Kuram ve Uygulamada Eğitim Bilimleri Educational Sciences: Theory & Practice - 13(1) Kış/Winter 661-670 2013 Eğitim Danışmanlığı ve Araştırmaları İletişim Hizmetleri Tic. Ltd. Şti. www.edam.com.tr/kuyeb Üniversite Öğrencilerinin Eleştirel Düşünme Becerilerinin Bilişüstü Özdüzenleme Becerileri ve Kimya Özyeterlikleri ile Yordanması Esen UZUNTİRYAKİ-KONDAKÇI a Orta Doğu Teknik Üniversitesi Yeşim ÇAPA-AYDIN b Orta Doğu Teknik Üniversitesi Öz Bu çalışmanın amacı, kimya özyeterliği ve bilişüstü özdüzenleme becerisinin eleştirel düşünmeyi ne kadar yordadığını araştırmaktır. Çalışmaya 365 üniversite öğrencisi katılmıştır. Çalışma verileri Öğrenmede Güdüsel Stratejiler Anketi ve Üniversite Kimya Özyeterlik Ölçeği nin amaca yönelik boyutları seçilerek toplanmıştır. Ölçme araçlarının Cronbach α katsayıları 0.77 ile 0.88 arasında değişmektedir. Verilerin analizi yapısal eşitlik modeli ile yapılmıştır. Sonuçlara göre özdüzenleme becerileri ile bilişsel beceriler için kimya özyeterliği ve günlük hayat için kimya özyeterliği arasında anlamlı pozitif bir ilişki bulunmuştur. Bunun yanısıra, günlük hayat için kimya özyeterliği ile eleştirel düşünme arasında anlamlı pozitif bir ilişki varken, bilişsel beceriler için kimya özyeterliği ile eleştirel düşünme arasında anlamlı bir ilişki bulunamamıştır. Toplamda, test edilen model eleştirel düşünmenin %68.5 ini açıklamaktadır. Çalışmanın sonuçları, eleştirel düşünmenin kimya derslerinde geliştirilmesine yönelik öneri sunmaktadır. Anahtar Kelimeler Eleştirel Düşünme, Bilişüstü Özdüzenleme, Özyeterlik, Yapısal Eşitlik Modeli, Kimya Eğitimi. a b Sorumlu Yazar: Dr. Esen UZUNTİRYAKİ-KONDAKÇI Kimya Eğitimi alanında doçenttir. Çalışma alanları yapılandırmacılık, öğretmen eğitimi, duyuşsal değişkenler ve özdüzenleyici öğrenmedir. İletişim: Orta Doğu Teknik Üniversitesi, Ortaöğretim Fen ve Matematik Alanları Eğitimi Bölümü, 06800 Ankara. Elektronik posta: esent@metu.edu.tr Tel: +90 312 2104067. Dr. Yeşim ÇAPA-AYDIN Orta Doğu Teknik Üniversitesi Eğitim Bilimleri Bölümü, Ankara. Günümüzde, bilgi sürekli değişip gelişmekte, insanoğlunun gereksinimleri çeşitlenmekte ve bunlara bağlı olarak da farklı becerilerin öğrenilmesi önem kazanmaktadır (Halpern, 1998). Bugünün insanı sık sık kendini ve toplumu etkileyecek kararlar alması gerekmektedir. Dolayısıyla, eleştirel düşünme, gelişen dünyaya uyum sağlamak için her bireyin sahip olması gereken en önemli becerilerden biri haline gelmiştir (Seferoğlu ve Akbıyık, 2006). Öğrenciler açısından bakıldığında da eleştirel düşünmenin önemli bir beceri olduğu görülmektedir; çünkü eleştirel düşünme bilgiyi depolama yerine anlamlı öğrenmeyi sağlar ve alan konusu ile sınırlı kalmayıp farklı derslerde karşılaşılan etkinlik ve problemlerde kullanılabilir (Dressel ve Mayhew, 1954, s. 85 ten akt., Renaud ve Murray, 2008). Bununla paralel olarak, araştırma sonuçları eleştirel düşünme ile akademik başarı arasında olumlu bir ilişki olduğunu ortaya koymuştur (Ip, Lee, Lee, Wootton ve Chang, 2000; Phan, 2008). Öte yandan, yapılan araştırmalar eleştirel düşünmenin üniversite öğrencileri arasında bile düşük olduğunu göstermektedir (Halpern, 1998; Kuhn, 1999; Şengül ve Üstündağ, 2009). Bu bağlamda, bu becerilerin