Down sendromlu çocuklarda motor geliŞİMİ ve müdahalesi

99
ölçek tek boyutludur. Bu araştırmada BMS’in 18 test öğesinin 
kolaydan zora doğru bir ileri gidiş gösteriyor olması gerekir 
(hipotez 1). Bununla birlikte, PCM, ardışık ve birbiriyle 
ilintili yeterlik seviyeleri bulunan öğeler üzerindeki deneklerin 
performanslarını analiz etmek için uygundur (Masters, 1982).
BMS’in test öğesi başına ardışık altbölümlerinin her biri, o test 
öğesindeki kısmi ve yükselen başarıya işaret eder. 
Ölçümler, deneklerle test öğelerini karşılaştırmak ve standart 
tahmin hatalarını hesaplamak için aralıklı-ölçekli skorlar olarak 
analiz edilirler. Test öğesi başına altbölümlerin varsayılmış sırası 
PCM kullanılarak analiz edilebilir (hipotez 2). Postüral kontrolde 
daha yeterli olan deneğin BMS’de daha az yeterli olan denekten 
daha yüksek skor yapacağı varsayılır ve bu yeterlilik de yaşla 
artacaktır. Bir deneğin BMS’deki performansları total skora götürür. 
BMS skoru ile yaş arasındaki ilişki test edilebilir (hipotez 3).
PCM, her bir çocuk için, bir test öğesinde hangi skor 
seviyesinin bekleneceğini kararlaştırmak için kullanılabilir. BMS’in 
yapılandırılması için; bir test öğesinin, deneklerin beklenen 
skordan sapan skorlarını ne kapsamda sağlayacağı üzerine 
düşünmek önemlidir. Sapmış skorlar, PCM ile “fit’in iyiliği”nin 
analizi anlamında görülebilir hale getirilebilir. Deneklerin 
skorlarındaki, beklenen skorlardan sapmanın derecesi 
standardize edilmiş “geri kalan” (rezidüal) ile ifade edilebilir. 
Bu geri kalanlar, her bir test öğesi için fit skoruna dönüştürülür. 
PCM, bir test öğesinin ölçüm dağılımının içerisinde kalan sapmış 
skorlar (uyumlu-infit) ile bu dağılımın sınırındaki sapmış skorlar 
(uyumun dışında-outfit) arasındaki ayrımı yapar. Çok büyüklü 
test öğelerinde, “misfit” (norm: <-2 ve > +2) yani “uymayan” 
analiz edilebilir. “Fit’in iyiliği” analizi BMS’in tek boyutluluğuna bir 
anlayış sağlayacaktır. Deneklerin infit ve outfit’i PCM ile özdeş bir 
yolla hesaplanabilir. Beklenen skorlardan sapmış skorlara sahip 
denekler bu skorların baz aldığı test öğeleri ile birlikte, daha ileri 
bir analiz için işaretlenir. Analiz, deneklerin BMS’deki skorlarının 
homojenliğine bir anlayış getirir. Big Steps bilgisayar programı 
(Wright&Linacre, 1992) ölçek yapılandırması ve sırasallık 
üzerinde test hipotezi 1 ve 2’ye göre ayarlandı. One-parameter 
Logistic Model (OPLM) adlı programla bir kontrol sürdürüldü 
(Verhelst, Glas&Verstralen, 1995). Statistical Product and Service 
Solutions (SPSS/PC+) program paketi kullanılarak, yaş ile BMS 
skoru arasındaki ilişkiyle ilgili hipotez 3 tetkik edildi.

