. Bu doğrultuda araştırma kapsamında
Bukowski ve arkadaşları (1994) tarafından geliştirilen Akran İlişkileri Ölçeği’nin (AİÖ) Türkçeye uyarlama çalışmasının yapılması amaçlanmıştır.
Yöntem
Katılımcılar
Araştırmada örnekleme yöntemi olarak kolayda
örnekleme (convenient sampling) yöntemi kullanılmıştır (Fink, 2003). 2011-2012 eğitim öğretim
yılında gerçekleştirilen araştırmaya, Ankara ilinde
yer alan üç ortaöğretim okulunda okuyan 603 lise
öğrencisi katılmıştır. Öğrencilerin 334’ü (%55,4)
Anadolu lisesi, 160’ı (%26,5) kolej, 109’u (%18,1) ise
genel lisede öğrenim görmektedir. Katılımcıların
353’ü (%58,5) kız, 250’si (%41,5) erkektir. Katılımcıların yaşları 14 ile 19 ( x =15.71; ss= 1.02) arasında
değişiklik göstermektedir. Bu gruba ek olarak, ölçek
maddelerinin dil eşdeğerliğini test etmek için, bir
üniversitenin İngilizce Hazırlık Bölümü’nde okuyan 12 öğrenci de araştırmaya dâhil edilmiştir.
Veri Toplama Araçları
Veri toplama aracı olarak Akran İlişkileri Ölçeği
uygulanmıştır. Bunun yanı sıra katılımcıların cinsiyet, yaş ve okul türü bilgilerine ilişkin sorulara yer
verilmiştir.
Akran İlişkileri Ölçeği (AİÖ): AİÖ, çocukların ve
ergenlerin en iyi arkadaşları ile olan ilişkilerinin niteliğini değerlendirmeyi amaçlamaktadır. Berndt ve
Perry’nin (1983’ten akt., Bukowski ve ark., 1994) görüşme yoluyla hazırladığı taslak maddeler Bukowski
ve arkadaşları (1994) tarafından ölçek hâline getirilmiştir. 30 madde ve altı faktörlü bir yapıya sahip olan
ölçme aracının yapısı, deneysel çalışmalarla desteklenip ele alınan kavramın yapısı değerlendirilerek yeniden gözden geçirilmiştir. Ölçme aracı son hâliyle
beş faktörlü ve toplam 23 maddeden oluşmaktadır.
Bu alt boyutlar sırasıyla Birliktelik (4 madde), Çatışma (4 madde), Yardım (5 madde), Koruma (5 madde) ve Yakınlık (5 madde) olarak isimlendirilmiştir.
Aşağıda her bir boyuta ilişkin açıklama ve o boyutu
temsil eden örnek madde sunulmaktadır.
Birliktelik boyutu bireyin akranı ile gönüllü olarak
geçirdiği zamanın oranına “arkadaşım ve ben okuldan sonraları ve hafta sonları birbirimizin evine
gideriz.”; Çatışma boyutu arkadaşlıklardaki anlaşmazlıkların sıklığına “arkadaşıma yapmamasını
söylediğim hâlde beni kızdırabilir veya canımı sıkabilir.”; Yardım boyutu adaletsizliklere karşı diğerini
savunma ve karşılıklı birbirlerine yardım etmeye
“bir konuda başım sıkıştığında arkadaşım bana yardım eder.”; Koruma boyutu sorunların üstesinden
birlikte gelmeyi ilişkin duydukları güvene “eğer arkadaşım ya da ben ikimizden birini rahatsız edecek
bir şey yaparsak, bunun üstesinden kolayca gelebiliriz.” ve Yakınlık boyutu ise birbirine duygusal olarak
bağlanmaya “eğer arkadaşım uzağa gitmek zorunda
kalırsa onu özlerim.” işaret etmektedir.
Ölçek 5’li Likert tipi derecelendirme (1= Doğru
Değil, 5= Tamamen Doğru) üzerinden yanıtlanmaktadır. Katılımcılardan, her bir madde üzerinde
dikkatlice düşünmeleri ve arkadaşlıklarını derecelendirirken, şuan kendilerine en yakın gördüğü bir
arkadaşını düşünerek cevaplandırmaları istenmektedir. Ölçek, boyutlar bazında değerlendirilebildiği
435
KURAM VE UYGULAMADA EĞİTİM BİLİMLERİ
gibi toplam puan alınarak da kullanılabilmektedir.
Ölçeğin yapı geçerliğini test etmek için Doğrulayıcı
Faktör Analizi uygulanmış ve beş faktörlü yapı desteklenmiştir (x2/sd=19.83/12, p=.08, NNFI=.98).
AİÖ’nün alt boyutlarına ilişkin iç-tutarlık katsayıları; .71 ile .86 arasında değişim göstermektedir
(Bukowski ve ark., 1994). Ölçeğin tümüne ya da alt
boyutlarına ilişkin puanlar, ilgili maddelere verilen
yanıtların aritmetik ortalaması ile hesaplanmaktadır. Ölçme aracından alınan puanların artışı akran
ilişkilerinin niteliğinin arttığına işaret etmektedir.
Veri Toplama Süreci
Ölçme aracının uyarlanması ve uygulanabilmesi için
ilgili kişi ve kurumlardan gerekli izinler alınmıştır.
Önce ölçeğin Türkçeye uyarlama izni Bukowski’den
alınmıştır. Ardından Milli Eğitim Bakanlığı’ndan
izin alınarak, Ankara ilinde verilerin toplanması
planlanan okulların müdürlerinin onayı ile üç ayrı
ortaöğretim kurumunda veriler toplanmıştır. Uygulamalar ders saatlerinde sınıflara girilerek gönüllülük
temelinde öğrencilerin katılımıyla gerçekleşmiştir.
Araştırmanın amacı ve yönerge öğrencilere araştırmacılar tarafından açıklanmıştır.
Verilerin Analizi
Ölçme aracının yapı geçerliği Doğrulayıcı Faktör
Analizi ile belirlenmeden önce, analizin yapılabilmesi için karşılanması gereken (Ullman, 2001)
eksik değerler, aykırı değerler, normallik ve çoklu
bağlantılılık varsayımları test edilmiştir. Ölçeğin
güvenirliğini test etmek için de, iç tutarlılık katsayısı hesaplanmıştır. Cronbach alpha katsayısının hesaplanması, eksik değerler, aykırı değerler ve çoklu
bağlantılılık testi için PASW 18 kullanılmıştır. Normallik varsayımının testi ve doğrulayıcı faktör analizi LISREL 8.7 kullanılarak yapılmıştır.
Bulgular
AİÖ’nün Çeviri Süreci ve Kapsam Geçerliği
Ölçeğin Türkçeye uyarlama aşamasında hem Türkçe
hem de İngilizceye hâkim, iki kültürü de yakından
bilen ve aynı zamanda ölçülmek istenen kavramın
yapısı hakkında bilgisi olan eğitim psikolojisi ve
psikolojik danışmanlık ve rehberlik alanından üç
uzmanla bir grup oluşturulmuştur. Ölçekte yer alan
maddeler ve yanıt seçenekleri İngilizceden Türkçeye
çevrilmiştir. Ölçek için gerekli düzenlemeler yapılarak, ölçme aracı tekrar farklı üç uzman tarafından
İngilizceye geri çevrilmiş ve karşılaştırma yapılmış-
436
tır. Ölçeğin uyarlanmış biçimi alan uzmanları tarafından tekrar gözden geçirilip, gerekli düzeltmeler
yapılmıştır. Daha sonra ölçme aracının iki formu
arasında anlamsal, deneyimsel, kavramsal ve deyimler açısından eşitliğin sağlanıp sağlanmadığı kontrol
edilmiştir. Bu işlem sonucunda hakemlerden ortak
onay alan maddelerden ölçeğin Türkçe formu oluşturulmuştur. Hakem görüşleri doğrultusunda ölçme aracında yer alan 16. maddenin yeterince açık
olmayışı ve uygulanan yaş grubuna uygun olmayışı
nedenleriyle çıkarılması kararlaştırılmıştır. 16. maddenin çıkartılması önerisi doğrultusunda ölçekten ilgili madde çıkartılmış ve ölçek 22 maddelik son hâli
üzerinden uygulamaya alınmıştır.