gelişmesinde rol oynayan değişkenlerin araştırılması önem kazanmaktadır. Bu çalışmanın amacı, kimya özyeterliği ve bilişüstü özdüzenlemenin eleştirel düşünmeyi ne kadar yordadığını araştırmaktır. Bu çalışmada disiplin olarak kimya dersi alınmıştır. Kimya dersi içerik bilgisi yanında öğrencilerde gözlem ve deney yapma, veri toplama ve yorumlama, sonuç çıkarma, tahminde bulunma, irdeleme, problem çözme ve kimya ile ilgili konuları eleştirebilme gibi üst düzey becerileri kazandırmayı hedef edinmiştir (Milli Eğitim Bakanlığı, 2008). Dolayısıyla, kimya doğası gereği eleştirel düşünmeyi gerektiren ve teşvik eden bir alandır.
KURAM VE UYGULAMADA EĞİTİM BİLİMLERİ Eleştirel düşünme farklı şekillerde tanımlanmaktadır. Ennis (1985) yansıtıcı düşünmeyi ön plana alarak eleştirel düşünmeyi mantıklı kararlar almamızda rol oynayan yansıtıcı düşünme olarak tanımlarken; Halpern (1999) sonuca odaklanarak belli bir amaca yönelik, sonuç değerlendirmesi içeren ve istenen sonucu elde etmeyi sağlayan beceriler olarak tanımlamıştır. Paul e (1996) göre ise eleştirel düşünme kişinin kendi sorumluluğu ile ilgilidir. Bu tanıma göre eleştirel düşünme kendi sorumluluğumuzu üstlenerek düşüncemizi şekillendirme becerisidir. Linn (2000) farklı becerilerin eleştirel düşünmeyi oluşturduğunu söylemektedir; eleştirel düşünme belli bir bilginin kaynağını bulabilme, geçerliliğini test edebilme, önceki bilgilerle tutarlılığını araştırabilme ve elde edilen verileri değerlendirerek sonuca varabilme gibi farklı beceriler içerir. Eleştirel düşünme becerisi gelişmiş bir birey yerinde ve uygun sorular sorar, gerekli bilgiyi toplar ve düzenler ve bu bilgiye dayanarak mantıklı çıkarımlarda bulunur. Eleştirel düşünme günlük hayatta kalıplaşmış olarak yaptığımız alt düzey becerilerden farklıdır. Örneğin markette para üstü hesaplamak eleştirel düşünme olarak ele alınamaz. Bunun yerine, eleştirel düşünme bireyin muhakeme yapmasını, bir durumu değerlendirmesini ve sonuçları öngörmesini sağlayan üst düzey bir beceridir. Örneğin, küresel ısınmanın sonuçlarını değerlendirebilme eleştirel düşünme gerektirir (Schafersman, 1991). Bu çalışmada, Linn in tanımına dayanarak eleştirel düşünme, öğrencilerin önceki bilgilerini bir problemi çözmek için kullanmaları, karar vermeleri ve belirli ölçütlere göre değerlendirme yapmaları olarak ele alınmıştır. Eleştirel düşünme duruma bağlıdır. Sahip olunan önbilgiler ve varsayımlar, durumun karmaşık olup olmaması ya da kavramların içeriği bireyin bir durum hakkında çıkarımda bulunmasını etkiler. Durum kişisel deneyimlerle örtüştüğünde çıkarımların doğru olma olasılığı artar. Aynı zamanda not gibi tehdit unsuru olmadığında da bireyler doğru çıkarımlarda bulunmaya eğilimlidirler. Diğer taraftan, yanlış çıkarımlarda bulunulması kişinin eleştirel düşünme becerisinin düşük olması olarak algılanmamalı, bu sonuca götüren nedenler irdelenmelidir (Norris, 1985). Diğer becerilerde olduğu gibi eleştirel düşünme de etkili rehberlik eşliğinde uygulama yaparak geliştirilebilir (Facione, 2000). Bununla birlikte, eleştirel becerinin gelişmesi bu beceriyi kullanmaya yönelik tutum ve güdüye bağlıdır. Bazı öğrenciler, gelişmiş eleştirel düşünme becerisine sahip oldukları halde bir problemle