MATEMATK ÖRETMENLER NN ETKLEM DÜZEYLER. Yüksel DEDE * ÖZET

Transkript

1 MATEMATK ÖRETMENLER NN ETKLEM DÜZEYLER Yüksel DEDE * ÖZET Öretmenler, öretim sürecinin en önemli unsurlarıdır. Bu nedenle, matematik öretmenlerinin kendilerini sürekli yenileme peinde olmaları gerekmektedir. Bu geliimi salamanın en önemli yollarından birisi ise birbirleriyle ve dier öretmenlerle sürekli etkileim içerisinde olmalarıdır. Bu çalımada, matematik öretmenlerinin birbirleriyle ve dier öretmenlerle aralarındaki etkileim durumları kıdem ve cinsiyet deikenleri açısından belirlenmeye çalıılmıtır. Bunun için, 14 maddeden oluan bir ölçekten yararlanılmıtır. Yapılan faktör analizi sonucunda, ölçein dört faktörden olutuu ve tek faktöre yönelik toplam varyansı açıklama oranının.37 ve Cronbach Alfa Güvenirlik Katsayısının ise.86 olduu belirlenmitir. Ölçek bu haliyle, eitim-öretim yılı II. döneminde Sivas il merkezinde bulunan 25 resmi ilköretim okulunda görev yapan 40 matematik öretmenine uygulanmıtır. Verilerin analizi sonucunda, matematik öretmenlerinin birbirleriyle ve dier öretmenlerle; öretimle ilgili fikirleri paylama, kendini yetitirme, meslektalarıyla ibirlii içinde olma ve iletiim kurma bakımından genellikle ayda bir etkileim içerisine girdikleri belirlenmitir. Ayrıca, erkek matematik öretmenlerinin, bayan matematik öretmenlerine göre öretimle ilgili fikirleri paylama ve kendini yetitirme bakımından daha fazla çaba harcadıkları ve kıdemin bu faktörler üzerinde anlamlı bir etkisinin olmadıı da tespit edilmitir. Anahtar Sözcükler: Matematik öretimi, matematik öretmenleri, matematik öretmenlerinin etkileimi INTERACTION LEVELS OF MATHEMATICS TEACHERS ABSTRACT Teachers are the most important part of the teaching process. Therefore, mathematics teachers should be open minded about making reflections on their teaching and self-training. One of the most important ways to make that happen is to interact each other and other teachers in a continuous manner. The present study attempted to examine mathematics teachers interactions with each other and other teachers based on teaching experince and sex variables. An instrument including 14 items was used in the study. * Yrd. Doç. Dr. Cumhuriyet Üniversitesi, Eitim Fak. lköretim Böl. Matematik Eitimi ABD., Sivas. ydede@cumhuriyet.edu.tr 176

2 Yüksel DEDE Factor anaylsis showed that the instrument included four factors and onefactor analysis of variance is.37 and Cronbach =.86. During the education in , the instrument was administered to 40 teachers in 25 elementary and middle schools in Sivas. Analysis of data showed that mathematics teachers interacted with each other and other tecahers once a month with regard to sharing their ideas about teaching, self-training, collaboration with their colleagues, and making communication with others. Moreover, as opposed to female mathematics tecahers, male mathematics teachers made a more effort to share their ideas about teaching and selftraining. It was also found that there was no meaninful relation between teaching experince and the factors mentioned above. Keywords: Teaching of mathematics, mathematics teachers, interaction of mathematics teachers 1. GR Örencilerin matematik baarılarının arttırılması ve baarısızlık nedenlerini etkileyen faktörlerin belirlenmesine yönelik bir çok aratırma mevcuttur (Dursun ve Dede, 2004, Meece, 1996; Papanastasiou, 2002; TIMMS-R, 1999). Bu aratırmaların sonuçlarına göre, örencilerin genel olarak örenmelerini özelde de matematik baarılarını etkileyen bir çok faktör vardır. Bu faktörler birbirleriyle de etkileim içerisindedirler. Örencilerin örenme düzeyleri, öretmenlerin matematii öretim biçimi, matematiin yapısı, okulların durumu ve ilevi, cinsiyet, sosyal statü ve ekonomik durum bu faktörlerden bazılarıdır. Kısacası örencilerin, matematik baarısını etkileyen bir çok faktör vardır ve bu faktörler arasında matematiin öretimi de yer almaktadır. Matematiin öretiminde ise müfredat ve öretmenler belirleyici faktörler olarak düünülebilir. Matematik müfredatının yeniden düzenlemesi ve çaın artlarına uydurulmasına yönelik çalımalar dünyada olduu gibi ülkemizde de yapılmaktadır. Aynı durum, öretmen yetitirme programları için de geçerlidir. Kaliteli ve çaın gereklerini yerine getirebilen öretmenlerin yetitirilmesi bir zorunluluktur. Bu nedenle, öretmen yetitirme programlarının bu dorultuda hazırlanması gereklidir. Çünkü, örencilerin örenme düzeylerinin arttırılması ve özellikle de matematik eitiminin kalitesinin yükseltilmesi için en önemli i öretmenlerin kalitesinin yükseltilmesidir (Wu,1999). Bu durum ise matematik öretmenlerinin üst düzeyde alan ve pedagoji bilgisine sahip olmalarını gerektirmektedir. Bunun için öretmenlerin, geliimin farkında olmaları, bilgiyi ina etmeleri, bilgiden pratie geçebilmeleri, uygulama ve eletirel düünebilme becerilerine haiz olmaları gereklidir. Bu becerilerin bir veya daha fazlasının kazanımı için ise aaıdaki ilkeler kullanılabilir. Bunlar: 177