Ölçeğin dilsel eşdeğerliliğini test etmek amacıyla
AİÖ, İngilizceye hâkim 12 kişiye test-tekrar test
yöntemiyle iki hafta arayla uygulanmıştır. İki uygulama arasında elde edilen test-tekrar test güvenirlik
katsayıları .40 ile .86 arasında değişmektedir.
AİÖ’nün Yapı Geçerliği
Doğrulayıcı Faktör Analizi (DFA) İçin Varsayımların Test Edilmesi: Beş faktörlü ölçme aracının
DFA ile sınanabilmesi için Ullman (2001) öncelikli
olarak eksik değerler, aykırı değerler, normallik ve
çoklu bağlantılılık varsayımlarının test edilmesinin
gerekliliğini vurgulamaktadır. Bu doğrultuda ilk
olarak veri setindeki eksik değerler frekans tablosu
aracılığıyla incelenmiştir. Gözlenen her bir değişken incelendiğinde veri setinde herhangi bir eksik
değere rastlanmamıştır.
Eksik değerlerin incelenmesinin ardından örneklem büyüklüğünün DFA için yeterli olup olmadığı
hesaplanmıştır. DFA kovaryanslara, parametre kestirimlerine ve modelin ki-kare istatistiklerine dayalı olduğu için örneklem büyüklüğüne duyarlıdır
(Ullman, 2001). Bu çalışmada 22 gözlenen değişken
ve 603 katılımcı yer almaktadır. 22 faktör yükü, 22
kovaryans hatası ve faktörler arası 15 korelasyon
olduğu için toplamda 59 serbest parametre kestirimi söz konusudur. Kline (2005) her bir parametre
için en az on katılımcı önermektedir. Bu çalışmada 59 serbest parametre kestirimi olduğu ve 590
katılımcının DFA için yeterli bir örnekleme işaret
ettiği görülmektedir. Araştırmanın 603 katılımcı ile
yürütüldüğü göz önünde bulundurulduğunda minimum kriterin karşılandığı görülmektedir.
DFA’nın yapılabilmesi için test edilmesi gereken bir
diğer varsayım tek ve çok değişkenli aykırı değerlerdir. Tek değişkenli aykırı değerlerin araştırılması için
gözlenen her bir değişkene ilişkin z değerinin +3.29
ile -3.29 arasında olması gerekmektedir (Tabachnick
ERKAN ATİK, ÇOK, ESEN ÇOBAN, DOĞAN, GÜNEY KARAMAN / Akran İlişkileri Ölçeği’nin Türkçeye Uyarlanması: Geçerlik ve...
ve Fidell, 2001). Çok değişkenli aykırı değerlerin
araştırılması sürecinde Mahalanobis uzaklığı x2(22)
= 48.27, (p< .001) hesaplanmıştır. Bu çalışmada z
değeri +3.29 ile -3.29 aralığının dışında kalan ve
Mahalanobis uzaklığı 48.27’in üstünde yer alan 67
gözlem tespit edilmiştir. Bu çalışma kapsamında aykırı değerleri hemen çıkartmak yerine öncelikle bu
değerlerin DFA sonuçları üzerinde nasıl bir değişim
yarattığı incelenmiştir. Aykırı değerlerin veri setinden çıkarılması (Model 1) hâlinde elde edilen uyum
iyiliği indeksleri ile aykırı değerlerin veri setinden
çıkarılmaması (Model 2) hâlinde elde edilen uyum
iyiliği indeksleri karşılaştırılmıştır. Her iki durum
için DFA sonuçları Tablo 1’de rapor edilmiştir.
Tablo 1.
Aykırı Değerleri İçeren ve
Sonuçları
n
x2
sd
Model 1 536 763 199
Model 2 603 803 199
İçermeyen Veri Setine İlişkin DFA
x2/sd RMSEA CFI NNFI GFI
3.83
.071
.96 .95 .88
4.03
.063
.97 .96 .88
DFA uyum iyiliği indeksleri incelendiğinde aykırı
değerlerin atılmasının daha iyi bir model üretmediği görülmektedir. Hem modelde iyileşmenin olmaması hem de veri kaybı yaşanmaması için analizlere aykırı değerler atılmayarak devam edilmesi
kararlaştırılmıştır.
Normallik testi için de sürekli değişkenlere yönelik tek
ve çoklu normallik testleri yapılmıştır. Tek değişkenli
normallik testi için maddelerin basıklık ve çarpıklık
değerleri hesaplanmıştır. Elde edilen sonuçlara göre,
çoğu maddenin çarpıklık ve basıklık değerleri anlamlı
bulunmuştur. Bu durum tek değişkenli normalliğin
sağlanmadığının bir işaretidir. Çok değişkenli normallik testi ise çoklu normallikten bir sapmanın olduğunu göstermektedir (Çarpıklık z = 57.75, p< .001;
Basıklık z = 29.57, p< .001; Çarpıklık ve Basıklık x2 =
4210.33, p< .001). Çarpıklık ve basıklık değerleri incelendiğinde normallik varsayımının karşılanmadığı
görülmektedir. Alan yazın incelendiğinde, araştırma
verisinin çok değişkenli normal dağılım sergileyip
sergilememesi durumunda doğrulayıcı faktör analizinde parametre kestiriminde Robust Maksimum Likelihood yöntemi kullanılarak (Bentler, 1995; Satorra
ve Bentler, 1994) Satorra-Bentler ki-kare (S-Bx2) değerinin hesaplanması gerektiği belirtilmektedir (Brown,
2006; Satorra ve Bentler, 1994).
DFA öncesinde son olarak çoklu bağlantılılık varsayımı test edilmiştir. Çoklu bağlantılılık üç ve üzerindeki
bağımsız değişkenler arasındaki yüksek korelasyona
(ör., r>.85) işaret etmektedir (Kline, 2005). Değişkenler arası ilişkililik korelasyon matrisleri incelenerek
belirlenmiştir. Buna göre .85’in üzerinde değişkenler
arası korelasyona rastlanmamıştır. Çoklu bağlantılılık
için ayrıca değişkenlerin varyans şişirme faktörleri
(VIF) ve tolerans değerleri belirlenmiştir. Bulgular
VIF değerlerinin 1.226 ile 2.786 ve tolerans değerlerinin .359 ile .815 arasında değişiklik gösterdiğine işaret
etmektedir. Bu durum değerlendirildiğinde değişkenler arasında çoklu bağlantılılığa rastlanmadığı görülmektedir. Test edilen tüm varsayımların sonucunda
veri seti DFA için hazır hâle getirilmiştir.