karşılaştıklarında bu becerilerini kullanmak için çaba göstermezler. Bu durumda eleştirel düşünmenin geliştirilmesinin anlamı kalmaz (Halpern, 1998). Bu yüzden, öğrencilerde eleştirel düşünme becerisini geliştirmekle ile birlikte bu beceriyi kullanmaya yönelik tutum da aşılanmalıdır. Kuhn (1999) eleştirel düşünmeyi bilişüstü süreç olarak ele almaktadır. Eleştirel düşünme sırasında, öğrenciler kendi düşünme süreçlerini izlerler, amaçlarına ulaşıp ulaşmadıklarını kontrol ederler, gösterdikleri çabayı, düşünme süreçlerini, zaman kullanımlarını ve sonuçta aldıkları kararın etkili olup olmadığını değerlendirirler (Halpern, 1998). Dolayısıyla, bu süreç bilişsel becerilerle birlikte bilişüstü becerileri de içermektedir. Eleştirel düşünmenin etkinliği bilişüstü sürece bağlıdır. Bu yüzden, bu çalışmada bilişüstü özdüzenleme becerileri eleştirel düşünmede rol alan değişkenlerden biri olarak seçilmiştir. Özdüzenleme bireyin kendi davranışlarını gözleyip, kendi ölçütleriyle karşılaştırarak yargıda bulunması ve gerekiyorsa davranışlarını ölçütlerine uygun hale getirmesidir (Senemoğlu, 2004, s. 231). Alanyazında, farklı disiplin ve yaş gruplarında özdüzenleme ile çeşitli değişkenler (örn., kaygı, öğrenme stratejileri, özyeterlik) arasındaki ilişkiyi sorgulayan çok sayıda çalışma bulunmaktadır (Çapa Aydın, Uzuntiryaki ve Demirdöğen, 2011; Jain ve Dowson, 2009). Özyeterlik, bireyin bir işi başarıyla sonlandırabileceğine olan yargısı olarak tanımlanır (Bandura, 1986). Özyeterlik, öğrencilerin fen ya da kimya dersleri ile ilgili etkinlikleri seçmeleri, bu etkinlikleri gerçekleştirmek için gösterdikleri çaba, bir sorunla karşılaştıklarındaki azim ve kararlılıklarını etkiler. Başka bir deyişle, fen derslerinde başarılı olmak için gereken yeteneğe sahip olduğunu düşünen öğrenciler fen etkinliklerinde daha fazla yer alırlar, bu etkinlikleri başarıyla tamamlamak için daha çok çalışırlar ve sorun çıktığında etkinliği yapmaktan vazgeçmezler (Bandura, 1997; Britner ve Pajares, 2001). Dolayısıyla, özyeterliği yüksek olan öğrencilerin daha başarılı oldukları söylenebilir. Bu durum amprik çalışmalarla da desteklenmektedir (örn., Andrew, 1998; Lau ve Roeser, 2002). Ayrıca, yapılan araştırmalarda özyeterlik ile özdüzenleme stratejileri arasında da pozitif yönde anlamlı bir ilişki bulunmuştur (Çapa Aydın ve ark., 2011; Ramdass ve Zimmerman, 2008; Schnoll ve Zimmerman, 2001; Schunk ve Ertmer, 1999, 2005; Sungur, 2007; Zimmerman, 2000). Üniversite düzeyinde Çapa Aydın ve arkadaşları 518 öğrenci üzerinde test ettikleri yapısal eşitlik modeli sonucu genel kimya dersi almakta olan öğrencilerin kimya özyeterlikleri ile özdüzenleme stratejileri arasında pozitif yönde anlamlı bir ilişki bulmuştur. Lise düzeyinde ise Sungur (2007) benzer bir bulguyu yol analizi kullanarak saptamıştır. Özyeterlik ile eleştirel düşünme arasında da bir ilişki olduğu araştırmacılar tarafından vurgulanmaktadır. Özyeterlikleri yüksek olan öğrenciler, bir 662
