akran İlişkileri Ölçeği’nin türkçeye uyarlanması: geçerlik ... · bukowski ve...

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/kuyebDOI: 10.12738/estp.2014.2.1778

* 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 Üniver-sitesi, 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. Elekt-ronik posta: [email protected]

ÖzBu 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 ara-cı 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 değer-ler, 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 KelimelerAkran İlişkileri Ölçeği, Akran İlişkileri, Arkadaşlık, Doğrulayıcı Faktör Analizi, Ergenlik, Ölçek Uyarlama.

Zeynep ERKAN ATİKa

Mesleki Yeterlilik Kurumu

Aysel ESEN ÇOBANc

Başkent Üniversitesi

Figen ÇOKb

TED Üniversitesi

Türkan DOĞANd

Hacettepe Üniversitesi

Neslihan GÜNEY KARAMANe

Başkent Üniversitesi

Akran İlişkileri Ölçeği’nin Türkçeye Uyarlanması: Geçerlik ve Güvenirlik Çalışması*

K U R A M V E U Y G U L A M A D A E Ğ İ T İ M B İ L İ M L E R İ

434

Birey, yaşamın ilk yıllarından itibaren varlığını sür-dürebilmek için sosyal ilişki ağlarına gereksinim duymuştur. Yaşam boyu kendisiyle, ailesiyle, arka-daşlarıyla ve içinde bulunduğu toplumla kurduğu ilişkiler sayesinde birey sağlıklı gelişim gösterebil-mektedir. Bireyin başkalarıyla ilişki geliştirmesi bir-çok kuramda yer bulmaktadır. İlişki kurmayı sosyal ilgi kavramı ile açıklayan Adler (1964), bireyin sağ-lıklı oluşunun en önemli belirleyicisi olarak sahip olunan ilişkileri göstermektedir. Benzer şekilde ilişkilerin bireyi nasıl şekillendirdiğinin altını çizen Sullivan (1953) yakın arkadaşlık ilişkilerinin bire-yin öz-değerini arttırdığını öne sürmektedir. Yakın ilişkiler yaşamın her döneminde önemli olmakla birlikte, özellikle hızlı ve yoğun değişimlerin yaşan-dığı ergenlik döneminde akran ilişkileri ön plana çıkar ve ergenin kimlik oluşumuna önemli ölçüde zemin hazırlar (Marcia, 1980). Ergenlik dönemi, yetişkin rollerinin kazanılmaya başlandığı, biyo-psiko-sosyal değişimlerin hızlandığı ve bireyin yakın çevresi ile kurduğu ilişkilerde değişimlerin olduğu bir dönemdir. Ergenlikte sözü edilen deği-şimler, aile denetiminden uzaklaşıp, ortak ilgileri paylaştıkları akran gruplarına yönelme ve bu grup-lar tarafından onaylanma gereksinimi olarak görü-lebilmektedir. Ergenlik döneminde birey kurduğu yakın arkadaşlıklar sayesinde hayatı yaşamaya de-ğer görür. Sosyal bağları güçlendirici, sosyal etkile-şimi kolaylaştırıcı ve olumsuz duygulanımlara karşı koruyucu olan arkadaşlık ilişkileri (Vitaro, Boivin ve Bukowski, 2011), kimlik gelişimini desteklemesi ve bireyin sağlıklı ilişkiler kurmasına yardımcı ol-ması açısından gelişimsel olarak ergenlik dönemi-nin en belirgin tamamlayıcısıdır (Waterman, 1982).