AİÖ’nün Yapı Geçerliğinin Doğrulayıcı Faktör
Analizi İle Test Edilmesi: AİÖ’nün yapı geçerliğine ilişkin kanıt elde etmek için 22 maddeli ölçeğin
5 faktörlü yapısı birinci düzey DFA yapılmıştır. Robust Maksimum Likelihood yöntemi kullanılarak,
modelin uyum iyiliğinin göstergeleri olarak S-Bx2/
sd, RMSEA, CFI, GFI ve NNFI değerleri hesaplanmış ve modelin veriye yeterli/kabul edilebilir düzeyde uyum sergilediğinin kabul edilebilmesi için
x2/sd≤ 5 (Sümer, 2000), RMSEA≤ .06 (Hu ve Bentler, 1999), CFI≥ .95 (Hu ve Bentler, 1999), GFI > .90
(Jöreskog ve Sörbom, 1993) ve NNFI≥ .95 (Hu ve
Bentler, 1999) olması koşulları dikkate alınmıştır.
AİÖ’nün orijinaline ilişkin tanımlanan modelin 22
maddelik Türkçe formundan elde edilen veriye uyum
düzeyi test edilmiştir. Buna göre elde edilen değerler;
S-Bx2/sd = 669.12/199, p= .00, RMSEA = .063, CFI
= .97, GFI = .88, NNFI = .96 22 maddelik AİÖ için
yapılan DFA sonucunda, örtük değişken (faktör) ile
gözlenen değişkenler arasındaki ilişkileri ve gözlenen
değişkenlerin hata varyansları Şekil 1’de sunulmuştur.
Şekil 1.
AİÖ’nün 22 Maddelik Türkçe Formuna İlişkin Tanımlanan Model
437
KURAM VE UYGULAMADA EĞİTİM BİLİMLERİ
AİÖ’nün 22 maddelik Türkçe formunda yer alan
maddelere ilişkin hesaplanan faktör yük değerlerine bakıldığında, bu değerlerin .37 ile .81 arasında
değiştiği ve dolayısıyla faktör yük değeri .30’dan
düşük olan herhangi bir maddenin bulunmadığı
görülmektedir.
AİÖ’nün örtük değişkenleri arasındaki korelasyon
değerleri Tablo 2’de sunulmuştur. Korelasyon değerleri incelendiğinde tüm örtük değişkenler arasında anlamlı düzeyde ilişki olduğu görülmektedir.
Tablo 2.
AİÖ’nün Örtük Değişkenleri Arasındaki Korelasyon Değerleri
Örtük değişkenler
1
2
3
4
1. Birliktelik
1.00
2. Çatışma
-.12*
1.00
3. Yardım
.55*
-.34*
1.00
4. Koruma
.74*
-.23*
.83*
1.00
5. Yakınlık
.57*
-.34*
.79*
.82*
5
1.00
Not. N = 603. *p < .01
Ölçme aracının maddeler bazında açıkladığı varyanslar (R2) hesaplanmıştır. DFA içerisinde yer
alan gözlenen değişkenlerin ait oldukları örtük
değişkenleri açıkladıkları varyans değerleri (R2) şu
şekildedir. Birliktelik boyutu için R2 değerleri .14 ile
.45, Çatışma boyutu için .24 ile .63, Yardım boyutu için .44 ile .66, Koruma boyutu için .28 ile .55,
Yakınlık boyutu için .33 ile .61 arasında değişiklik
göstermektedir. Bollen (1989), R2 değeri .49 üzerinde olan maddelerin kabul edilebilir bir güvenirliğe
sahip olduğunu belirtmektedir. Buna göre ölçme
aracında yer alan 2., 7., 10., 11., 12., 13., 14., 18., 19.
ve 21. maddelerin kabul edilebilir sınırın üstünde
değerler aldığı; geri kalan 12 maddenin ise bu sınırın altında kaldığı görülmektedir.
Güvenirlik Çalışması
AİÖ’nün güvenirliğine ilişkin kanıtlar Cronbach
alfa güvenirlik katsayısı hesaplanarak elde edilmiştir. Ölçeğin Türkçe formunun Cronbach alfa
katsayıları .66 ile .86 arasında değişmektedir. Buna
göre, her bir alt ölçek için Cronbach alfa iç tutarlılık
katsayıları şöyledir: Birliktelik için α = .66, Çatışma
için α = .66, Yardım için α = .86, Koruma için α
= .71 ve Yakınlık için α = .83’tür. Ölçeğin tümüne
ilişkin iç tutarlık katsayısı ise α = .85’tir. Birliktelik
ve Çatışma boyutları için hesaplanan Cronbach alfa
katsayılarının kabul edilebilir sınırın altında olduğu, diğer boyutların ise kabul edilebilir güvenirlik
katsayısına sahip olduğu görülmektedir (Kline,
1999).
438
Tartışma
Çocuk ve ergenlerin akranları ile olan ilişkilerinin
niteliğini değerlendirmede kullanılan AİÖ, özellikle kuramsal bir altyapı ile geliştirilmiş olması
ve psikometrik açıdan geçerli ve güvenilir kanıtlar
sunması bakımından akran ilişkilerinin niteliğinin
ölçümünde kullanılan en yaygın ölçme aracıdır.
Farklı dillerde de geçerliği ve güvenirliği kanıtlanmış bu ölçme aracının Türkçe uyarlama çalışmasının akran ilişkilerinin değerlendirilmesine yönelik
alan yazının gelişmesine önemli bir katkı sağlayacağı düşünülmektedir.
Araştırma kapsamında öncelikle, AİÖ’nün Türkçeye çevirisi yapılmış ve dil geçerliğine ilişkin kanıtlar sağlanmıştır. Hem Türkçe hem de İngilizceye
hakim 12 kişiye iki hafta arayla uygulanan ölçme
aracından elde edilen puanlar arasındaki korelasyon katsayıları Türkçe ve İngilizce formlar arasındaki ilişkinin anlamlı düzeyde olumlu olduğunu
göstermektedir. Kapsam geçerliği için alana hâkim
uzmanların görüşleri alınmıştır. Ölçekteki 16. maddenin çıkarılması önerileri doğrultusunda ölçek 22
maddelik hâliyle katılımcılara uygulanmak üzere
hazır hâle getirilmiştir.
Ölçeğin yapı geçerliğine ilişkin kanıt elde edebilmek için eksik değerler, aykırı değerler, normallik
ve çoklu bağlantılılık varsayımları test edilmiştir.
Veri seti DFA için hazır hâle getirildikten sonra ölçeğin yapı geçerliğine ilişkin kanıtlar elde edilmiştir.
Buna göre S-Bx2/sd = 669.12/199, p = .00, RMSEA
= .063, CFI = .97, GFI = .88, NNFI = .96 uyum iyiliği indeksleri dikkate alınmıştır. Orijinal ölçeğin
faktör yapısı incelenirken x2/sd = 19.83/12 ve NNFI
= .98 uyum indekslerinin rapor edildiği görülmektedir (Bukowski ve ark., 1994). AİÖ’nün İtalyancaya uyarlama çalışmasında x2/sd = 339.72/ 179.75,
CFI = .91, RMSEA = .06, NNFI = .90 ve SRMS =
.07 uyum indekslerinin ve Fransızcaya uyarlama
çalışmasında ise CFI = .93 uyum indeksinin rapor
edildiği görülmektedir (Alles-Jardel ve ark., 2002).
Rapor edilen uyum iyiliği indeksleri ile AİÖ’nün
Türkçe formunun indeksleri karşılaştırıldığında x2/
sd değerinin Türkçe formunda daha düşük bir değer aldığı ancak yine de kabul edilebilir bir uyum
iyiliğine işaret ettiği görülmektedir (Sümer, 2000).