3 1) Matematik ile yorulma: Matematiksel problemlerle sürekli urama. 2) Çalıma grubu/grupları oluturma: Verilerin analizi, sınıflardaki uygulamalar ve yeni bilginin aratırılması için çalıma grubunun/gruplarının oluturulması. 3) Örenci çalımalarının incelenmesi: Örencilerin ürünlerini olutururken sahip oldukları düünceleri ortaya çıkarabilecek uygun öretim stratejileri ve materyallerin seçilmesi. 4) Uygulama aratırmaları: Örencilere özgün çalıma ortamları hazırlama ve projeler hazırlatma. 5) Dersin ilenmesi: Örencilerin anlamalarını artırmak için ders materyallerinin yeniden düzenlenmesi ve kullanılması. 6) Dersin gelitirilmesi ve adaptasyonu: Örencilerin örenme ihtiyaçlarını en iyi ekilde karılayabilmek için var olan öretim stratejileri ve materyallerinin adaptasyonu ve yenilerinin oluturulması. Lin 7) Öretmenler arası ibirlii: Öretmenlerin, örencilerin örenmelerini ve kendilerinin öretimlerini gelitirmeleri için dier öretmenlerle sürekli iletiim halinde olmaları. 8) Ders planı: Günlük, haftalık, aylık ve yıllık ders planlarının hazırlanması (Mid-continent Research for Education and Learning (McREL), 2001). Bir okul ortamında, örenci-örenci, öretmen-örenci, öretmen-aile ve öretmen-öretmen etkileimleri ne kadar iyi bir ekilde salanabilirse öretimin kalitesinin de o oranda artabilecei söylenebilir. Yukarıda verilen maddelerde, kaliteli bir öretim ortamının oluturulmasında dikkate alınması gereken ilkelerden bahsetmektedir. Burada, 2. ve 7. maddeler öretmenlerin birbirleriyle iletiim halinde olmaları gerektiini belirtmektedir. Bu ekilde öretmenlerin, alan, formasyon ve genel kültür bilgileri artabilir ve bu durum da örencilerin örenmelerini arttırabilir. Ball, öretmenlerin etkili bir ders ortamı oluturmalarına ve bilgilerini gelitirmelerine yardımcı olabilecek ders süresince örenme kapasitesinin geliimi adlı bir model gelitirmitir. Bu modelin gösterimi ekil 1 de verilmitir: 178

4 Yüksel DEDE ekil 1. Bir dersin örenme kapasitesinin gelitirilmesi modeli (Ball, 2001; Akt: Lewis, Perry &Murata, 2004) Örenci 1) Öretmenlerin sınıf ortamları Örenci Alan Öretmen 3.Yararlanılacak kaynaklar (uzmanlar,materyaller gibi), aratırmalar Planlama/Revize Öretmen Tartıma Alan Öretmen Örenci Örenci Aratırma Dersi Öretim/Gözlem 2. Grup çalımaları, etkileimler, aktiviteler 4. ehir, bölge, okul ortamı 179

5 ekil 1 den, öretmenlerin öretimlerinin kalitesini artırmak için nasıl bir ders hazırlıı içinde olmaları gerektiine yönelik bilgiler verildii görülmektedir. Öretim kapasitesinin gelitirilmesine yönelik verilen bu model üç aamadan olumaktadır. Bunlar: Öretim için bilgi sahibi olma, derse hazırlık bilgisi ve motivasyondur. Bu üç adımın elde edilebilmesi için birbiriyle etkileimli dört özellik vardır. Bunlar: 1) Öretmenlerin inançları, bilgileri ve sınıf ortamları, 2) Ders hazırlama grubunun (zümre çalımaları vs.) ortamı, etkileimi ve aktiviteler, 3) Uzman kiilere ve kaynaklara eriim (uzman kiiler, kitaplar, dergiler, materyaller vs.), 4) Ders ortamının yapıldıı yer ve genel durumudur (ehir, bölge, okul vs.). 1. maddede verilen inanç kavramını Eren (2001:73; Akt:Tavancıl, 2002:74), bireylerin kendi dünyalarının bir yönü ile algıları ve tanımlarının oluturduu sürekli duygular aıdır olarak tanımlarken Tavancıl (2002:74) ise inancı, bireyin bir konu ile ilgili bililerinin tümü olarak tanımlamıtır. ekil 1 de, birbiri içine geçmi çemberler görülmektedir. Bu çemberler, öretmenlerin etkili bir ders ortamı oluturmaları için gözlem, planlama, tartıma ve yeniden gözden geçirme etkinliklerini tekrarlı bir ekilde yapmaları için bir aracı olarak görülebilir. Etkili bir ders ortamının oluumunda, örenci, öretmen ve içerik (örnein, matematik) arasında bir etkileim olduu görülmektedir. Bir sınıf ortamında, örenci-örenci etkileimi dersten istenilen sonucun alınması için önemli bir rol oynayabilir. Ayrıca, öretmen-öretmen etkileimleri de, yeni pedagojik yaklaımların sınıf ortamlarına taınmasında, yeni öretim yöntemlerinin uygulanmasında ve anlatılacak konunun içeriine uygun materyallerin gelitirilmesinde etkili olabilir (Lewis, Perry &Murata, 2003). Bu nedenle bu aratırmada, matematik öretmenlerinin, birbirleriyle ve dier öretmenlerle aralarındaki etkileim durumları belirlenmeye çalıılmıtır. Bunun için aaıdaki problemlere cevap aranmıtır: 1. Matematik öretmenlerinin, öretmen etkileimi ölçei faktörlerine ilikin görüleri nelerdir? 2. Öretmen etkileimi ölçei faktör puanları, cinsiyete ve kıdeme göre anlamlı farklılık göstermekte midir? 3. Kıdem ve cinsiyet deikenleri, matematik öretmenlerinin öretmen etkileimi ölçei faktörlerine ilikin görülerinin anlamlı bir yordayıcısı mıdır? 180