Akran ilişkileri, bireyi geliştirici ve koruyucu bir yapı sergilediği kadar bir risk faktörü de olabilmek-tedir (Lansford, Criss, Pettit, Dodge ve Bates, 2003). Sağlıklı ve yapıcı yakın arkadaşlık ilişkilerine ya da akran gruplarına sahip olma ruh sağlığını koruyu-cu 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; ak-ran ilişkilerinin, uyum sağlama (Demir ve Urberg, 2004; Nangle, Erdley, Newman, Mason ve Carpen-ter, 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, Kac-henderfer ve Coleman, 1996), okul başarısını art-tırma (Rabaglietti ve Ciairano, 2008), flört ilişkile-rini kolaylaştırma (Demir, Baran ve Ulusoy, 2005),

ana-baba ilişkileri ve aile birlikteliğini arttırma (Field, Diegoi ve Sanders, 2002), anneye bağlanma (Doğan, G. Karaman, E. Çoban ve Çok, 2012), sos-yalleşme, destekleyici yakınlık kurma (Hartup ve Stevens, 1997), güven ve önemli olma duygusu (To-tan, 2008), cinsel kimlik geliştirme (Dinçer, 2008), kariyer gelişimi (Kram ve Isabella, 1985), mizah duygusunu geliştirme (Kahraman, 2008) ve popü-lerlik (Bukowski, Hoza ve Boivin, 1993; Bukowski ve Kramer, 1986; Bukowski, Sippola ve Newcomb, 2000) gibi olumlu kavramlarla ilişkili olduğu görül-mektedir.

Bunun yanı sıra akran ilişkilerden yoksun olmanın; fiziksel ve ilişkisel saldırganlık gösterme (Cilles-sen, Jiang, West ve Laszkowski, 2005), öğrenilmiş çaresizlik (Aydın, 1986), antisosyal davranışlar ser-gileme (Lansford ve ark., 2003; Zettergen, 2005), suçluluk (Capaldi, Dishion, Stoolmiller ve Yoerger, 2001), çatışma (Rabaglietti ve Ciairano, 2008), yal-nızlık, 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 yö-nelimi, 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 yürü-tülen çalışmalarda ölçme araçları, arkadaş ilişki-lerinin niceliksel ve niteliksel yönlerini ölçmeyi amaçlamaları yönüyle çeşitlilik göstermektedir. Ya-bancı alanyazında akran ilişkilerini inceleyen çalış-maların bir kısmında akran gruplarının yapılarına ilişkin kanıt elde edebilmek amacıyla; sosyometrik teknikler (Cassidy ve Asher, 1992; Poulin ve Peder-sen, 2007), sahip olunan akran ilişkilerinin niteli-ğine ilişkin bilgi toplamak amacıyla ölçekler (Blyth ve Foster-Clark, 1987; Bukowski, Hoza ve Boivin, 1994; Furman, 1996; Parker ve Asher, 1993) ve sa-hip 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 alan-yazında yer almaktadır. Ancak kullanılan ölçme araçları psikometrik özellikleri ve temsil ettikleri boyutlar bakımından bazı sınırlılıklara sahiptir. Armsden ve Greenberg (1987) tarafından geliş-tirilen Hortaçsu ve arkadaşları (1991) tarafından uyarlama çalışması yapılan ölçme aracı arkadaşlı-ğın yalnızca duygusal ve bilişsel bağlılık boyutunu

ERKAN ATİK, ÇOK, ESEN ÇOBAN, DOĞAN, GÜNEY KARAMAN / Akran İlişkileri Ölçeği’nin Türkçeye Uyarlanması: Geçerlik ve...

435

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 kap-sam yönünden arkadaş ilişkilerini ölçme konusun-da sınırlı kaldığı düşünülmektedir. Arkadaş ilişkile-rinin 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, reka-bet) özelliklerini içeren daha güvenilir ölçümler ile açıklanmaya çalışılmasının gerekliliği savunulmak-tadır (Laursen ve Bukowski, 1997).