UZUNTİRYAKİ-KONDAKÇI, ÇAPA-AYDIN / Üniversite Öğrencilerinin Eleştirel Düşünme Becerilerinin Bilişüstü Özdüzenleme... sorunun üstesinden gelmek için eleştirel düşünmeye özyeterlikleri düşük olanlara göre daha fazla eğilimlidirler (Bandura, 1997). Phan (2009) üniversite öğrencilerinin özyeterlikleri ile eleştirel düşünmeleri arasındaki ilişkiyi hem kesitsel hem de boylamsal desen aracılığı ile incelemiş ve iki yapısal eşitlik modeli sonucunda da özyeterlik ile eleştirel düşünme arasında pozitif ilişki bulmuştur. Bu çalışmada özyeterlik ile eleştirel düşünme arasında ilişki kurulmuştur. Kimya ile ilgili problemleri çözmede ve kimya konularını anlamada kendilerine güvenen öğrencilerin, problemleri çözme sürecinde eleştirel düşünmeleri beklenmektedir. Bu alanyazının ışığında, bu çalışmada kimya özyeterliği ve bilişüstü özdüzenlemenin eleştirel düşünmeyi ne kadar yordadığı araştırılmıştır. Çalışmada test edilen model Şekil 1 de gösterilmiştir. Şekil 1. Eleştirel Düşünme Becerilerinin Bilişüstü Özdüzenleme Becerileri ve Kimya Özyeterlikleri ile Yordama Modeli Yöntem Araştırmanın Deseni Bu araştırmada nicel araştırma yöntemlerinden biri olan ilişkisel desen kullanılmıştır. Karasar (2000) ilişkisel desenin amacını, farklı değişkenler arasındaki birlikte değişim derecesini incelemek olarak açıklamıştır. Bu çalışmada kimya özyeterliği, bilişüstü özdüzenleme ve eleştirel düşünme değişkenleri arasındaki ilişki sorgulanmıştır. Çalışma Grubu Çalışmada uygun örnekleme kullanılarak, Ankara da üç farklı üniversitede genel kimya dersi almakta olan 365 gönüllü öğrenciden veri toplanmıştır. Bu öğrencilerin 236 sı kız (%64.7), 129 u erkektir (%35.3). Öğrencilerin çoğunluğu (%96) birinci, diğerleri ise ikinci sınıfta olup, Eğitim (n = 133, %36.4) veya Fen Fakültesinde (n = 232, %63.6) öğrenim görmektedirler. Veri Toplama Araçları Bu çalışmada veri toplamak için Öğrenmede Güdüsel Stratejiler Anketi nin Eleştirel Düşünme ve Bilişüstü Özdüzenleme boyutları ve Üniversite Kimya Özyeterlik Ölçeği nin Bilişsel Beceriler için Kimya Özyeterlik ve Günlük Hayat için Kimya Özyeterlik boyutları kullanılmıştır. Öğrenmede Güdüsel Stratejiler Anketi: Pintrich, Smith, Garcia ve McKeachie (1991) tarafından geliştirilen ve Sungur (2004) tarafından Türkçe ye uyarlanan Öğrenmede Güdüsel Stratejiler Anketi 15 boyut ve 81 maddeden oluşmaktadır. Maddeler beni hiç yansıtmıyor dan beni tam olarak yansıtıyor a doğru 7 li derecelendirilmektedir. Pintrich ve diğerleri anketin tümünün kullanılabileceği gibi amaca göre boyutlardan bazılarının seçilebileceğini ve farklı disiplinler için kullanılabileceğini önermişlerdir. Bu çalışmada anketin Eleştirel Düşünme ve Bilişüstü Özdüzenleme boyutları kullanılmıştır. Eleştirel düşünme boyutu öğrencilerin bir problemi çözerken önceki bilgilerini kullanma, analiz yapma, karar verme ve değerlendirme süreçlerini ölçmektedir. Bu boyut, 5 maddeden oluşmaktadır. Örnek madde şu şekildedir: Kimya dersiyle ilgili duyduklarımı ya da okuduklarımı ne kadar gerçekçi olduklarına karar vermek için sıklıkla sorgularım. Bilişüstü Özdüzenleme boyutu ise öğrencilerin plan yapma, kendi çalışmalarını izleme ve düzenleme süreçlerini ölçmektedir. Bu boyut, 10 madde içermektedir. Örnek madde şu şekildedir: Kimya dersinde işlenen konuları anladığımdan emin olabilmek için kendi kendime sorular sorarım. Pintrich ve diğerleri anketin yapı geçerliğini doğrulayıcı faktör analizi ile test etmiş ve indeks değerlerinin kabul edilebilir sınırlar içinde olduğunu