Kullanım İzni
Geliştirdiğim(iz) / uyarladığım(ız) ölçme aracının bilimsel araştırmalarda kullanılması için sorumlu yazara araştırmanın amacı ile bilgi notu içeren bir e-posta gönderilerek izin alınması zorunludur.

---

Link: https://izlik.org/JA55DW42AY

---

Ölçek Çeşidi: Uyarlama

---

Kategori(ler):

10 Psikoloji » 130 Duygu Durumu, Duygusal Tepkiler ve Motivasyon

---

Kaynak Türü: Makale

---

Kaynak/Referans:

Sarıçam, H. (2026). Semptomdan öte psikopatolojik bir olgu olarak psikolojik boşluk hissi: Bir psikometrik inceleme çalışması. Journal of Psychometric Research. Advance online publication. https://doi.org/10.62425/jopres.1824233

---

Geliştiren/Uyarlayan: Hakan Sarıçam

---

Yıl: 2026

---

Kaynak Adı: Semptomdan Öte Psikopatolojik Bir Olgu Olarak Psikolojik Boşluk Hissi: Bir Psikometrik İnceleme Çalışması

---

Dergi: Journal of Psychometric Research

---

Cilt: 4

---

Sayı: 2

---

Sayfa Aralığı: 1-12

---

DOI: https://doi.org/10.62425/jopres.1824233

---

Sorumlu Yazar: Hakan Sarıçam

---

İletişim: hakansaricam@gmail.com

---

Ölçülen Özellikler: Psikolojik boşluk hissi

---

Alt Boyutlar: Hiçlik, Kopukluk

---

Örnek Maddeler ve Madde Sayıları: Etrafınızda olup biten her şeye karşı kayıtsız olduğunuzu hissettiniz.
Yapabileceğiniz her şeyin anlamsız olduğunu hissettiniz.

---

Ölçek Türü: Kendini Değerlendirme

---

Kimlere Uygulanabilir: 18 yaş üstü bireyler

---

Derecelendirme: 4'lü derecelendirme (1=Asla, 2=Bazen, 3=Sıklıkla, 4=Her zaman)

---

Ölçek Puanlaması: Ölçekten alt boyutlara göre puanlar alınmaktadır. İlgili alt boyuta ilişkin toplam puanı hesaplamak için o boyuta ilişkin tüm ifadelerin puanlarını toplayın. Fakat toplam bir psikolojik boşluk puanı alınabilmektedir.

---

Ölçek Değerlendirmesi: Artan puanlar psikolojik boşluğun arttığını göstermektedir.

---

Çeviri Süreci: Psikolojik Boşluk Hissi Ölçeği'nin Türk kültürüne uyarlanabilmesi amacıyla, ölçeğin geliştiricisi ve sorumlu yazarı Shona Joyce Herron’dan elektronik posta aracılığıyla kullanım ve uyarlama izni alınmıştır. Ölçek maddeleri ilk aşamada araştırmacı tarafından Türkçeye çevrilmiş, ardından İngilizce diline hâkim bağımsız bir çevirmen tarafından geri çeviri işlemi gerçekleştirilmiştir. Elde edilen geri çeviri formu ile ölçeğin özgün formu; anlamsal eşdeğerlik, kavramsal tutarlılık ve kültürel uygunluk açısından karşılaştırmalı olarak incelenmiş, belirlenen farklılıklar gerekli düzenlemeler yapılarak giderilmiş ve ölçeğin Türkçe taslak formu oluşturulmuştur.
Taslak formun kapsam geçerliğinin değerlendirilmesi amacıyla psikolojik danışmanlık ve rehberlik, psikoloji ile ölçme ve değerlendirme alanlarında uzmanlaşmış dört akademisyenin görüşüne başvurulmuştur. Uzman değerlendirmeleri, Lawshe’nin (1975) kapsam geçerliği yöntemi doğrultusunda yürütülmüş ve her bir maddenin ölçülmek istenen yapıyı temsil etme yeterliliği ayrı ayrı incelenmiştir. Analizler sonucunda tüm maddelere ilişkin kapsam geçerlik oranlarının (KGO) .80’in üzerinde olduğu belirlenmiş; uzman önerileri doğrultusunda gerekli dilsel ve içeriksel düzenlemeler yapılarak ölçeğe son şekli verilmiştir.