Kullanılan ölçme araçları arasında arkadaşlık ilişki-lerinin nitelik olarak ölçümü için kullanılan ölçek-ler önemli yer tutmaktadır. Diğer yandan ölçülmek istenen kavramın özelliklerine göre değişiklik gös-termekle birlikte, ölçeklerin bireylerin ilişkilerine yönelik kendi algılarını ölçmesi, istatistiksel analiz-lere izin vermesi, büyük gruplara uygulanabilirliği ve daha geçerli ve güvenilir ölçümlere olanak sağla-ması yönüyle daha kullanışlı ölçme araçları olduğu savunulmaktadır (DeVellis, 2011). Arkadaş ilişkileri ergen gelişiminin en temel konularından olduğu ve gelişimsel sağlığı temellendirdiği için, konunun in-celenmesi ve görgül çalışmalara dönük ölçme araç-ların kazandırılması çok önemlidir. Bu bağlamda Türkiye’de akran ilişkilerini ölçmek üzere geçerli ve güvenilir ölçme araçlarına ihtiyaç duyulmakta-dır. 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 kav-rama ilişkin kuramsal yapıyı destekler nitelikle olan Akran İlişkileri Ölçeği’nin (Friendship Qualities Sca-le) bu ihtiyaca cevap verecek nitelikte olduğu düşü-nülmektedir. Bu doğrultuda araştırma kapsamında Bukowski ve arkadaşları (1994) tarafından geliştiri-len Akran İlişkileri Ölçeği’nin (AİÖ) Türkçeye uyar-lama çalışmasının yapılması amaçlanmıştır.

Yöntem

Katılımcılar

Araştırmada örnekleme yöntemi olarak kolayda örnekleme (convenient sampling) yöntemi kulla-nılmıştır (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. Katılım-cıların 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 oku-yan 12 öğrenci de araştırmaya dâhil edilmiştir.

Veri Toplama Araçları

Veri toplama aracı olarak Akran İlişkileri Ölçeği uygulanmıştır. Bunun yanı sıra katılımcıların cin-siyet, yaş ve okul türü bilgilerine ilişkin sorulara yer verilmiştir.

Akran İlişkileri Ölçeği (AİÖ): AİÖ, çocukların ve ergenlerin en iyi arkadaşları ile olan ilişkilerinin ni-teliğini değerlendirmeyi amaçlamaktadır. Berndt ve Perry’nin (1983’ten akt., Bukowski ve ark., 1994) gö-rüşme yoluyla hazırladığı taslak maddeler Bukowski ve arkadaşları (1994) tarafından ölçek hâline getiril-miştir. 30 madde ve altı faktörlü bir yapıya sahip olan ölçme aracının yapısı, deneysel çalışmalarla destek-lenip ele alınan kavramın yapısı değerlendirilerek ye-niden gözden geçirilmiştir. Ölçme aracı son hâliyle beş faktörlü ve toplam 23 maddeden oluşmaktadır. Bu alt boyutlar sırasıyla Birliktelik (4 madde), Çatış-ma (4 madde), Yardım (5 madde), Koruma (5 mad-de) 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 okul-dan sonraları ve hafta sonları birbirimizin evine gideriz.”; Çatışma boyutu arkadaşlıklardaki anlaş-mazlıkların sıklığına “arkadaşıma yapmamasını söylediğim hâlde beni kızdırabilir veya canımı sıka-bilir.”; Yardım boyutu adaletsizliklere karşı diğerini savunma ve karşılıklı birbirlerine yardım etmeye “bir konuda başım sıkıştığında arkadaşım bana yar-dım eder.”; Koruma boyutu sorunların üstesinden birlikte gelmeyi ilişkin duydukları güvene “eğer ar-kadaşım ya da ben ikimizden birini rahatsız edecek bir şey yaparsak, bunun üstesinden kolayca gelebili-riz.” 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 yanıtlan-maktadır. Katılımcılardan, her bir madde üzerinde dikkatlice düşünmeleri ve arkadaşlıklarını derece-lendirirken, şuan kendilerine en yakın gördüğü bir arkadaşını düşünerek cevaplandırmaları istenmek-tedir. Ölçek, boyutlar bazında değerlendirilebildiği


436

gibi toplam puan alınarak da kullanılabilmektedir. Ölçeğin yapı geçerliğini test etmek için Doğrulayıcı Faktör Analizi uygulanmış ve beş faktörlü yapı des-teklenmiştir (x2/sd=19.83/12, p=.08, NNFI=.98). AİÖ’nün alt boyutlarına ilişkin iç-tutarlık katsa-yıları; .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 hesaplanmakta-dır. 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. Uygu-lamalar ders saatlerinde sınıflara girilerek gönüllülük temelinde öğrencilerin katılımıyla gerçekleşmiştir. Araştırmanın amacı ve yönerge öğrencilere araştır-macılar tarafından açıklanmıştır.