Diğer uyum iyiliği indekslerinin birbirine yakın ve
kabul edilebilir düzeyde olduğu görülmektedir (Hu
ve Bentler, 1999; Jöreskog ve Sörbom, 1993).
Ayrıca gözlenen değişkenlerin ait oldukları örtük
değişkenleri açıklama oranına işaret eden R2 değeri her bir madde için hesaplanmıştır. Bulgular
bazı maddelerin kabul edilebilir güvenirliğe sahip
olduğu, bazılarının ise Bollen (1989) kriterlerine
ERKAN ATİK, ÇOK, ESEN ÇOBAN, DOĞAN, GÜNEY KARAMAN / Akran İlişkileri Ölçeği’nin Türkçeye Uyarlanması: Geçerlik ve...
göre (R2≥ .49) bu sınırın altında kaldığını göstermektedir. Bazı maddelerin R2 değerleri, kriter olarak alınan değerin altında kalmış olsa da açıklama
oranına katkı sağladığı için ölçme aracından çıkarılmamasına karar verilmiştir.
de yararlanılması amaçlanmaktadır. Anılan ölçek
sağlıklı arkadaşlık ilişkilerinin pek çok boyutunu
değerlendirme kapasitesine sahiptir. Geçerliği ve
güvenirliğinin saptamasıyla bu yönde bir araştırma
ve uygulama desteği sağlayacağı ümit edilmektedir.
Son olarak ölçeğin güvenirliğine ilişkin bilgi elde
etmek amacıyla Cronbach alfa katsayıları hesaplanmıştır. Yardım, Koruma ve Yakınlık boyutlarının
kabul edilebilir düzeyde güvenirliğe sahip olduğu
görülmektedir. Orijinal ölçme aracının boyutlar
bazında iç tutarlılık katsayıları .71 ile .86 arasında
değişim göstermektedir. Uyarlama çalışması kapsamında elde edilen değerlerin .66 ile .86 arasında
değiştiği göz önünde bulundurulduğunda orijinal
çalışmaya yakın sonuçlar elde edildiği söylenebilir
(Bukowski ve ark., 1994).
Bu konuda ilgili alan yazına destek sağlamak amacıyla uyarlama çalışması yapılan AİÖ’nün başlangıç
niteliğinde bir çalışma olduğu düşünülmektedir. Bu
çalışmada ölçümün güvenirliği Cronbach alfa katsayısı ile hesaplanmıştır. Bu güvenirlik hesaplamasına ek olarak, farklı zamanlarda yapılan ölçümler
ile ölçeğin test-tekrar test güvenirliği hesaplanabilir.
Ayrıca, benzer ölçek geçerliği, ayırt edici geçerlik
gibi geçerlik ölçümlerinin AİÖ’nün psikometrik
özelliklerini güçlendireceği düşünülmektedir. Birey için hem ruh sağlığını koruyucu hem de bir
risk faktörü olarak arkadaş ilişkilerinin, özellikle
bu yaş grubundaki bireylerin zamanının büyük bir
bölümünü geçirdikleri okul ortamlarında nasıl ve
ne şekilde yaşandığının ortaya konmasına ihtiyaç
duyulmaktadır. Okul psikolojik danışmanlarına
veya ergenlerle çalışan meslek elemanlarına önemli
bilgiler sunan akran ilişkilerinin, bu ölçme aracının
kazandırılması ile birlikte yeni çalışmaların yolunu açacağı düşünülmektedir. Tüm bu bulguların
ve değerlendirmelerin ışığında, AİÖ’nün Türkçe
formunun 22 maddelik hâlinin, Türkiye’deki ergenlerin akran ilişkilerini beş temel boyut üzerinde
ölçebileceği konusunda yeterli kanıtlara sahip olduğu görülmektedir. Diğer bir deyişle, ölçeğin Türkçe
formunun ölçmeyi amaçladığı yapıları, kuramsal
olarak ele alınan Birliktelik, Çatışma, Yardım, Koruma ve Yakınlık boyutlarını, geçerli bir şekilde ölçebildiğine işaret etmektedir. Sonuç olarak ergenlerin
arkadaş ilişkilerinin incelenmesini hedefleyen araştırmalarda kullanılma hazır hâle getirilmiştir.
Psikolojik danışma alanında çalışanların odakları
çoğunlukla önleyicidir. Bu alanda çalışanların gelişimin psikolojik, fiziksel ve sosyal bütün yönleri
ile ilgilenmeleri gereklidir. Bu çerçevede, okul psikolojik danışmanlarının, en önemli görevlerinden
biri öğrencilerin iyilik hâli düzeyini yükseltmektir.
Myers, Sweeney ve Witmer (2000) bireyin iyilik
hâlini yükselten önemli yaşam alanlarını; maneviyat, kendini yönetme, çalışma ve serbest zaman, arkadaşlık ve sevgi olarak vurgulamaktadırlar. Görüldüğü üzere, arkadaşlık iyilik hâli ve sağlığı güçlendiren önemli bir alandır. Diğer yandan okullarda
gittikçe artan çeteleşme ve okullarda şiddet olayları
nedeniyle bu olumsuz eğilimler konusunda görgül
araştırmalar ve önleyici çalışmalar çerçevesinde
AİÖ’nün katkıda bulunacağı düşünülmektedir.
AİÖ ile elde edilen verilerin önleyici rehberlik ve
psikolojik danışma programlarının hazırlanmasında ve gençler arasındaki ilişkilerin olumlu şekilde
geliştirilmesine olanak sağlayacak düzenlemeler-
439
Educational Sciences: Theory & Practice • 14(2) • 440-446
©
2014 Educational Consultancy and Research Center
www.edam.com.tr/estp
DOI: 10.12738/estp.2014.2.1778
The Turkish Adaptation of the Friendship Qualities Scale:
A Validity and Reliability Study*
a
b
Zeynep ERKAN ATİK
Figen ÇOK
Vocational Qualification Agency
TED University
c
d
Aysel ESEN ÇOBAN
Türkan DOĞAN
Başkent University
Hacettepe University
e
Neslihan GÜNEY KARAMAN
Başkent University
Abstract
In this study, the authors have aimed to adapt the Friendship Qualities Scale (FQS) in order to determine
friendship relation levels among adolescents. A total of 603 high school students from Ankara Turkey, were
selected using convenient sampling to participate in this study. During the course of this study, the FQS was first
translated into Turkish and then its psychometric properties were examined. The construct validity of the FQS
was tested using a confirmatory factor analysis (CFA). Before performing the CFA, the assumption of missing
values, outliers, normality, and collineriaty were checked. According to the results, the 22-item FQS consisting
of 5 dimensions had acceptable goodness of fit indexes (S-Bx2/df = 669.12/199, p= .00, RMSEA = .063, CFI = .97,
GFI = .88, NNFI = .96). The Cronbach alpha coefficients of the subscales ranged between .66 and .86. The internal
consistency for the entire scale was α = .85. In conclusion, an instrument consisting of 22 items and 5 subscales
was prepared for future researchers.
Key Words
Adolescence, Confirmatory Factor Analysis, Friendship, Friendship Qualities Scale, Peer Relationship, Scale
Adaptation.
* This study is a part of a project supported by The Scientific and Technological Research Council of Turkey
(TUBITAK) (Project Number 109K559) and carried out by Neslihan GÜNEY KARAMAN.
a M.Sc. Zeynep ERKAN ATİK is working at the Vocational Qualification Agency. Her subjects of study include
peer relations, school counselor self-efficacy, and supervision in counseling. Correspondence: Mesleki
Yeterlilik Kurumu, Sınav ve Belgelendirme Dairesi, Ziyabey Cad. 1420. Sok. No:12 Balgat, Ankara, Turkey.