6 Yüksel DEDE 2. YÖNTEM 2.1. Aratırma Modeli Aratırmada matematik öretmenlerinin birbirleriyle ve dier öretmenlerle etkileimlerine ilikin görüleri belirlenmeye çalıılmıtır. Bu ekliyle aratırma betimsel bir aratırmadır Evren ve Örneklem Aratırmanın evrenini, Sivas il merkezinde görev yapan ilköretim okullarında görev yapan matematik öretmenleri oluturmaktadır. Aratırmanın örneklemini ise eitim-öretim yılı II. döneminde Sivas il merkezinde bulunan ve random yöntemiyle seçilen 25 resmi ilköretim okulunda görev yapan 40 matematik öretmeni oluturmutur Veri Toplama Aracı ve Gelitirilmesi Bu çalımada, Thair (1999) tarafından gelitirilen ölçekten yararlanılmıtır. Ölçein, Türkçe ye uyarlanması için, ölçek ilk önce aratırma kapsamındaki öretmenlere 19 madde olarak uygulanmı ve buradan elde edilen veriler üzerinde temel bileenler analizi yöntemi uygulanmı ve ölçein dört boyuttan olutuu görülmütür. Ölçekten daha anlamlı boyutlar elde edebilmek için varimax yöntemiyle döndürülmü temel bileenler analizi yapılmı ve 1., 3., 4., 10. ve 11. maddeler, birden fazla faktörde yüklendii için ölçekten çıkarılmı ve geriye kalan maddeler üzerinde yapılan ikinci kez döndürülmü temel bileenler analizi sonucunda ölçein 14 maddeden olutuu belirlenmitir. Tablo 1 den görüldüü gibi, 2., 12., 16., 17., 18., ve 19. maddeler birinci faktörde, 7., 8., 13. ve 15. maddeler ikinci faktörde, 5. ve 6. maddeler üçüncü faktörde, 9. ve 14. maddeler ise dördüncü faktörde yüklenmitir. Aratırmacının deerlendirmesi sonucunda, birinci faktördeki maddeler öretimle ilgili fikirleri paylama, ikinci faktördeki maddeler kendini yetitirme, üçüncü faktördeki maddeler ibirlii ve dördüncü faktördeki maddeler ise iletiim kurma olarak isimlendirilmitir. Tablo1. Matematik Öretmenleri nin Etkileimi Ölçei nin Döndürülmü Temel Bileenler Analizi Yöntemindeki Maddelerin Faktör Yükleri Madde No Faktör 1 Faktör 2 Faktör 3 Faktör 4 16,81 17,75 18,85 19,66 12,76 2,65 15,79 13,75 8,70 7,61 6,85 181

7 5,68 9,84 14,66 Açıklanan Varyans: 69,85 Faktör 1 : 37,94 Faktör 2 : 12,65 Faktör 3 : 10,24 Faktör 4 : 9,02 Tablo 1 den görüldüü gibi faktör analizinin sonucunda, dört faktörün açıkladıkları toplam varyans %69.85 dir. Ayrıca, maddelerin döndürülmesinden önceki 1.faktör yük deerinin ve tek baına açıkladıı varyansın yüksek olması (%37,9) bu ölçein genel bir faktöre sahip olduunu da göstermektedir. Bu nedenle, bu ölçek dört faktörlü olmasının yanında tek faktörlü olarak da kullanılabilir. Testin güvenirlii için ise Cronbach Alfa Katsayısı hesaplanmı ve.86 olarak bulunmutur Verilerin Analizi Aratırmada kullanılan veri toplama aracı, 5 li likert tipi ölçektir. Öretmenlerin ölçekteki maddeler için verdikleri cevaplar, nadiren = 1, ayda bir = 2, haftada bir = 3, günde bir = 4 ve her ders = 5 eklinde puanlanmıtır. Matematik öretmenlerinin, öretmen etkileimi ölçei faktörlerine ilikin görülerinin belirlenmesinde betimsel istatistik yöntemleri kullanılmıtır. Ölçein aralık geniliinin, dizi genilii/yapılacak grup sayısı (Tekin, 1993) formülü ile hesaplanması göz önünde tutularak, aratırma bulgularının deerlendirilmesinde esas alınan aritmetik ortalama aralıkları; ; nadiren, ; ayda bir, ; haftada bir, ; günde bir, ; her ders eklinde yorumlanmıtır. Öretmen etkileimi ölçeindeki faktör puanlarının, cinsiyete ve kıdeme göre anlamlı farklılık gösterip göstermediinin belirlenmesinde ise MANOVA testi kullanılırken, kıdem ve cinsiyet deikenlerinin, matematik öretmenlerinin öretmen etkileimi ölçei faktörlerine ilikin görülerinin anlamlı bir yordayıcısı olup olmadıını belirlemek amacıyla da çoklu regresyon analizi kullanılmıtır. 3. BULGULAR VE YORUM Aratırmanın problemlerine yönelik açıklamalar aaıda verilmitir: Problem 1. Matematik öretmenlerinin, öretmen etkileimi ölçei faktörlerine ilikin görüleri nelerdir? 182