belirtmişlerdir (GFI = 0.78; RMR = 0.08). Güvenirlik katsayılarını da eleştirel düşünme ve bilişüstü özdüzenleme boyutları için sırasıyla 0.80 ve 0.79 olarak raporlamışlardır. Anketi Türkçe ye uyarlayan Sungur (2004) de aynı faktör yapısında güvenirlik katsayılarını her iki boyut için de 0.81 olarak bulmuştur. Bu çalışmada Öğrenmede Güdüsel Stratejiler Anketi nden alınan boyutların faktör yapısı doğrulayıcı faktör analizi ile test edilmiştir. Elde edilen uyum indeksleri kabul edilebilir sınırlar içinde bulunmuştur (χ 2 (89) = 211.307, p < 0.05; CFI = 0.990; NNFI = 0.987; RMSEA = 0.061). Faktör yükleri eleştirel düşünme için 0.63 ile 0.73 arasında; bilişüstü özdüzenleme icin 0.52 ile 0.63 arasında değişmektedir. Ayrıca boyutların güvenirliklerini incelemek amacıyla Cronbach α iç tutarlık katsayısı kullanılmış; eleştirel düşünme için 0.80 ve bilişüstü özdüzenleme için 0.84 olarak bulunmuştur. Üniversite Kimya Özyeterlik Ölçeği: Öğrencilerin kimya ile ilgili bir görevi yerine getirebileceklerine 663
KURAM VE UYGULAMADA EĞİTİM BİLİMLERİ olan yargıları Uzuntiryaki ve Çapa Aydın (2009) tarafından geliştirilen Üniversite Kimya Özyeterlik Ölçeği ile ölçülmüştür. Bu ölçek üç boyuttan oluşmaktadır: bilişsel beceriler için kimya özyeterliği, günlük hayat için kimya özyeterliği ve psikomotor beceriler için kimya özyeterliği. Araştırmacılar, ölçeğin üç boyutlu faktör yapısına dair kanıtları 363 öğrenci ile açıklayıcı ve 353 öğrenci ile doğrulayıcı faktör analiz yöntemlerini kullanarak sağlamışlardır. Boyutlar çalışmanın amacına göre seçilerek kullanılabilmektedir. Bu çalışmada, ölçeğin iki boyutu kullanılmıştır. Bunlar bilişsel beceriler için kimya özyeterliği (12 madde, örnek: Kimya kanun ve teorilerini ne derecede açıklayabilirsiniz? ) ve günlük hayat için kimya özyeterliği (4 madde, örnek: Günlük hayattaki problemlere kimya bilginizi kullanarak ne derecede çözüm önerebilirsiniz? ) boyutlarıdır. Maddeler yetersiz (1) den çok yeterli (9) ye doğru değişen dokuzlu derecelendirmelidir. Uzuntiryaki ve Çapa Aydın ölçeğin güvenirlik katsayılarını bilişsel beceriler için kimya özyeterliği boyutu için 0.92 ve günlük hayat için kimya özyeterliği boyutu için 0.82 olarak bulmuşlardır. Bu çalışmada, ölçeğin faktör yapısına ait doğrulayıcı faktör analiz sonuçları kabul edilebilir sınırlar içinde bulunmuştur (χ 2 (103) = 380.477, p < 0.05; CFI = 0.984; NNFI = 0.978; RMSEA = 0.086). Faktör yükleri bilişsel beceriler için kimya özyeterliği için 0.46 ile 0.72 arasında; günlük hayat için kimya özyeterliği için 0.60 ile 0.74 arasında değişmektedir. Bilişsel beceriler için kimya özyeterliği boyutunun Cronbach α iç tutarlık katsayısı 0.88 ve günlük hayat için kimya özyeterliği boyutunun ise 0.77 olarak saptanmıştır. İşlem Ölçme araçları çalışma grubuna ders saatlerinde araştırmacılar tarafından uygulanmıştır. Çalışmaya katılmak gönüllülük esasına dayalı olup veri toplama sırasında isim alınmamıştır. Öğrencilerin ölçekleri doldurması yaklaşık 10 dakika sürmüştür. katsayısı (comparative fit index, CFI), normlaştırılmamış uyum indeksi (non-normed fit index, NNFI) ve yaklaşık hataların ortalama kareköküdür (root mean square error approximation, RMSEA). Byrne (2001) ki-kare istatistiğinin