Email: [email protected]
b Figen ÇOK, Ph.D., is a professor of Educational Psychology. Contact: Department of Educational Sciences,
Guidance and Psychological Counseling Program, TED University, Ankara, Turkey. Email: [email protected]
c Aysel ESEN ÇOBAN, Ph.D., is an associate professor of Guidance and Psychological Counseling. Contact:
Department of Educational Sciences, Guidance and Psychological Counseling Program, Başkent University,
Ankara, Turkey. Email: [email protected]
d Türkan DOĞAN, Ph.D., is an associate professor of Guidance and Psychological Counseling. Contact:
Department of Educational Sciences, Psychological Counseling and Guidance Program, Hacettepe
University, Ankara, Turkey. Email: [email protected]
e Neslihan GÜNEY KARAMAN, Ph.D., is an assistant professor of Guidance and Psychological Counseling.
Contact: Department of Educational Sciences, Guidance and Psychological Counseling Program, Başkent
University, Ankara, Turkey. Email: [email protected]
ERKAN ATİK, ÇOK, ESEN ÇOBAN, DOĞAN, GÜNEY KARAMAN / The Turkish Adaptation of the Friendship Qualities Scale:...
As soon as an individual enters this world, s/he
is in need of social connections, and this need
continues throughout life. Over the course of one’s
life, peer relationships and friendships are two basic
elements of healthy development. The importance
of relationships in people’s life have been underlined
in various theories. Adler (1964), in his theory,
explained the importance of relationships through
the concept of “social interest.” Similarly, Sullivan
(1953) highlighted the contribution of close
relationships to an individual’s development. Close
relationships are crucial throughout one’s entire
life, whose value becomes even more critical during
adolescence, at a time when it becomes an integral
element in an individual’s identity formation
process (Marcia, 1980). During adolescence, not
only do friendships both facilitate social interaction
and prevent against negative affect (Vitaro, Boivin,
& Bukowski, 2011), they are also one of the most
important features of personal development during
this specific period of life (Waterman, 1982).
Yet, peer relationships, while being both facilitative
and preventive, also entail specific risks (Lansford,
Criss, Pettit, Dodge, & Bates, 2003) with the benefits
of forming and maintaining close peer relationships,
especially in terms of mental health, being widely
documented, groups formed based on such
friendships may contain risks both for individuals
within and without a specific group (Steinberg,
2007). Such benefits and risks will be detailed below.
Regarding the benefits of adolescent peer
relationships, studies have documented positive
effects on adaptation (Demir & Urberg, 2004;
Nangle, Erdley, Newman, Mason, & Carpenter,
2003; Swenson, Nordstrom, & Heiser, 2008), on
development of self-esteem (Çevik Büyükşahin,
2007; Keefe & Berndt, 1996; Rice & Mulkeen,
1995), on achievement and level of happiness
(Ladd, Kachenderfer, & Coleman, 1996), on school
performance (Rabaglietti & Ciairano, 2008), on the
facilitation of dating relationships (Demir, Baran,
& Ulusoy, 2005), on parental relationships (Field,
Diegoi, & Sanders, 2002), on attachment to one’s
mother (Doğan, G. Karaman, E. Çoban, & Çok,
2012), on socialization and supportive intimacy
development (Hartup & Stevens, 1997), on the
feeling of security and significance (Totan, 2008),
on sexual identity development (Dinçer, 2008),
on career development (Kram & Isabella, 1985),
on development of humor (Kahraman, 2008), and
on popularity (Bukowski, Hoza, & Boivin, 1993;
Bukowski & Kramer, 1986; Bukowski, Sippola, &
Newcomb, 2000).
As for the risks entailed, the following effects have
been documented: the lack of peer relationships
and relational aggression (Cillessen, Jiang, West,
& Laszkowski, 2005), learned helplessness (Aydın,
1986), a display of antisocial behaviors (Lansford et
al., 2003; Zettergen, 2005), delinquency (Capaldi,
Dishion, Stoolmiller, & Yoerger, 2001), conflict
(Rabaglietti & Ciairano, 2008), loneliness and social
isolation (Bilgiç, 2000; Parker & Asher, 1993), peer
victimization (Hodges, Boivin, Vitaro, & Bukowski,
1999), a display of pathologic features (Bagwell,
Newcomb, & Bukowski, 1998), depression and
increased contemplation of suicide (Demir et al.,
2005), and substance use (Erdem, Eke, Ögel, &
Taner, 2006; Field et al., 2002).
Various measurement scales have been used in
research on adolescent peer relationships; such as,
sociometric techniques (Cassidy & Asher, 1992;
Poulin & Pedersen, 2007), scales for quality of peer
relationships (Blyth & Foster-Clark, 1987; Bukowski,
Hoza, & Boivin, 1994; Furman, 1996; Parker &
Asher, 1993), questionnaires addressing the number
of friendships, sorting friendship by degree of
closeness (Demir & Urberg, 2004; Keefe & Bernth,
1996). In Turkey, two adolescent friendship scales are
reported to be in use. The first scale was developed
by Armsden and Greenberg (1987) and adapted
into Turkish by Hortaçsu, Oral, and Yasak-Gültekin
(1991) and the second is the Peer Relation Scale,
developed by Kaner (2000) and whose limitations
stem from the perspective of dimensions represented
in the scale. Upon realizing the limitations present
in Turkey, the need to study peer relationships from
both perspectives, negative (competition, conflict)
and positive (closeness, support) (Laursen &
Bukowski, 1997), becomes clear.
It is maintained that the scales are useful tools
because they measure the perception of individuals
about their relations, allow for statistical analysis,
are applicable to large groups, and allow more valid
and reliable measurement (DeVellis, 2011). Since
establishing and maintaining healthy friendship
relationships is one of the important factors in
adolescent development, related instruments
should be developed and adapted. As a result, the
Friendship Qualities Scale (FQS), developed by
Bukowski et al. (1994) and adapted for use both
with French adolescents (Alles-Jardel, Fourdrinier,
Roux, & Schneider, 2002) and with Italian
adolescents (Ponti, Guarnieri, Smorti, & Tani,
2010), has been chosen for adaptation and use in
Turkey with the present study intending to be an
adaptation study of this particular scale.
441
EDUCATIONAL SCIENCES: THEORY & PRACTICE
Method
Participants
The convenient sampling method was used in this
study (Fink, 2003). Six hundred three (603) high
school students studying in Turkey’s capital city
of Ankara during the 2011-2012 academic year
participated in this study. Of the total students, 353
(58.5%) were female and 250 (41.5%) were male, all
of whose ages ranged between 14 and 19 (x =15.71;
sd= 1.02). In addition, 12 students attending a
local university’s English Preparation School were
included in the language equivalence study.
Instruments
The Friendship Qualities Scale was used and
participants’ gender, age, and school types were
solicited.
Friendship Qualities Scale (FQS) aims to evaluate
the quality of children’s and adolescent’ friendship
qualities with their best friends. Draft items by Berndt
and Perry (1983 as cited in Bukowski et al., 1994)
were formulated as a scale by Bukowski et al. (1994).
The final form of the scale consists of five factors
and a total of 23 items. The factors are as follows
by number of items included: Companionship (4
items), Conflict (4 items), Help (5 items), Security (5
items), and Closeness (5 items).