Verilerin Analizi

Ölçme aracının yapı geçerliği Doğrulayıcı Faktör Analizi ile belirlenmeden önce, analizin yapıla-bilmesi için karşılanması gereken (Ullman, 2001) eksik değerler, aykırı değerler, normallik ve çoklu bağlantılılık varsayımları test edilmiştir. Ölçeğin güvenirliğini test etmek için de, iç tutarlılık katsayı-sı hesaplanmıştır. Cronbach alpha katsayısının he-saplanması, eksik değerler, aykırı değerler ve çoklu bağlantılılık testi için PASW 18 kullanılmıştır. Nor-mallik varsayımının testi ve doğrulayıcı faktör ana-lizi 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 yapıla-rak, ölçme aracı tekrar farklı üç uzman tarafından İngilizceye geri çevrilmiş ve karşılaştırma yapılmış-

tır. Ölçeğin uyarlanmış biçimi alan uzmanları tara-fından tekrar gözden geçirilip, gerekli düzeltmeler yapılmıştır. Daha sonra ölçme aracının iki formu arasında anlamsal, deneyimsel, kavramsal ve deyim-ler açısından eşitliğin sağlanıp sağlanmadığı kontrol edilmiştir. Bu işlem sonucunda hakemlerden ortak onay alan maddelerden ölçeğin Türkçe formu oluş-turulmuştur. Hakem görüşleri doğrultusunda ölç-me aracında yer alan 16. maddenin yeterince açık olmayışı ve uygulanan yaş grubuna uygun olmayışı nedenleriyle çıkarılması kararlaştırılmıştır. 16. mad-denin çıkartılması önerisi doğrultusunda ölçekten il-gili 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 uygu-lama arasında elde edilen test-tekrar test güvenirlik katsayıları .40 ile .86 arasında değişmektedir.

AİÖ’nün Yapı Geçerliği

Doğrulayıcı Faktör Analizi (DFA) İçin Varsayım-ların 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 değiş-ken incelendiğinde veri setinde herhangi bir eksik değere rastlanmamıştır.

Eksik değerlerin incelenmesinin ardından örnek-lem büyüklüğünün DFA için yeterli olup olmadığı hesaplanmıştır. DFA kovaryanslara, parametre kes-tirimlerine ve modelin ki-kare istatistiklerine da-yalı 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 kestiri-mi söz konusudur. Kline (2005) her bir parametre için en az on katılımcı önermektedir. Bu çalışma-da 59 serbest parametre kestirimi olduğu ve 590 katılımcının DFA için yeterli bir örnekleme işaret ettiği görülmektedir. Araştırmanın 603 katılımcı ile yürütüldüğü göz önünde bulundurulduğunda mi-nimum kriterin karşılandığı görülmektedir.

DFA’nın yapılabilmesi için test edilmesi gereken bir diğer varsayım tek ve çok değişkenli aykırı değerler-dir. Tek değişkenli aykırı değerlerin araştırılması için gözlenen her bir değişkene ilişkin z değerinin +3.29 ile -3.29 arasında olması gerekmektedir (Tabachnick


437

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 ay-kırı değerleri hemen çıkartmak yerine öncelikle bu değerlerin DFA sonuçları üzerinde nasıl bir değişim yarattığı incelenmiştir. Aykırı değerlerin veri setin-den 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 İçermeyen Veri Setine İlişkin DFA Sonuçları

n x2 sd x2/sd RMSEA CFI NNFI GFIModel 1 536 763 199 3.83 .071 .96 .95 .88Model 2 603 803 199 4.03 .063 .97 .96 .88