güvenilir sonuçlar vermediğini belirttiğinden çalışmanın bulguları yorumlanırken CFI, NNFI ve RMSEA kullanılmıştır. Bunlardan CFI ve NNFI in 0.95 ten büyük olmaları ve RMSEA nın 0.08 in altında olması kabul edilebilir değer olarak önerilmiştir (Byrne, 2001; Hu ve Bentler, 1999; Kline, 1998). Bulgular Çalışmada yer alan değişkenlerin ortalama ve standart sapma değerleri ile değişkenler arasındaki korelasyon Tablo 1 de verilmiştir. Çalışmadaki değişkenler arasında pozitif ve anlamlı bir ilişki olduğu görülmektedir. Tablo 1. Çalışmadaki Değişkenlerin Ortalama ve Standart Sapma Değerleri ile Değişkenler Arasındaki Korelasyon Değişkenler Ort. SS 1 2 3 1. Bilişsel beceri için kimya özyeterlik 5.87 1.13 2. Günlük hayat için kimya özyeterlik 5.57 1.38 0.77 ** 3. Bilişüstü özdüzenleme 4.54 1.09 0.47 ** 0.44 ** 4. Eleştirel düşünme 4.09 1.25 0.44 ** 0.46 ** 0.67 ** N = 365. ** p < 0.01 Yapısal eşitlik modeli sonuçlarına göre test edilen model veriye uyum göstermektedir (χ 2 (429) = 1101.23, p < 0.05; CFI = 0.978; NNFI = 0.974; RMSEA = 0.066). Standartlaştırılmış katsayılar Şekil 2 de gösterilmiştir. Maddelerin faktör yükleri istatistiksel olarak anlamlı olup 0.46 ile 0.75 arasında değişmektedir. Veri Analizi Çalışmada önerilen model Maksimum Olabilirlik tahminine dayanan yapısal eşitlik modeli ile AMOS 4.0 (Arbuckle ve Wothke, 1999) kullanılarak test edilmiştir. Çalışmanın gizil değişkenleri bilişüstü özdüzenleme, bilişsel beceri için kimya özyeterliği, günlük hayat için kimya özyeterliği ve eleştirel düşünme olarak belirlenmiştir. Ölçek maddeleri ise gözlenen değişken olarak tanımlanmıştır. Analiz sonuçlarının değerlendirilmesinde farklı indeksler kullanılmaktadır. En çok kullanılan indeksler ki-kare istatistiği (x 2 ), karşılaştırıcı uyum Şekil 2. Yapısal Eşitlik Modeli Sonuçları 664
UZUNTİRYAKİ-KONDAKÇI, ÇAPA-AYDIN / Üniversite Öğrencilerinin Eleştirel Düşünme Becerilerinin Bilişüstü Özdüzenleme... Sonuçlara göre bilişüstü özdüzenleme ile bilişsel beceriler için kimya özyeterliği boyutu arasında (γ = 0.64, p < 0.05) ve bilişüstü özdüzenleme ile günlük hayat için kimya özyeterliği boyutu arasında (γ = 0.64, p < 0.05) anlamlı ve pozitif bir ilişki vardır. Ayrıca, bilişüstü özdüzenleme ile eleştirel düşünme arasında anlamlı ve pozitif bir ilişki (γ = 0.78, p < 0.05) bulunmuştur. Bununla birlikte, bilişsel beceriler için kimya özyeterliği boyutu ile eleştirel düşünme arasında (γ = 0.06) ve günlük hayat için kimya özyeterliği boyutu ile eleştirel düşünme arasında (γ = 0.12) anlamlı bir ilişki bulunamamıştır. Çalışmada test edilen model eleştirel düşünmenin %68.5 ini açıklamaktadır. Tablo 2 de doğrudan, dolaylı ve toplam etkiler verilmiştir. Buna göre, eleştirel düşünme bilişüstü özdüzenleme tarafından doğrudan anlamlı olarak açıklanırken, özyeterlik aracılığıyla açıklanmamaktadır. Tartışma Bu çalışmada, eleştirel düşünmenin bilişüstü özdüzenleme ve kimya özyeterliği tarafından doğrudan ve dolaylı olarak ne derece açıklandığı yapısal eşitlik modeli kullanılarak araştırılmıştır. Modelin kabul edilebilir sınırlar içinde olduğu ve %68.5 lik varyans açıkladığı bulunmuştur. Modeldeki en çarpıcı bulgu, bilişüstü özdüzenlemenin eleştirel düşünmede kilit rol oynadığıdır. Değerler