The scale used for analysis was a 5 point Likert
type scale so that the factors could be analyzed
separately and the total scores used individually. In
order to test the construct validity, Confirmatory
Factor Analyses were performed and the 5 factor
structure was found to be valid (x2/sd=19.83/12,
p=.08, NNFI=.98) with its internal consistency
found to be between .71 and .86 (Bukowski et al.,
1994). As the scores obtained from the scale point
increased, so did the quality of friendship.
Procedure
All necessary contacts were obtained prior
to adapting the scale into Turkish. Firstly, for
permission to begin adapting the scale, the scale’s
original author, Bukowski, was contacted. Then, in
order to obtain permission to administer the scales
in a real classroom setting, the Ministry of Education
of Turkey was contacted. At all stages, acceptance
was provided. During the actual implementation
of the scale, researchers entered classes during
instruction hours, asking for volunteer students to
provide the requested information.
442
Analysis of Data
Before performing the CFA, the following
assumptions were checked: missing value, outlier,
normality, and multicollinearity assumptions. For
reliability, internal consistency was calculated.
Results
Translation Procedure and Content Validity
During the translation stage, an expert group of 3
people was formed with all members being from
either the domains of Educational Psychology
or Counseling and Guidance. All members had
obtained linguistic and cultural competency in
English and Turkish and were familiar with the
content of scale. The items and response template
were translated from English into Turkish, and after
necessary corrections were made, the scale was
retranslated into English. Consistency between the
two forms was compared, resulting in the Turkish
version of the form to be formulated. The 16th item
was decided to be excluded from the scale by the
experts as it was thought to be unclear, resulting in
the scale’s final form to be administered with a total
of 22 items.
In order to test the language equivalence of the
Turkish version of the FQS, it was administered
twice to the same 12 individuals with a two-week
period between test and retest. The reliability
coefficient of the test-retest was found to be
between .40 and .86.
The Construct Validity of the FQS
The test of assumptions for CFA, Ullman (2001)
suggests the need of missing value, outlier,
normality and multicollinearity assumptions in
order to test the CFA of 5 factor scales. No missing
value was found in the data set when a detailed
investigation was made based on each observed
variable.
Since the CFA is sensitive to sample size, the number
of participants necessary was investigated in order
to ascertain whether it was sufficient to provide
reliable results. In this study, there were a total of
22 observed variables and 603 participants. Since a
total of 22 factor loadings, 22 covariance errors, and
15 correlations among the latent factors were found
and a total of 59 free parameters were estimated,
this study was found to meet the minimum criteria
for reliability (Kline, 2005).
ERKAN ATİK, ÇOK, ESEN ÇOBAN, DOĞAN, GÜNEY KARAMAN / The Turkish Adaptation of the Friendship Qualities Scale:...
In order to perform the CFA, univariate and
multivariate outliers were checked. Z values
(outside the range of ±3.29) for univariate
outliers and Mahalanobis distance values for the
multivariate outliers were explored (Tabachnick &
Fidell, 2001). In this study, sixty seven cases were
identified as univariate and multivariate outliers.
Fit indexes in the case of excluding outliers (Model
1) and fit indexes in the case of including outliers
(Model 2) were compared and the CFA’s for both
models have been presented in Table 1.
22-item FQS, the relationships between latent and
observed variables were determined and have been
presented in Figure1.
Table 1.
CFA Results of Data Sets with and without Outliers
n
x2 df x2/df RMSEA CFI NNFI GFI
Model 1 536 763 199 3.83
.071
.96
.95 .88
Model 2 603 803 199 4.03
.063
.97
.96 .88
With outliers, the model was adopted for the
following analyses. While testing univariate
normality, skewness kurtosis values were calculated
for each item. For most of the scale items, significant
values of skewness and kurtosis were found,
indicating the absence of normality assumption.
After performing a multivariate normality test,
deviance from the multivariate normality was
found (Skewness z = 57.75, p< .001; Kurtosis z =
29.57, p< .001; Skewness and Kurtosis x2 = 4210.33,
p< .001), indicating the absence of normality
assumption. In the related literature, the robust
maximum likelihood method is suggested to apply
in the prediction of parameters Satorra-Bentler chi
square (S-Bx2) value (Bentler, 1995; Brown, 2006;
Satorra & Bentler, 1994).
Finally,
before
performing
the
CFA,
multicollinearity was tested. No correlatation was
found to exist between variables above .85. The
Variance Inflation Factor (VIF) and tolerance
values were calculated with the VIF values found
to be between 1.226 and 2.786, and tolerance values
to be between .359 and .815, indicating the lack of
multicollinearity between values.
Construct Validity of the FQS through the CFA:
In order to test the validity of the FQS, 22 item and
5 factor scale had been gone through the first level
CFA. Using Robust Maximum Likelihood method,
as the indicators of goodness of fit index S-Bx2/df,
RMSEA, CFI, GFI and NNFI values were calculated
and conditions for acceptance were considered (Hu
& Bentler 1999; Jöreskog & Sörbom, 1993; Sümer,
2000).
Figure 1.
Described Model for the 22-Item Turkish Version of the FQS
Factor loadings of the 22 items vary between .37
and .81 and no items were found to be lower than
.30. Correlation values between the latent variables
of the FQS are presented in Table 2. As seen in the
table, all correlation coefficients show significant
correlations between latent variables. The R2 values
of the items were also calculated. Bollen (1989)
reported a cut-off value for R2 at .49. According to
this criteria, the R2 values for 10 of the items were
above .49, whereas the R2 values for the other 12
items were below .49.
Table 2.
Correlation Coefficients between Latent Variables of the FQS
Latent Variables
1
2
3
4
1. Companionship
1.00
2. Conflict
-.12*
1.00
3. Help
.55*
-.34*
1.00
4. Security
.74*
-.23*
.83*
1.00
5. Closeness
.57*
-.34*
.79*
.82*
5
1.00
Note. N = 603. *p< .01
The values obtained are as follows: S-Bx2/df =
669.12/199, p = .00, RMSEA = .063, CFI = .97, GFI
= .88, NNFI = .96. After performing a CFA for the
443
EDUCATIONAL SCIENCES: THEORY & PRACTICE
Reliability Analyses
After having calculated the values of the Cronbach
alpha coefficients, it was investigated as to whether
the FQS met appropriate levels of reliability. All
coefficients were found to be between .66 and .86
with their exact values as follows: Companionship:
.66, Conflict: .66, Help: .86, Security: .71, and
Closeness: .83. The total internal consistency for the
scale was found to be .85. While only the Cronbach
alpha values for Companionship and Conflict
were found to be below the acceptable border, the
rest were found to be above the level required for
acceptance (Kline, 1999).
Discussion
Since the FQS attempts to investigate both
children’s and adolescents’ friendship qualities
and is the most widely used instrument in the
related literature used to test validity and reliability
evidences and since this scale had already been
adapted into different languages, it was thought that
its adaption into Turkish would contribute greatly
to peer relations research in Turkey.
During research, the translation of the scale from
its original English into Turkish and evidences for
language equalization were obtained first. Then,
in order to test for content validity, the scale was
presented to a group of experts composed of
three individuals with the 16th item found to be
444
problematic. For this reason it was decided to be
excluded from the Turkish form, resulting in the
final form consisting of only 22 items.
To check for construct validity, all assumptions
were tested. After the data set was made ready for
the CFA, the evidences for construct validity were
investigated. The present study’s CFA was compared
with the results of the FQS’s adaptation study into
Italian and French (Alles-Jardel et al., 2002; Ponti
et al., 2010). Although the fit indexes for some of
the measures in the present study were found to be
lower than those in other cultures, they were still
within acceptable limits.