8 Yüksel DEDE Tablo 2. Matematik öretmenlerinin öretimle ilgili fikirleri paylama (faktör 1) maddelerine ilikin görüleri Madde No Madde Meslektalarımın öretimim hakkındaki düüncelerini alırım Meslektalarıma gayri resmi olarak öretmenlik yaparım Dier matematik öretmenlerinin derslerinde ne yapıldıını örenmeye çalıırım Meslektalarımla takım çalıması yaparım Öretmenlerle ders planları üzerinde tartıır ve yeni öneriler getiririm n x s 40 2,38 1, ,76 1, ,00 1, ,41 1, ,63 1,29 19 Öretmenlere tavsiyelerde bulunurum 40 2,17 1,32 Tablo 2 de verilen maddelere bakıldıı zaman, matematik öretmenlerinin öretimle ilgili fikirleri paylamaya yönelik görülerinin aritmetik ortalamalarının x =1, 76 ile x = arasında deitii görülmektedir. Öretmenler, verilen altı maddeden birisine nadiren, üç maddeye ayda bir ve iki maddeye ise haftada bir eklinde görü belirtmilerdir. Matematik öretmenlerinin, öretimle ilgili fikirleri paylamaya ilikin görülerine madde bazında detaylı bir ekilde bakıldıında; matematik öretmenlerinin, dier öretmenlerin derslerinde neler yapıldıını örenme ve öretmenlerle ders planları üzerinde tartıma ve yeni öneriler getirme aktivitelerini haftada bir, meslektalarına gayri resmi öretmenlik yapma ilevini nadiren ve meslektalarının öretimi hakkındaki düüncelerini alma, onlarla takım çalıması yapma ve onlara tavsiyelerde bulunma aktivitelerini ise ayda bir yaptıkları belirlenmitir. Bu veriler, matematik öretmenlerinin meslektalarıyla öretimle ilgili fikirlerini paylama konusunda sadece ders planları üzerinde tartıma yapmak noktasında kaldıını göstermektedir. 183

9 Tablo3. Matematik öretmenlerinin kendilerini yetitirme (faktör 2) maddelerine ilikin görüleri Madde No Madde Öretimindeki problemleri amak için meslektalarımdan yardım alırım Öretimimle ilgili yeni fikirlerimi derste uygulamak için meslektalarımın onayını alırım Okuldaki dier öretmenlerle beraber hizmet içi eitim programlarına katılırım Okul saatlerinin dıında meslektalarımla birlikte yemek yemee, çay, kahve vs. içmeye giderim n x s 40 2,38 1, ,25 1, ,58 0, ,58 1,34 Tablo 3 de verilen maddelere bakıldıı zaman, matematik öretmenlerinin, kendilerini yetitirme maddelerine iliki görülerinin aritmetik ortalamalarının x = 1, 58 ile x = 2, 58 arasında deitii görülmektedir. Öretmenler, verilen dört maddeden birisine nadiren, dier üç maddeye ise ayda bir eklinde görü belirtmilerdir. Matematik öretmenlerinin, kendilerini yetitirme maddelerine ilikin görülerine detaylı bir ekilde bakıldıında; öretimlerindeki problemleri amak için meslektalarından yardım isteme, yeni fikirleri derslerde uygulamak için meslektalarının onayını alma ve okul dıında da meslektalarıyla çeitli etkinliklerde bulunma aktivitelerini ayda bir, hizmet içi eitim programlarına katılma aktivitesini ise nadiren yaptıkları belirlenmitir. Bu veriler, matematik öretmenlerinin kendilerini yetitirmekten/gelitirmekten uzak olduklarını göstermektedir. Tablo4. Matematik öretmenlerinin ibirlii maddelerine (faktör 3) ilikin görüleri Madde No 5 6 Madde Sınıfta herhangi yeni bir eye balamak için dier öretmenlerin fikrini alırım Sınıfta kullanacaım öretim materyallerinin tasarımını ve hazırlanmasını dier öretmenlerle beraber yaparım n x s 40 2,35 1, ,68 1,05 184