incelendiğinde bilişüstü özdüzenlemenin eleştirel düşünmeyi doğrudan ve yüksek derecede yordadığı bulunmuştur. Buna göre, bilişüstü özdüzenleme becerileri yüksek olan öğrenciler kendi öğrenme süreçlerini izlerler, değerlendirirler ve bu yolla gösterdikleri gelişimi gözlemlerler. Bu süreç, eleştirel düşünmelerine yardımcı olur. Sonuçlar ilgili alanyazındaki çalışmalarla da desteklenmektedir (Phan, 2010; Pintrich, Smith, Garcia ve McKeachie, 1993). Buna rağmen, bilişüstü özdüzenlemenin eleştirel düşünmeyi kimya özyeterliği aracılığı ile dolaylı olarak açıklamadığı bulunmuştur. Çalışmadaki bir başka bulgu, bilişüstü özdüzenleme ile kimya özyeterliği (bilişsel beceri için ve günlük hayat için kimya özyeterliği) arasındaki anlamlı ilişkidir. Kendi öğrenmelerinin sorumluluğunu üstlenen, başka bir deyişle özdüzenleme becerilerini etkili kullanan öğrencilerin kimyayla ilgili görevleri başarıyla tamamlayacaklarına olan inançları yüksektir. Bu öğrenciler hem temel kavramlarını ilkelerini açıklamakta hem de kimyanın günlük hayat ile bağlantısını kurmakta kendilerini yetkin hissederler. Özdüzenleme ile özyeterlik arasındaki benzer ilişkiyi gösteren yurtiçi ve yurtdışı çalışmalar bulunmaktadır (Çapa Aydın ve ark., 2011; Jain ve Dowson, 2009; Ramdass ve Zimmerman, 2008; Schnoll ve Zimmerman, 2001; Schunk ve Ertmer, 1999; Sungur, 2007). Özyeterliği yüksek olan öğrencilerin eleştirel düşünmeye daha eğilimli olmaları beklenirken (Bandura, 1997; Phan, 2010), alanyazında bu konuda tutarlı sonuçlar elde edilmemiştir. Örneğin, Phan (2009) yaptığı kesitsel ve boylamsal çalışmalarda özyeterlik ile eleştirel düşünme arasında pozitif ve anlamlı ilişki bulmuşken, 2007 de yaptığı çalışmasında ilişki saptamamıştır. Ancak, bu çalışmalarda özyeterlik tek boyutlu olarak ele alınmıştır. Hâlihazırdaki çalışmanın sonuçları Phan nin (2007) bulguları ile paralellik göstermektedir. Bu çalışma, üniversite öğrencilerinin eleştirel düşünmeleri hakkında daha fazla bilgi sahibi olmak açısından alanyazına katkı sağlamaktadır. Diğer taraftan, çalışmada ilişkisel desen kullanıldığı ve seçkisiz örnekleme yapılmadığı için bulgular dikkatli ele alınmalıdır. İleriki çalışmalarda, deneysel veya boylamsal çalışmalarla neden-sonuç ilişkisi incelenerek bu çalışmanın bulguları zenginleştirilebilir. Aynı zamanda, bu çalışmada test edilen modelin, akademik başarı bağımlı değişken olarak eklenerek sınanması ve farklı disiplinlerde denenmesi gerekli görülmektedir. Böylece, sonuçlar, öğrenci başarısının yükseltilmesine yönelik öneriler sağlayacaktır. Tablo 2. Standartlaştırılmış Doğrudan, Dolaylı ve Toplam Etkiler Yordayıcı Değişken Kriteryen değişken Doğrudan etki Dolaylı etki Toplam etki Bilişüstü özdüzenleme Bilişsel beceri için kimya özyeterlik Günlük hayat için kimya özyeterlik Bilişsel beceri için kimya özyeterlik 0.64* - 0.64* Günlük hayat için kimya özyeterlik 0.64* - 0.64* Eleştirel düşünme 0.78* 0.04 0.82* Eleştirel düşünme 0.06-0.06 Eleştirel düşünme 0.12-0.12 665