DFA uyum iyiliği indeksleri incelendiğinde aykırı değerlerin atılmasının daha iyi bir model üretme-diği görülmektedir. Hem modelde iyileşmenin ol-maması hem de veri kaybı yaşanmaması için ana-lizlere 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 nor-mallik testi ise çoklu normallikten bir sapmanın ol-duğunu 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 in-celendiğinde normallik varsayımının karşılanmadığı görülmektedir. Alan yazın incelendiğinde, araştırma verisinin çok değişkenli normal dağılım sergileyip sergilememesi durumunda doğrulayıcı faktör anali-zinde parametre kestiriminde Robust Maksimum Li-kelihood yöntemi kullanılarak (Bentler, 1995; Satorra ve Bentler, 1994) Satorra-Bentler ki-kare (S-Bx2) değe-rinin hesaplanması gerektiği belirtilmektedir (Brown, 2006; Satorra ve Bentler, 1994).

DFA öncesinde son olarak çoklu bağlantılılık varsayı-mı test edilmiştir. Çoklu bağlantılılık üç ve üzerindeki bağımsız değişkenler arasındaki yüksek korelasyona (ör., r>.85) işaret etmektedir (Kline, 2005). Değişken-ler 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 değerleri-nin .359 ile .815 arasında değişiklik gösterdiğine işaret etmektedir. Bu durum değerlendirildiğinde değişken-ler arasında çoklu bağlantılılığa rastlanmadığı görül-mektedir. 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 geçerliği-ne ilişkin kanıt elde etmek için 22 maddeli ölçeğin 5 faktörlü yapısı birinci düzey DFA yapılmıştır. Ro-bust Maksimum Likelihood yöntemi kullanılarak, modelin uyum iyiliğinin göstergeleri olarak S-Bx2/sd, RMSEA, CFI, GFI ve NNFI değerleri hesaplan-mış ve modelin veriye yeterli/kabul edilebilir dü-zeyde uyum sergilediğinin kabul edilebilmesi için x2/sd≤ 5 (Sümer, 2000), RMSEA≤ .06 (Hu ve Bent-ler, 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


438

AİÖ’nün 22 maddelik Türkçe formunda yer alan maddelere ilişkin hesaplanan faktör yük değerleri-ne 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 de-ğerleri incelendiğinde tüm örtük değişkenler ara-sında anlamlı düzeyde ilişki olduğu görülmektedir.

Tablo 2. AİÖ’nün Örtük Değişkenleri Arasındaki Korelasyon DeğerleriÖrtük değişkenler 1 2 3 4 51. Birliktelik 1.002. Çatışma -.12* 1.003. Yardım .55* -.34* 1.004. Koruma .74* -.23* .83* 1.005. Yakınlık .57* -.34* .79* .82* 1.00Not. N = 603. *p < .01

Ölçme aracının maddeler bazında açıkladığı var-yanslar (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 boyu-tu için .44 ile .66, Koruma boyutu için .28 ile .55, Yakınlık boyutu için .33 ile .61 arasında değişiklik göstermektedir. Bollen (1989), R2 değeri .49 üzerin-de 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 sını-rın altında kaldığı görülmektedir.

Güvenirlik Çalışması

AİÖ’nün güvenirliğine ilişkin kanıtlar Cronbach alfa güvenirlik katsayısı hesaplanarak elde edil-miştir. 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 oldu-ğu, diğer boyutların ise kabul edilebilir güvenirlik katsayısına sahip olduğu görülmektedir (Kline, 1999).

Tartışma

Çocuk ve ergenlerin akranları ile olan ilişkilerinin niteliğini değerlendirmede kullanılan AİÖ, özel-likle 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 kanıtlan-mış bu ölçme aracının Türkçe uyarlama çalışması-nın akran ilişkilerinin değerlendirilmesine yönelik alan yazının gelişmesine önemli bir katkı sağlayaca-ğı düşünülmektedir.