10 Yüksel DEDE Tablo 4 te verilen iki maddeye bakıldıı zaman matematik öretmenlerinin, birbirleriyle ve dier öretmenlerle ibirlii içinde olma maddelerine ilikin görülerinin aritmetik ortalamalarının x = 1, 68 ile x = 2,35 arasında deitii görülmektedir. Öretmenler, verilen iki maddeden birisine nadiren, dierine ise ayda bir eklinde görü belirtmilerdir. Matematik öretmenlerinin, birbirleriyle ibirlii içinde olma maddelerine ilikin görülerine detaylı bir ekilde bakıldıında; sınıfta kullanılacak öretim materyallerinin tasarımı ve hazırlanması aktivitelerini nadiren, sınıfta herhangi yeni bir eye balamak için dier öretmenlerin fikrini alma etkinliini ise ayda bir yaptıkları belirlenmitir. Bu veriler, matematik öretmenlerinin birbirleri ve meslektaları ile fazla ibirlii içinde olmadıklarını ortaya koymaktadır. Tablo5. Matematik öretmenlerinin iletiim maddelerine (faktör 4) ilikin görüleri Madde No 9 14 Madde Öretimimi izlemeleri için baka öretmenleri dersime davet ederim Sosyal ve kiisel yaantım hakkında meslektalarımla konuurum n x s 40 1,25 0, ,59 1,35 Tablo 5 te verilen iki maddeye bakıldıı zaman, matematik öretmenlerinin, dier öretmenlerle iletiim içinde olma maddelerine ilikin görülerinin aritmetik ortalamalarının x = 1, 25 ile x = 2, 59 arasında deitii görülmektedir. Öretmenler, verilen iki maddeden birisine nadiren, dierine ise ayda bir eklinde görü belirtmilerdir. Matematik öretmenlerinin, dier öretmenlerle iletiim içinde olma maddelerine ilikin görülerine detaylı bir ekilde bakıldıında; öretimlerini izlemek için baka öretmenleri derslerine davet etme etkinliini nadiren, sosyal ve kiisel yaantıları hakkında meslektaları ile konuması etkinliini ise ayda bir yaptıkları belirlenmitir. Bu veriler, matematik öretmenlerinin birbirleri ve meslektaları ile fazla iletiim içinde olmadıklarını göstermektedir. Bu bulgular, Thair (1999) ve Cwikla (2004) tarafından yapılan aratırmaların sonuçlarıyla bazı benzerlikler ve farklılıklar göstermektedir. Thair, Endonezya ve Avustralya daki fen öretmenlerinin kiisel, uzmanlık ve sosyal geliimlerini karılatırmıtır. Aratırma sonucunda, iki ülkedeki fen öretmenleri arasında yukarıdaki özellikler bakımından aaıdaki farklılıklar bulunmutur: 185

11 i) Öretim yöntemlerinin kullanımında ve Endonezyalı fen öretmenlerinin, öretimlerinde inançlarını youn bir ekilde yansıtmaları bakımından farklılık vardır. ii) Endonezya daki fen öretmenlerinin sınıflarında yeni öretim aktivitelerini uygulamada eksiklikleri vardır. iii) Avustralya lı fen öretmenleri arasında çok youn bir etkileim vardır. Cwikla tarafından Amerika da yapılan aratırmaya ise 110 ortaokul matematik öretmeni katılmı ve bunlar arasından en fazla 7 yıllık öretim deneyimine sahip 10 öretmen ile mülakat yapılmıtır. Aratırma sonucunda, az tecrübeli öretmenlerin ders pratiklerini nasıl gelitireceklerini bilmedikleri ve sınıf içi uygulamalarını ve öretimlerini paylaabilecekleri meslektalara sahip olmadıkları belirlenmitir. Problem 2. Öretmen etkileimi ölçei faktör puanları, cinsiyete ve kıdeme göre anlamlı farklılık göstermekte midir? Tablo6. Faktör 1... Faktör 4 Puanlarının Cinsiyete Göre Farklılıı Deiken Faktör 1 Faktör 2 Faktör 3 Faktör 4 n Cinsiyet Bayan 15 1,86 0,78 Bay 25 2,69 1,02 Bayan 15 1,76 0,58 Bay 25 2,45 0,97 Bayan 15 1,70 0,81 Bay 25 2,20 1,10 Bayan 15 1,86 0,87 Bay 25 1,94 0,85 x s sd s F p 7,24 0,01 6,06 0,01 2,29 0,13 0,06 0,79 Faktör-1... Faktör-4 puanları üzerinde yapılan MANOVA sonuçları; cinsiyetin, öretmen etkileimi ölçei faktörleri bakımından anlamlı bir farklılık olduunu göstermektedir (Wilks Lambda ( Λ) = 0,771, F (4,35) = 2,60, p <.01). Bu bulgu, Faktör-1... Faktör-4 puanlarından oluan dorusal bileenden elde edilecek puanların, cinsiyete balı olarak deitiini göstermektedir. Tablo 6 da verilen ANOVA sonuçlarından da görüldüü gibi, faktör-1 ve faktör-2 puanları, cinsiyete göre anlamlı farklılık gösterirken ((F(1,38) = 7,24, p <.05; F(1,38) = 6,06, p <.05), faktör-3 ve faktör-4 puanları cinsiyete göre anlamlı farklılık göstermemektedir ((F(1,38) = 2,29, p >.05; F(1,38) = 0,06, p >.05). Bu bulgulara göre, erkek matematik öretmenleri, bayan matematik öretmenlerine göre öretimle ilgili fikirleri paylama (faktör-1) ve kendini yetitirme (faktör-2) bakımından daha fazla çaba harcamaktadırlar. 186