The Cronbach alpha coefficients were calculated
for the internal consistency of the scale and its subdimensions. The Cronbach alpha coefficients for
the entire scale and its sub-dimensions (except for
two sub-dimensions) were found above .70. These
values are very similar to the values obtained in the
original scale development study (Bukowski et al.,
1994).
Psychological Counseling and Guidance studies
are mostly preventive in nature and are conducted
in order to increase the overall well-being of an
individual (Myers, Sweeney, & Witmer, 2000),
with an individual’s personal well-being being
closely related to peer relations and friendships. It
is believed that the Turkish form of the scale will be
a useful tool for adolescent research and preventive
studies within both fields of educational psychology
and guidance and psychological counseling.
ERKAN ATİK, ÇOK, ESEN ÇOBAN, DOĞAN, GÜNEY KARAMAN / The Turkish Adaptation of the Friendship Qualities Scale:...
References/Kaynakça
Adler, A. (1964). Social interest: A challenge to mankind.
New York: Capricorn Books.
Alles-Jardel, M., Fourdrinier, C., Roux, A., & Schneider, B.
H. (2002). Parents’ structuring of children’s daily lives in
relation to the quality and stability of children’s friendships.
International Journal of Psychology, 37(2), 65-73. doi:
10.1080/00207590143000289
Armsden, G. C., & Greenberg, M. T. (1987). The inventory
of parent and peer attachment: Individual differences
and their relationship to psychological well-being in
adolescence. Journal of Youth and Adolescence, 16, 427-454.
doi: 10.1007/BF02202939
Aydın, G. (1986). Çocuklarda arkadaş ilişkilerinde
başarısızlık ve öğrenilmiş çaresizlik ilişkisi. Psikoloji
Dergisi, 5(20), 313-325.
Bagwell, C. L., Newcomb, A. F., & Bukowski, W. M. (1998).
Preadolescent friendship and peer rejection as predictors
of adult adjustment. Child Development, 69, 140-153. doi:
10.1111/j.1467-8624.1998.tb06139.x
Bentler, P. M. (1995). EQS structural equations program
manual. Encino, CA: Multivariate Software.
Bilgiç, N. (2000). Arkadaşlık becerisi eğitiminin ilköğretim
ikinci kademe öğrencilerinin yalnızlık düzeylerine etkisi
(Yüksek lisans tezi, Gazi Üniversitesi, Sosyal Bilimler
Enstitüsü, Ankara). http://tez2.yok.gov.tr/ adresinden
edinilmiştir.
Blyth, D. A., & Foster-Clark, F. S. (1987). Gender
differences in perceived intimacy with different members
of adolescents’ social networks. Sex Roles, 17, 689-718. doi:
10.1007/BF00287683
Bollen, K. A. (1989). Structural equations with latent
variables. Canada: Wiley & Sons, Inc.
Brown, T. (2006). Confirmatory factor analysis for applied
research. New York: Guilford Publications, Inc.
Bukowski, W. M., Hoza, B., & Boivin, M. (1993).
Popularity, friendship, and emotional adjustment during
early adolescence. New Directions for Child Development,
60, 23-37. doi: 10.1002/cd.23219936004
Bukowski, W. M., Hoza, B., & Boivin, M. (1994). Measuring
friendship quality during pre and early adolescence: The
development and psychometric properties of the Friendship
Qualities Scale. Journal of Social and Personal Relationships,
11, 471-84. doi: 10.1177/0265407594113011
Bukowski, W. M., & Kramer, T. L. (1986). Judgments of
the features of friendship among early adolescent boys
and girls. The Journal of Early Adolescence, 6, 331-338. doi:
10.1177/0272431686064004
Bukowski, W. M., Sippola, L., & Newcomb, A. F. (2000).
Pages from a sociometric notebook: An analysis of nomination
and rating scale measures of acceptance, rejection and social
preference. In A. Cillessen & W. Bukowski (Eds.), Recent
advances in the measurement of acceptance and rejection
in the peer system (pp. 11-26), San Francisco: Jossey-Bass.
Capaldi, D. M., Dishion, T. J., Stoolmilier, M., & Yoerger,
K. (2001). Aggression toward female partners by atrisk young men: The contribution of male adolescent
friendships. Developmental Psychology, 37, 61-73. doi:
10.1037/0012-1649.37.1.61
Cassidy, J., & Asher, S. R. (1992). Loneliness and peer
relations in young children. Child Development, 63, 350365. doi: 10.1111/j.1467-8624.1992.tb01632.x
Cillesen, A. H. N., Jiang, X. L., West, T. V., &
Laszkowski, D. K. (2005). Predictors of dyadic
friendship quality in adolescence. International Journal
of Behavioral Development, 29(2), 165-172. doi:
10.1080/01650250444000360
Çevik Büyükşahin, G. (2007). Lise 3. sınıf öğrencilerinin
arkadaş ilişkileri ve benlik saygılarının bazı değişkenler
açısından incelenmesi (Yüksek lisans tezi, Çukurova
Üniversitesi, Adana). http://tez2.yok.gov.tr/ adresinden
edinilmiştir.
Demir, M., & Urberg, K. A. (2004). Friendship and
adjustment among adolescents. Journal of Experimental
Child Psychology, 88, 68-82. doi: 10.1016/j.jecp.2004.02.006
Demir, N. Ö., Baran, A. G. ve Ulusoy, D. (2005). Türkiye’de
ergenlerin arkadaş-akran grupları ile ilişkileri ve sapmış
davranışlar: Ankara Örneklemi. Bilig, 32, 83-108.
DeVellis, R. F. (2011). Scale development: Theory and
applications. Newbury Park, CA: Sage.
Dinçer, B. (2008). Alt ve üst sosyo-ekonomik düzeyde lise
ikinci sınıfa devam eden ergenlerin anne baba tutumlarını
algılamaları ile arkadaşlık ilişkilerinin incelenmesi (Yüksek
lisans tezi, Ankara Üniversitesi, Ankara). http://tez2.yok.
gov.tr/ adresinden edinilmiştir.
Doğan, T., G. Karaman, N., E. Çoban, A. ve Çok, F. (2012).
Ergenlerde arkadaşlık ilişkilerinin yordayıcısı olarak
cinsiyet ve aileye ilişkin değişkenler. İlköğretim Online,
11(3), 845-855.
Erdem, G., Eke, C. Y., Ögel, K. ve Taner, S. (2006). Lise
öğrencilerinde arkadaş özellikleri ve madde kullanımı.
Bağımlılık Dergisi, 7(3), 111-116.
Field, T., Diego, M., & Sanders, C. (2002). Adolescents’
parent and peer relationships. Adolescence, 37(145), 121130. Retrieved from http://eric.ed.gov/?id=EJ644697
Fink, A. (2003). How to sample in surveys (2nd ed.).
California: Sage.
Furman, W. (1996). The measurement of friendship
perceptions: Conceptual and methodological issues. In W.
M. Bukowski, A. F. Newcomb, & W. W. Hartup (Eds.), The
company they keep: Friendship in childhood and adolescence
(pp. 41-65). Cambridge, England: Cambridge University
Press.
Hartup, W. W., & Stevens, N. (1997). Friendships and
adaptation in the life course. Psychological Bulletin, 121(3),
355-370. doi: 10.1037/0033-2909.121.3.355
Hodges, E. V. E., Boivin, M., Vitaro, F., & Bukowski, W.