Araştırma kapsamında öncelikle, AİÖ’nün Türk-çeye çevirisi yapılmış ve dil geçerliğine ilişkin ka-nıtlar sağlanmıştır. Hem Türkçe hem de İngilizceye hakim 12 kişiye iki hafta arayla uygulanan ölçme aracından elde edilen puanlar arasındaki korelas-yon katsayıları Türkçe ve İngilizce formlar arasın-daki ilişkinin anlamlı düzeyde olumlu olduğunu göstermektedir. Kapsam geçerliği için alana hâkim uzmanların görüşleri alınmıştır. Ölçekteki 16. mad-denin çıkarılması önerileri doğrultusunda ölçek 22 maddelik hâliyle katılımcılara uygulanmak üzere hazır hâle getirilmiştir.

Ölçeğin yapı geçerliğine ilişkin kanıt elde edebil-mek için eksik değerler, aykırı değerler, normallik ve çoklu bağlantılılık varsayımları test edilmiştir. Veri seti DFA için hazır hâle getirildikten sonra öl-çeğin 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 iyi-liği indeksleri dikkate alınmıştır. Orijinal ölçeğin faktör yapısı incelenirken x2/sd = 19.83/12 ve NNFI = .98 uyum indekslerinin rapor edildiği görülmek-tedir (Bukowski ve ark., 1994). AİÖ’nün İtalyanca-ya 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 de-ğer 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 de-ğeri her bir madde için hesaplanmıştır. Bulgular bazı maddelerin kabul edilebilir güvenirliğe sahip olduğu, bazılarının ise Bollen (1989) kriterlerine


439

göre (R2≥ .49) bu sınırın altında kaldığını göster-mektedir. Bazı maddelerin R2 değerleri, kriter ola-rak alınan değerin altında kalmış olsa da açıklama oranına katkı sağladığı için ölçme aracından çıka-rılmamasına karar verilmiştir.

Son olarak ölçeğin güvenirliğine ilişkin bilgi elde etmek amacıyla Cronbach alfa katsayıları hesap-lanmıştır. 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 kap-samında elde edilen değerlerin .66 ile .86 arasında değiştiği göz önünde bulundurulduğunda orijinal çalışmaya yakın sonuçlar elde edildiği söylenebilir (Bukowski ve ark., 1994).

Psikolojik danışma alanında çalışanların odakları çoğunlukla önleyicidir. Bu alanda çalışanların ge-lişimin psikolojik, fiziksel ve sosyal bütün yönleri ile ilgilenmeleri gereklidir. Bu çerçevede, okul psi-kolojik danışmanlarının, en önemli görevlerinden biri öğrencilerin iyilik hâli düzeyini yükseltmektir. Myers, Sweeney ve Witmer (2000) bireyin iyilik hâlini yükselten önemli yaşam alanlarını; manevi-yat, kendini yönetme, çalışma ve serbest zaman, ar-kadaşlık ve sevgi olarak vurgulamaktadırlar. Görül-düğü üzere, arkadaşlık iyilik hâli ve sağlığı güçlen-diren 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 hazırlanmasın-da ve gençler arasındaki ilişkilerin olumlu şekilde geliştirilmesine olanak sağlayacak düzenlemeler-

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.

Bu konuda ilgili alan yazına destek sağlamak ama-cıyla uyarlama çalışması yapılan AİÖ’nün başlangıç niteliğinde bir çalışma olduğu düşünülmektedir. Bu çalışmada ölçümün güvenirliği Cronbach alfa kat-sayısı ile hesaplanmıştır. Bu güvenirlik hesaplama-sına 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. Bi-rey 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 yolu-nu açacağı düşünülmektedir. Tüm bu bulguların ve değerlendirmelerin ışığında, AİÖ’nün Türkçe formunun 22 maddelik hâlinin, Türkiye’deki er-genlerin akran ilişkilerini beş temel boyut üzerinde ölçebileceği konusunda yeterli kanıtlara sahip oldu-ğu görülmektedir. Diğer bir deyişle, ölçeğin Türkçe formunun ölçmeyi amaçladığı yapıları, kuramsal olarak ele alınan Birliktelik, Çatışma, Yardım, Koru-ma ve Yakınlık boyutlarını, geçerli bir şekilde ölçe-bildiğine işaret etmektedir. Sonuç olarak ergenlerin arkadaş ilişkilerinin incelenmesini hedefleyen araş-tırmalarda kullanılma hazır hâle getirilmiştir.