12 Yüksel DEDE Tablo 7. Faktör 1... Faktör 4 Puanlarının Kıdeme Göre Farklılıı Deiken Kıdem n x s sd F p 0 5 yıl 7 2,41 0, yıl 11 2,02 1,03 Faktör yıl 1 1, ,19 0, yıl yıl üstü 21 2,60 0, yıl 7 2,60 0, yıl 11 1,88 0,63 Faktör yıl 1 1, ,35 0, yıl yıl üstü 21 2,01 1, yıl 7 1,42 0, yıl 11 2,09 1,09 Faktör yıl 1 1, ,07 0, yıl yıl üstü 21 2,19 1, yıl 7 1,85 0, yıl 11 2,04 0,87 Faktör yıl 1 1, ,46 0, yıl yıl üstü 21 1,90 0,93 Faktör-1... Faktör-4 puanları üzerinde yapılan MANOVA sonuçları; kıdemin öretmen etkileimi ölçei faktörleri bakımından anlamlı farklılık olmadıını göstermektedir (Wilks Lambda ( Λ) = 0,712, F (12,88) = 1,002, p >.01). Bu bulgu, faktör-1... faktör-4 puanlarından oluan dorusal bileenden elde edilecek puanların kıdeme balı olarak deimediini göstermektedir. Tablo 7 den de görülecei üzere, faktör-1... faktör-4 puanları kıdeme göre anlamlı farklılık göstermemektedir ((F(3,36) = 1,19, p >.05; (F(3,36) = 1,35, p >.05; (F(3,36) = 1,07, p >.05; (F(3,36) = 0,46, p >.05). Problem 3. Kıdem ve cinsiyet deikenleri, matematik öretmenlerinin, öretmen etkileimi ölçei faktörlerine ilikin görülerinin anlamlı bir yordayıcısı mıdır? Kıdem ve cinsiyet deikenlerine göre, faktör 1 in yorumlanmasına yönelik regresyon analizi sonuçları tablo 8 de verilmitir: 187

13 Tablo8. Faktör 1 in Yordanmasına likin Çoklu Regresyon Analizi Sonuçları Deiken B Standart β t p kili Kısmi Hata B r r Sabit 1,02 0,53-4,24 0, Kıdem 0,23 0,09 0,02 0,12 0,90 0,19 0,02 Cinsiyet 0,80 0,34 0,39 2,33 0,02 0,40 0,35 R = 0,40, R 2 = 0, 16 F 3,53, p = 0, 03 ( 2,37) = Kıdem ve cinsiyet deikenleri birlikte, faktör 1 ile orta düzeyde ve 2 anlamlı bir iliki vermektedir ( R = 0, 40, R = 0,16, p <.01). Bu iki deiken birlikte, faktör 1 deki toplam varyansın %16 sını açıklamaktadır. Tablo 8 den görüldüü gibi yordayıcı deikenlerle, yordanan deiken arasındaki ikili ve kısmi korelasyonlar incelendiinde, kıdem ile faktör 1 arasında pozitif ve düük düzeyde bir ilikinin ( r = ) olduu ve dier deikenler kontrol edildiinde iki deiken arasındaki korelasyonun ise r = 0.02 olarak hesaplandıı görülmektedir. Cinsiyet ile faktör 1 arasında pozitif ve orta düzeyde bir ilikinin ( r = ) olduu ve dier deikenler kontrol edildiinde iki deiken arasındaki korelasyonun r = olarak hesaplandıı görülmektedir. Yine tablo 8 den standardize edilmi regresyon katsayısına (β ) göre, yordayıcı deikenlerin faktör 1 üzerindeki göreli önem sırasının, cinsiyet ve kıdem olduu görülmektedir. Regresyon katsayılarının anlamlılıına ilikin t-testi sonuçları incelendiinde ise cinsiyet deikeninin faktör 1 üzerinde anlamlı bir yordayıcı olduu görülmektedir. Kıdem deikeni ise faktör 1 üzerinde anlamlı bir etkiye sahip deildir. Regresyon analizi sonuçlarına göre, faktör 1 in yordanmasına ilikin matematiksel model ise aaıda verilmitir: Faktör 1 = 1,02 + 0, 23KIDEM + 0,80 CNSYET Cinsiyet ve kıdem deikenlerine göre faktör 2 in yorumlanmasına yönelik regresyon analizi sonuçları tablo 9 da verilmitir: 188