---

Geçerlik: faktör yapısını sınamak amacıyla Açımlayıcı Faktör Analizi (AFA) uygulanmıştır. Ancak bulgular, özgün ölçekteki kuramsal faktör yapısıyla örtüşmemiş; bazı maddelerin birden fazla faktörde .30 eşiğinin üzerinde yük vermesi nedeniyle belirgin çapraz yüklenmeler gözlenmiştir. Bu durum, AFA'nın veri odaklı yapısı gereği, kuramsal temeli önceden belirlenmiş ölçekler için sınırlı doğrulama gücüne sahip olmasından kaynaklanmaktadır. Özgün ölçeğin faktör yapısının kaynak kültürde daha önce kuramsal ve ampirik olarak doğrulanmış olması nedeniyle, çalışmanın amacı yeni bir yapı türetmek değil, mevcut modelin Türk kültüründeki yapısal geçerliğini test etmek olarak belirlenmiştir. Bu doğrultuda analiz stratejisi, önceden tanımlanmış ölçme modelinin veriyle uyumunu sınayan Doğrulayıcı Faktör Analizi'ne (DFA) yönlendirilmiştir. Bu yaklaşım, faktör yapısı önceden belirlenmiş ölçeklerin kültürlerarası uyarlamalarında önerilen psikometrik uygulamalarla tutarlıdır (Brown, 2015; Byrne, 2001; Hair vd., 2010; Hambleton vd., 2005; Kline, 2015).
Doğrulayıcı faktör analizi, ölçeğin orijinalinde olduğu gibi doğrudan 2 faktörlü yapıyı test etmek amacıyla uygulanmıştır. Model uyum indeksleri (χ2 = 547.84, sd = 151, CFI = ,86, IFI = ,86, TLI = ,85, RMSEA = ,09, SRMR = ,06) birlikte değerlendirildiğinde, χ²/sd oranının 3,63 ile kabul edilebilir sınırlar içinde kaldığı görülmektedir. RMSEA değeri ,09 (90% GA: ,08-,10) olup yaklaşık uyumun iyi düzeyde olduğuna kanıt sunmaktadır. CFI ve TLI değerleri ise sırasıyla ,86 ve ,85 olarak hesaplanmış; CFI ve TLI ,90 eşiğini aşamamış sınırın altında kalmıştır. Standardize faktör yüklerinin 1. madde ,40, geri kalan tüm maddeler ,40 üzerinde olması (,40-,78), ölçüm modelinin yakınsak geçerliği açısından olumlu bir görünüm sergilediğine işaret etmektedir. CFI, IFI ve TLI değerinden dolayı modifikasyon yapmaya karar verilmiştir. Kovaryans kararı sadece modifikasyon indeksi (Mİ) sıralamasına bakılarak değil, maddelerin içerik incelemesi (madde havuzunun önsel gözden geçirilmesi) sonucunda alınmıştır, Mİ sadece bu kararı istatistiksel olarak destekleyen ek bir gerekçedir (Hermida, 2015; MacCallum vd. 1992). e5 ile e6 arasında ya da e15 ile e16 hata terimlerine ait maddeler içerik ve ifade biçimi açısından yüksek örtüşme göstermektedir (örnek: “Hiçbir şey olduğunuzu hissettiniz.” “İçinizin bomboş olduğunu hissettiniz” her iki madde de hiçlik boyutunu birbirine yakın sözcüklerle ölçmektedir. Diğer bir örnek “Başkaları üzerinde hiçbir etkinizin olmadığını hissettiniz.”, “Başkalarına sadece yük olduğunuzu hissettiniz.” her iki madde de kopma/kopukluk boyutunu birbirine yakın sözcüklerle ölçmektedir). Bu tür yüzeysel benzerlik, ortak faktörün ötesinde ek bir paylaşılan varyans kaynağı yaratabilir (Brown, 2015; Cole vd., 2007). Bu nedenle iki maddenin hata terimleri arasında kovaryans tanımlanmış, bu şekilde ortak faktörün etkisi yöntem etkisinden ayrıştırılmıştır. e5-e6, e2-e3, e8-e15, e15-e16 ile e16-e18 arasında modifikasyon ile DFA yeniden yapılmış ve uyum iyiliği değerleri (χ2 = 398.120, sd = 145, χ2/sd = 2.746, CFI = ,90, IFI = 91, TLI = ,90, RMSEA = ,08, SRMR = ,05) olarak bulunmuştur. Psikolojik Boşluk Hissi Ölçeği ile Yaşamda Anlam Bilinci Ölçeği ve Psikolojik Sağlamlık Değerlendirme Ölçeği arasında sırasıyla r = -,51, -,59 (p < ,01) negatif ilişkiler bulunmaktadır.

---

Güvenirlik: Ölçeğin iç tutarlık güvenirlik değerleri ölçeğin bütünü için Cronbach Alfa = ,93, McDonald Omega = ,93, Hiçlik alt boyutu için Alfa = ,87, Omega = ,87; Kopma/kopukluk alt boyutu için Alfa = ,87, Omega = ,88 olarak hesaplanmıştır. Ölçeğin düzeltilmiş madde toplam korelasyon katsayıları hiçlik alt boyutu için ,61 ile ,74; kopma/kopukluk alt boyutu için ,37 ile ,74 arasında değişmektedir. psikiyatrik tanı alan bireylerin psikolojik boşluk hissi puan ortalamaları (X̄ = 42,74, SS = 14,69), tanı almayan bireylere (X̄ = 37,04, SS = 10,36) kıyasla istatistiksel olarak anlamlı düzeyde daha yüksek bulunmuştur (t(301) = -3,06, p < ,01). Etki büyüklüğü (Cohen's d = -,49) orta düzeyde olup, bu farkın klinik açıdan da anlamlı bir büyüklükte olduğunu göstermektedir. Eğri Altında Kalan Alan (AUC) değeri ,605 olarak bulunmuştur (SH = ,043, %95 GA [,521-,688]). Bu değer, istatistiksel olarak şans düzeyinden (,50) anlamlı şekilde farklıdır (p = ,007), ancak güven aralığının alt sınırının ,50'ye yakın olması ve AUC değerinin genel kabul gören sınıflandırma ölçütlerine göre (Hosmer ve Lemeshow, 2013) “zayıf” düzeyde kalması, ölçeğin tanı gruplarını ayırt etme gücünün sınırlı olduğuna işaret etmektedir. Fakat bu bulgu, ölçeğin sınıflandırma gücünün tamamen tesadüfi düzeyde olmadığını, sınırlı da olsa gerçek bir ayırt edicilik taşıdığını göstermektedir.

---

Kullanılan Araştırmalar
scholar.google.com.tr