---

100
Test, bir test lideri (fizyoterapist) tarafından standardize edilmiş 
şartlarda 6 değişik lokasyonda sürdürüldü. Bir çocuğu test 
etmek, 15 ila 30 dakika sürdü. Bütün çocuklar işbirliği içinde test 
edildi. Her bir test standardize edilmiş bir prosedüre göre videoya 
kaydedildi. Her bir video kaset bağımsız olarak 
(gözlemciler arası güvenilirlik) iki farklı gözlemci (fizyoterapistler) 
tarafından skorlandı. 3 ay, 10 test sonrasında gelişigüzel olarak 
seçilerek tekrar değerlendirildi (tek bir gözlemci tarafından yapılan 
değerlendirme güvenirliği). Veri analizine bakılırsa, ham skorlarda 
3 problem ortaya çıkar. İlk olarak, iki gözlemcinin skorları birkaç 
farklılık gösterir. Ancak veri işlemek, tek anlamlı skorlar gerektirir. 
Test öğelerinin sırasallığı ve altbölümler kesinlikle tek anlamlı 
skorlardan saptandığından, video kayıtları baz alınarak verilmiş 
skorlardan üçüncü gözlemci tarafından bir seçim yapıldı. İkinci 
olarak, deneklerin sayısının, tanımlanan altbölümler için tam bir 
skor seti çıkaramayacak kadar az olduğu anlaşıldı. Test öğesi 
başına düşen altbölümlerin sayısı 4 ila 9 arasında değişti. 
Altbölümlerin test öğesi başına 4 skor kategorisine (0, 1, 2, 3) ve 
sonucunda da 18X4 =72 olası skor kategorisine ayrılmasına karar 
verildi. Örneğin, test öğesi 10’nun (oturmada postüral kontrol) 6 
adet altbölümü vardır (tablo 5.3). Altbölümler 1, 2 ve 3 skor 
kategorisi 1’de; altbölümler 4, 3 ve 5 kategori 2’de birleştirildi. 
Altbölüm 6 ise skor kategorisi 3’ü temsil etti. Üçüncü olarak, 
her BMS yönetimi 18 skorla sonuçlanmadığından, birkaç skor 
doldurulamamıştır. Tamamlanmamış skorlar üç farklı durumda 
meydana gelmiştir. Birincisi istenen davranışı gösterecek 
motor yeterliliğe sahip olmayan çocuklarla yapılan daha yüksek 
test öğelerinde (0-skor)... İkincisi, bağımsız oturabilen küçük 
yaştaki çocuklarda... Bu çocuklar gerçek gelişim dağılımının uygun 
şekilde kayıt edilmesine izin vermişler ama yüzüstü ve sırtüstü 
pozisyonlardaki test öğelerinin sürdürülmesinde yeterli derecede 
işbirliği yapmamışlar, oturmuşlardır (3 skor). Buna bir başka 
örnek daha verebiliriz: Sırtüstü pozisyondan yüzüstü pozisyona 
(test öğesi 9) dönerek geçiş de böyle vakalarda idare edilebilir 
(çocuk oturmaya geçer) ama yüzüstünden sırtüstüne dönerken 
(test öğesi 6) yapılamaz. Üçüncü olarak ayakta durabilen, 
yürüyebilen ve desteksiz ayağa kalkabilen çocukların skorları da 
doldurulamamıştır. Destekle ilişkili test öğeleri yönetilmemiştir 
(3 skor). Veriyi istatistiksel olarak işlemek için, her bir 
deneğin tamamlanmış seride 18 skoru olmalıdır. Ancak 
5.2.3  Prosedür

---

101
tamamlanmamış skorlar, belirli bir dağılımı olan gelişimsel alanın 
değerlendirmesinde, ölçüm araçlarının kullanımında içseldir.
BOS 2-30’un (van der Meulen, Smrkovsky, 1983) yönetiminde, 
bir çocuğun gerçek gelişimsel alanını belirleyip sonra çocuğun 
tamamladığı gelişimsel alanı pozitif olarak değerlendirmek 
normaldir. Bu, daha temel motor becerilerin daha karmaşık motor 
becerilere entegre olduğu gerçeğine dayanır. Şunu söylemek 
gerekir ki, biz burada BMS’e karşıt olarak, normalize edilmiş 
bir ölçüm aracı ile ilgileniyoruz. Bu karar, deneğin gerçek 
gelişimsel alanını kararlaştırmak için verilmiştir. Bu alanın 
altındaki tamamlanmamış skorlar 3-skor ile; bu alanın üstündeki 
tamamlanmamış skorlar ise 0-skor ile doldurulmuştur. Gelişimsel 
alanın içinde tamamlanmamış skorlar, çocuğun BMS’in yönetimi 
sırasındaki motor performansı baz alınarak yorumlayıcı bir şekilde 
doldurulmuştur. Bu 42 deneğe totalde 18X42=756 skor tahsis 
edilmiştir. Bunlardan, 516’sı (%68.3’ü) gözlemciler tarafından video 
materyali baz alınarak sağlanmıştır. 204 skor (%27’si) gerçek 
gelişimsel alanın dışında, tamamlanmamış 0-skor ve 3-skorlara 
ilişkilendirilmiştir. 36 tamamlanmamış skor (%4.7’si) bir çocuğun 
gelişimsel alanı içerisinde yorumlayıcı skorlar doğurmuştur.
18 test öğesinin gözlemciler arası güvenilirliği (Cohen’in 
anlam ayrımı (kappa’sı)) .61 ile 1.00 arasında değişmektedir. Test 
öğesi 3’ten (.61) ayrı olarak, tüm test öğeleri .71’in üzerindeydi. 
Cohen’in kappası ortalamada .85 idi. Ortalama tek bir gözlemci 
tarafından yapılan değerlendirme güvenirliğinin test öğesi başına 
hesaplaması .89’du (Cohen’in kappası). Cronbach’ın alfası ise 
ortlamada .94’du (içsel tutarlılık).
Takibinde, 18 test öğesi üzerinde “fit’in iyiliği” analizi sürdürüldü. 
Tablo 5.6 test öğelerini tahmini postüral kontrol seviyesine göre 
klasifiye eder ve her bir test öğesi başına bir infit ve bir de outfit 
değeri verir. Bu değerler test öğesi bir için “aşırı” olarak çıkmıştır. 
Geri kalan test öğelerinin infit değeri misfit kriteri olan -2 ile +2 
sınırının kapsamına girer. Test öğeleri 7, 8, 6, 5 ve 9 çok yüksek 
outfit değerleri gösterirler (5.1, 4.6, 2.8, 2.4 ve 2.2). Bu bulgular 
OPLM programıyla yapılan analiz sonuçlarıyla kuvvetle 
desteklenir. Tablo 5.7, 42 deneğin bu test öğelerindeki skor 
5.3 Sonuçlar
5.3.1 Güvenilirlik 
5.3.2 “Fit” Analizi

---