Educational Sciences: Theory & Practice • 14(2) • 440-446 ©2014 Educational Consultancy and Research Center

www.edam.com.tr/estpDOI: 10.12738/estp.2014.2.1778

* 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]

AbstractIn 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.

Zeynep ERKAN ATİKa

Vocational Qualification Agency

Aysel ESEN ÇOBANc

Başkent University

Figen ÇOKb

TED University

Türkan DOĞANd

Hacettepe University

Neslihan GÜNEY KARAMANe

Başkent University

The Turkish Adaptation of the Friendship Qualities Scale: A Validity and Reliability Study*

ERKAN ATİK, ÇOK, ESEN ÇOBAN, DOĞAN, GÜNEY KARAMAN / The Turkish Adaptation of the Friendship Qualities Scale:...

441

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.

E D U C A T I O N A L S C I E N C E S : T H E O R Y & P R A C T I C E

442

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.

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).


443

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.

Table 1. CFA Results of Data Sets with and without Outliers

n x2 df x2/df RMSEA CFI NNFI GFIModel 1 536 763 199 3.83 .071 .96 .95 .88Model 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).

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

22-item FQS, the relationships between latent and observed variables were determined and have been presented in Figure1.

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 FQSLatent Variables 1 2 3 4 51. Companionship 1.002. Conflict -.12* 1.003. Help .55* -.34* 1.004. Security .74* -.23* .83* 1.005. Closeness .57* -.34* .79* .82* 1.00Note. N = 603. *p< .01


444

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

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 sub-dimensions. 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.


445

References/KaynakçaAdler, 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: 10.1080/00207590143000289Armsden, 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.xBentler, 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/BF00287683Bollen, 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.23219936004Bukowski, 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: 10.1177/0265407594113011Bukowski, 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: 10.1177/0272431686064004Bukowski, 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 at-risk young men: The contribution of male adolescent friendships. Developmental Psychology, 37, 61-73. doi: 10.1037/0012-1649.37.1.61Cassidy, J., & Asher, S. R. (1992). Loneliness and peer relations in young children. Child Development, 63, 350-365. 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: 10.1080/01650250444000360Çevik 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.2004.02.006Demir, 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), 121-130. Retrieved from http://eric.ed.gov/?id=EJ644697Fink, 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: 10.1037/0033-2909.121.3.355Hodges, 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: 10.1037/0012-1649.35.1.94Hortaçsu, 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: 10.1080/00224545.1991.9713867Hu, 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: 10.1080/10705519909540118Jöreskog, 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.


446

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: 10.1177/0272431696016001007Kline, P. (1999). The handbook of psychological testing (2nd ed.). London: RoutledgeKline, 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), 110-132. doi: 10.2307/256064Ladd, 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.xLansford, 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/Laursen, B., & Bukowski, W. M. (1997). A Developmental guide to the organisation of close relationships. International Journal of Behavioral Development, 21, 747-770. doi: 10.1080/016502597384659Marcia, J. E. (1980). Identity and adolescence. In J. Adelson (Ed.), Handbook of adolescent psychology (pp. 159-187). New York: Wiley.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.pdfNangle, 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/S15374424JCCP32047Parker, 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: 10.1037/0012-1649.29.4.611Ponti, 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

Poulin, F., & Pedersen, S. (2007). Developmental changes in gender composition of friendship networks in adolescent girls and boys. Developmental Psychology, 43(6), 1484-1496. doi: 10.1037/0012-1649.43.6.1484Rabaglietti, 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%20developmental%20tasks%20in%20adolescence.pdfRice, 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: 10.1177/0743554895103003Satorra, 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. 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.htmlTabachnick, B. G., & Fidell, L. S. (2001). Using multivariate statistics (4th ed.). Needham Heights, MA: Allyn and Bacon.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.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), 341-358. doi: 10.1037/0012-1649.18.3.341Zettergren, 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

akran İlişkileri Ölçeği’nin türkçeye uyarlanması: geçerlik ... · bukowski ve...

Documents