M. (1999). The power of friendship: Protection against
an escalating cycle of peer victimization. Developmental
Psychology, 35(1), 94-101. doi: 10.1037/0012-1649.35.1.94
Hortaçsu, N., Oral, A., & Yasak-Gültekin, Y. (1991). Factors
affecting relationships of Turkish adolescents with parents
and same-sex friends. Journal of Social Psychology, 131(3),
13-14. doi: 10.1080/00224545.1991.9713867
Hu, L., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes
in covariance structure analysis: Conventionalcriteria
versus
new
alternatives.
Structural
Equation
Modeling: A Multidisciplinary Journal, 6(1), 1-55. doi:
10.1080/10705519909540118
Jöreskog, K., & Sörbom, D. (1993). LISREL 8: Structural
equation modeling with the SIMPLIS command language.
Lincolnwood, IL: Scientific Software International.
Kahraman, F. (2008). Ergenlerde arkadaşlık ilişkisi ile mizah
duygusu arasındaki ilişkinin incelenmesi (Yüksek lisans tezi,
Gazi Üniversitesi, Sosyal Bilimler Enstitüsü, Ankara).
http://tez2.yok.gov.tr/ adresinden edinilmiştir.
445
EDUCATIONAL SCIENCES: THEORY & PRACTICE
Kaner, S. (2000). Akran İlişkileri Ölçeği ve Akran Sapması
Ölçeği geliştirme çalışması. Ankara Üniversitesi Eğitim
Bilimleri Fakültesi Dergisi, 33(1-2), 67-75.
Keefe, K., & Berndt, T. J. (1996). Relations of
friendship quality to self-esteem in early adolescence.
Journal of Early Adolescence, 16(1), 110-129. doi:
10.1177/0272431696016001007
Kline, P. (1999). The handbook of psychological testing (2nd
ed.). London: Routledge
Kline, R. B. (2005). Principles and practice of structural
equation modeling (2nd ed.). New York: The Guilford Press.
Kram, K. E., & Isabella, L. A. (1985). Mentoring
alternatives: The role of peer relationships in career
development. Academy of Management Journal, 28(1), 110132. doi: 10.2307/256064
Ladd, G. W., Kochenderfer, B. J., & Coleman, C. C. (1996).
Friendship quality as a predictor of young children’s early
school adjustment. Child Development, 67, 1103-1118. doi:
10.1111/j.1467-8624.1996.tb01785.x
Lansford, J. E., Criss, M. M., Pettit, G. S., Dodge, K. A.,
& Bates, J. E. (2003). Friendship quality, peer group
affiliation, and peer antisocial behavior as moderators
of the link between negative parenting and adolescent
externalizing behavior. Journal of Research Adolescence,
13(2), 129-238. Retrieved from http://www.ncbi.nlm.nih.
gov/pmc/articles/PMC2832223/
Poulin, F., & Pedersen, S. (2007). Developmental changes in
gender composition of friendship networks in adolescent
girls and boys. Developmental Psychology, 43(6), 14841496. doi: 10.1037/0012-1649.43.6.1484
Rabaglietti, E., & Ciairano, S. (2008). Quality of
friendship relationships and developmental tasks in
adolescence. Cognition, Brain, Behavior, 12, 183-203.
Retrieved from http://www.ascred.ro/images/attach/
Quality%20of%20friendship%20relationships%20and%20
developmental%20tasks%20in%20adolescence.pdf
Rice, K. G., & Mulkeen, P. (1995). Relationships with
parents and peers: A longitudinal study of adolescent
intimacy. Journal of Adolescent Research, 10(3), 338-357.
doi: 10.1177/0743554895103003
Satorra, A., & Bentler, P. M. (1994). Corrections
to test statistics and standard errors in covariance
structureanalysis. In A. von Eye & C. C. Clogg (Eds.), Latent
variable analysis: Applications for developmentalresearch
(pp. 399-419). Thousand Oaks, CA: Sage.
Steinberg, L. (2007). Ergenlik (çev. F. Çok). Ankara: İmge
Kitapevi Yayınları.
Sullivan, H. S. (1953). The interpersonal theory of psychiatry.
New York: Norton.
Sümer, N. (2000). Yapısal eşitlik modelleri. Türk Psikoloji
Yazıları, 3(6), 49-74.
Laursen, B., & Bukowski, W. M. (1997). A Developmental
guide to the organisation of close relationships.
International Journal of Behavioral Development, 21, 747770. doi: 10.1080/016502597384659
Swenson, L. M., Nordstrom, A., & Hiester, M. (2008).
The role of peer relationships in adjustment to college.
Journal of College Student Development, 49(6), 551-567.
Retrieved from http://muse.jhu.edu/journals/csd/summary/
v049/49.6.swenson.html
Marcia, J. E. (1980). Identity and adolescence. In J. Adelson
(Ed.), Handbook of adolescent psychology (pp. 159-187).
New York: Wiley.
Tabachnick, B. G., & Fidell, L. S. (2001). Using multivariate
statistics (4th ed.). Needham Heights, MA: Allyn and
Bacon.
Myers, J. E., Sweeney T. J., & Witmer, J. M. (2000). The
wheel of wellness counseling for wellness: A holistic
model for treatment planning. Journal of Counseling and
Development, 78(3), 251-266. Retrieved from http://libres.
uncg.edu/ir/uncg/f/J_Myers_Wheel_2000.pdf
Totan, T. (2008). Ergenlerde zorbalığın anne, baba ve akran
ilişkileri açısından incelenmesi (Yüksek lisans tezi, Abant
İzzet Baysal Üniversitesi, Sosyal Bilimler Enstitüsü, Bolu).
http://tez2.yok.gov.tr/ adresinden edinilmiştir.
Nangle, D. W., Erdley, C. A., Newman, J. E., Mason, C. A.,
& Carpenter, E. M. (2003). Popularity, friendship quantity,
and friendship quality: Interactive influences on children’s
loneliness and depression. Journal of Clinical Child &
Adolescent Psychology, 32(4), 546-555. doi: 10.1207/
S15374424JCCP32047
Parker, J. G., & Asher, S. R. (1993). Friendship and
friendship quality in middle childhood: Links with peer
group acceptance and feeling s of loneliness and social
dissatisfaction. Developmental Psychology, 29(4), 611-621.
doi: 10.1037/0012-1649.29.4.611
Ponti, L., Guarnieri, S., Smorti, A., & Tani, F. (2010).
A measure for the study of friendship and romantic
relationship quality from adolescence to early-adulthood.
The Open Psychology Journal, 3, 76-87. Retrieved from
http://www.benthamscience.com/open/topsyj/articles/
V003/76TOPSYJ.pdf
446
Ullman, J. B. (2001). Structural equation modeling. In
B. G. Tabachnick & L. S. Fidell (Eds.), Using multivariate
statistics (4th ed., pp. 653-771). Needham Heights, MA:
Allyn & Bacon.
Vitaro, F., Boivin, M., & Bukowski, W. M. (2011).
The role of friendship in child and adolescent
psychosocialdevelopment. In K. H. Rubbin, W. M.
Bukowski, & B. Laursen (Eds.), Handbook of peer
interactions, relations, and groups (pp. 570-571). NY: The
Guilford Press.
Waterman, A. S. (1982). Identity development from
adolescence to adulthood: An extension of theory and a
review of research. Developmental Psychology, 18(3), 341358. doi: 10.1037/0012-1649.18.3.341
Zettergren, P. (2005). Childhood peer status as predictor
of midadolescence peer situation and social adjustment.
Psychology in the Schools, 42(7), 745-757. doi: 10.1002/
pits.20121
Download

İndir (Türkçe PDF)