14 Yüksel DEDE Tablo9. Faktör 2 in Yordanmasına likin Çoklu Regresyon Analizi Sonuçları Deiken B Standart β t p kili Kısmi Hata B R r Sabit 1,17 0,47-2,47 0, Kıdem -9,99E-02 0,08-0,19-1,14 0,26 0,008-0,18 Cinsiyet 0,83 0,30 0,45 2,72 0,01 0,37 0,40 R = 0,40, R 2 = 0, 16 F 3,71, p = 0, 03 ( 2,37) = Kıdem ve cinsiyet deikenleri birlikte, faktör 2 ile orta düzeyde ve 2 anlamlı bir iliki vermektedir ( R = 0, 40, R = 0,16, p <.01). Bu iki deiken birlikte faktör 2 deki toplam varyansın %16 sını açıklamaktadır. Tablo 9 dan görüldüü gibi yordayıcı deikenlerle, yordanan deiken arasındaki ikili ve kısmi korelasyonlar incelendiinde, kıdem ile faktör 2 arasında pozitif ve düük düzeyde bir ilikinin ( r = ) olduu ve dier deikenler kontrol edildiinde iki deiken arasındaki korelasyonun ise r = 0.18 olarak hesaplandıı görülmektedir. Cinsiyet ile faktör 2 arasında pozitif ve düük düzeyde bir ilikinin ( r = ) olduu ve dier deikenler kontrol edildiinde iki deiken arasındaki korelasyonun r = olarak hesaplandıı görülmektedir. Yine tablo 9 dan standardize edilmi regresyon katsayısına (β ) göre, yordayıcı deikenlerin faktör 2 üzerindeki göreli önem sırasının, cinsiyet ve kıdem olduu görülmektedir. Regresyon katsayılarının anlamlılıına ilikin t- testi sonuçları incelendiinde ise cinsiyet deikeninin faktör 2 üzerinde anlamlı bir yordayıcı olduu görülmektedir. Kıdem deikeni ise faktör 2 üzerinde anlamlı bir etkiye sahip deildir. Regresyon analizi sonuçlarına göre, faktör 2 in yordanmasına ilikin matematiksel model aaıda verilmitir: Faktör 2 = 1,17 9, 99 E-02 KIDEM + 0,83 CNSYET Cinsiyet ve kıdem deikenlerine göre faktör 3 ün yorumlanmasına yönelik regresyon analizi sonuçları tablo 10 da verilmitir: 189

15 Tablo10. Faktör 3 ün Yordanmasına likin Çoklu Regresyon Analizi Sonuçları Deiken B Standart β t p kili Kısmi Hata B r r Sabit 1,12 0,57-1,96 0, Kıdem 8,108E-02 0,10 0,13 0,77 0,44 0,21 0,12 Cinsiyet 0,37 0,36 0,17 1,01 0,31 0,23 0,16 R = 0,26, R 2 = 0, 07 F 1,43, p = 0, 25 ( 2,37) = Kıdem ve cinsiyet deikenleri birlikte, faktör 3 ile düük düzeyde ve 2 anlamlı bir iliki vermemektedir ( R = 0, 26, R = 0,07, p >.01). Bu iki deiken birlikte faktör 3 deki toplam varyansın %7 sini açıklamaktadır. Tablo 10 dan görüldüü gibi yordayıcı deikenlerle, yordanan deiken arasındaki ikili ve kısmi korelasyonlar incelendiinde, kıdem ile faktör 3 arasında pozitif ve düük düzeyde bir ilikinin ( r = 0. 21) olduu ve dier deikenler kontrol edildiinde iki deiken arasındaki korelasyonun ise r = 0,12 olarak hesaplandıı görülmektedir. Cinsiyet ile faktör 3 arasında pozitif ve düük düzeyde bir ilikinin ( r = ) olduu ve dier deikenler kontrol edildiinde iki deiken arasındaki korelasyonun r = olarak hesaplandıı görülmektedir.yine tablo 10 dan standardize edilmi regresyon katsayısına (β ) göre, yordayıcı deikenlerin faktör 3 üzerindeki göreli önem sırasının, cinsiyet ve kıdem olduu görülmektedir. Regresyon katsayılarının anlamlılıına ilikin t-testi sonuçları incelendiinde ise cinsiyet ve kıdem deikeninin faktör 3 üzerinde anlamlı bir etkiye sahip olmadıı görülmektedir. Regresyon analizi sonuçlarına göre, faktör 3 ün yordanmasına ilikin matematiksel model aaıda verilmitir: Faktör 3 = 1,12 + 8,108 E 02 KIDEM + 0,37 CNSYET 190

16 Yüksel DEDE Tablo11. Faktör 4 ün Yordanmasına likin Çoklu Regresyon Analizi Sonuçları Deiken B Standart β t p kili Kısmi Hata B r r Sabit 1,81 0,49-3,68 0, Kıdem -2,20E-02 0,09 0,04-0,24 0,80-0,01-0,40 Cinsiyet 0,10 0,31 0,06 0,33 0,73 0,04 0,05 = 0,05 R, R 2 = 0, 03 F 0,06, p = 0, 93 ( 2,37) = Kıdem ve cinsiyet deikenleri birlikte, faktör 4 ile düük düzeyde ve 2 anlamlı bir iliki vermemektedir ( R = 0, 05, R = 0,03, p >.01). Bu iki deiken birlikte faktör 4 deki toplam varyansın %3 ünü açıklamaktadır. Tablo 11 den görüldüü gibi yordayıcı deikenlerle, yordanan deiken arasındaki ikili ve kısmi korelasyonlar incelendiinde, kıdem ile faktör 4 arasında negatif ve düük düzeyde bir ilikinin ( r = 0. 01) olduu ve dier deikenler kontrol edildiinde iki deiken arasındaki korelasyonun ise r = 0,40 olarak hesaplandıı görülmektedir. Cinsiyet ile faktör 4 arasında pozitif ve düük düzeyde bir ilikinin ( r = ) olduu ve dier deikenler kontrol edildiinde iki deiken arasındaki korelasyonun r = olarak hesaplandıı görülmektedir. Yine tablo 11 den, standardize edilmi regresyon katsayısına (β ) göre, yordayıcı deikenlerin faktör 4 üzerindeki göreli önem sırasının, cinsiyet ve kıdem olduu görülmektedir. Regresyon katsayılarının anlamlılıına ilikin t-testi sonuçları incelendiinde ise kıdem ve cinsiyet deikeninin faktör 4 üzerinde anlamlı bir etkiye sahip olmadıı görülmektedir. Regresyon analizi sonuçlarına göre, faktör 4 ün yordanmasına ilikin matematiksel model aaıda verilmitir: Faktör 4 = 1,81 2,20E 02 KIDEM + 0,10 CNSYET 4. SONUÇ ve ÖNERLER Bu aratırma sonucunda aaıdaki sonuçlara ulaılmıtır: 1) Matematik öretmenleri, birbiriyle ve dier öretmenlerle öretimle ilgili fikirleri paylama noktasında genellikle ayda bir veya haftada bir, kendilerini gelitirme noktasında genellikle ayda bir, dier öretmenlerle ibirlii içinde olma noktasında genellikle ayda bir ve iletiim kurma noktasında ise genellikle ayda bir etkileim içerisindedirler. 191

17 2) Erkek matematik öretmenleri, bayan matematik öretmenlerine göre öretimle ilgili fikirleri paylama ve kendilerini yetitirme bakımından daha fazla çaba harcamaktadırlar. Meslektalarıyla ibirlii içinde olma ve iletiim kurma bakımından ise bay ve bayan matematik öretmenleri arasında anlamlı bir fark bulunamamıtır. 3) Öretmenlerin öretimle ilgili fikirleri paylama, kendini yetitirme, ibirlii içinde olma ve iletiim kurma durumları kıdeme göre anlamlı bir farklılık göstermemektedir. 4) Cinsiyetin, öretmenlerin öretimle ilgili fikirleri paylama ve kendilerini yetitirmeleri üzerinde anlamlı bir yordayıcı, meslektalarıyla ibirlii içinde olma ve iletiim kurma bakımından ise anlamlı bir yordayıcı olmadıı belirlenmitir. Kıdem deikeninin ise öretmenlerin öretimle ilgili fikirleri paylama, kendini yetitirme, meslektalarıyla ibirlii içinde olma ve iletiim kurma bakımından anlamlı bir yordayıcı olmadıı tespit edilmitir. Bu bulgular ııında unlar önerilebilir: * Matematik öretmenleri, sınıflarında etkili bir ders ortamı oluturmaları için birbirleriyle ve dier öretmenlerle daha sık etkileim içinde olmalıdırlar. * Tecrübeli matematik öretmenlerinin genç meslektalarına öretimle ilgili daha fazla tavsiyelerde bulunması lazımdır. Çünkü kıdemin, ölçekteki hiçbir faktör üzerinde anlamlı bir etkiye sahip olmadıı belirlenmitir. 192

18 Yüksel DEDE KAYNAKÇA Cwikla, J. (2004). Less Experinced Mathematics Teachers Report What is Wrong with their Professional Support System. Teachers and Teaching. Theory and Practice. 10 (2). 181,197. Dursun,. ve Dede, Y. (2004). Örencilerin Matematikte Baarısını Etkileyen Faktörler: Matematik Öretmenlerinin Görüleri Bakımından. Gazi Ün. Gazi Eitim Fak. Dergisi. 24(2), Lewis,C., Perry, R.&Murata, A. (2003, April). Lesson Study and Teachers' Knowledge Development: Collaborative Critique of a Research Model and Methods. American Educational Research Association Annual Meeting (AERA). Division K, Section 7. Chicago, IL. Lewis,C., Perry, R.&Murata, A. (2004, April). What Constitutes Evidence of Teachers Learning from Lesson Study? American Educational Research Association Annual Meeting (AERA), Division K, Section 7. San Diego, CA. McREL. (2001). What are the characteristics of effective professional development for mathematics, pg ? From EdThoughts: What We Know About Mathematics Teaching and Learning. ThoughtsMath_14.pdf. (September 14, 2004). Meece, J.(1996). Gender Differences in Mathematics Achievement: The Role of Motivation. Yayımlandıı Kitap M. Carr (Editör), Motivation in Mathematics. Hampton Press, Inc. Cresskill, New Jersey Papanastasiou, C. (2002). Effects of Background and School Factors on the Mathematics Achievement. Educational Research and Evaluation. 8(1), Tavancıl, E. (2002). Tutumların Ölçülmesi ve SPSS ile Veri Analizi. 1. Baskı Nobel Yay. Ankara. Tekin, H. (1993). Eitimde Ölçme ve Deerlendirme. Yargı yay. (7. Baskı). Ankara. 193

19 Thair, M. (1999). The Responsiveness of an Australian Science Teacher Professional Development Program to the Needs of Local and Developing Country Science Educators. This thesis is presented as part of the requirements for the award of the degree of doctor of Philosophy of the Curtin University of Technology. Australia. The Third International Mathematics and Science Study Repeat (TIMSS-R). (1999). Philippine Report. Volume 2. Mathematics. < sei.dost. gov. ph/timss-mdoc >, (2003, Ocak 22). Wu, H. (1999). Professional Development of Mathematics Teachers. Notıces of the Ams. 4(5)