Educational Sciences: Theory & Practice - 13(1) Winter 666-670 2013 Educational Consultancy and Research Center www.edam.com.tr/estp Predicting Critical Thinking Skills of University Students through Metacognitive Self-Regulation Skills and Chemistry Self-Efficacy Esen UZUNTİRYAKİ-KONDAKÇI a Middle East Technical University Yeşim ÇAPA-AYDIN b Middle East Technical University Abstract This study aimed at examining the extent to which metacognitive self-regulation and chemistry self-efficacy predicted critical thinking. Three hundred sixty-five university students participated in the study. Data were collected using appropriate dimensions of Motivated Strategies for Learning Questionnaire and College Chemistry Self-Efficacy Scale. Cronbach s alpha coefficients ranged from.77 to.88. Data were analyzed using structural equation modeling. Results indicated that metacognitive self-regulation was found to be positively and significantly related to chemistry self-efficacy for cognitive skills and chemistry self-efficacy for everyday applications. In addition, there was a positive and significant relationship between chemistry self-efficacy for everyday applications and critical thinking, whereas there was no significant relationship between chemistry self-efficacy for cognitive skills and critical thinking. Overall, the tested model explained 68.5% of critical thinking. Findings provide suggestions in order to enhance critical thinking in chemistry classes. Key Words Critical Thinking, Metacognitive Self-Regulation, Self-Efficacy, Structural Equation Modeling, Chemistry Education. There is a continuous development in knowledge and changes in needs of a human being, which increases the importance of learning new skills (Halpern, 1998). Nowadays, people have to make decisions about both themselves and their society. Thereby, critical thinking has become one of a b Esen UZUNTİRYAKİ-KONDAKÇI, Ph.D., is an associate professor in the field of chemistry education. Her research interests are constructivism, teacher education, affective variables, and self-regulatory learning. Correspondence: Middle East Technical University, Department of Secondary Science and Mathematics Education, 06800 Ankara/Turkey. E-mail: esent@metu.edu.tr Phone: +90 312 210 4067. Yeşim ÇAPA-AYDIN, Ph.D., Middle East Technical University, Department of Educational Sciences. Ankara/Turkey. the most essential skills that individuals should have to adapt to the changing world (Seferoğlu & Akbıyık, 2006). Critical thinking is also important for students because it enhances meaningful learning. Students can use critical thinking in various activities and problems (Dressel & Mayhew, 1954 as cited in Renaud & Murray, 2008; Schafersman, 1991). In the same vein, research findings indicate a positive relationship between critical thinking and academic achievement (Ip, Lee, Lee, Wootton, & Chang, 2000; Phan, 2008). On the other hand, critical thinking is low even among university students (Halpern, 1998; Kuhn, 1999; Şengül & Üstündağ, 2009). Examining the factors which take role in developing critical thinking, therefore, is important. The present study aimed to examine the extent to which metacognitive self-regulation and chemistry self-efficacy predict critical thinking. Chemistry requires higher-order thinking skills in addition to content knowledge (Milli Eğitim Bakanlığı, 2008).
UZUNTİRYAKİ-KONDAKÇI, ÇAPA-AYDIN / Predicting Critical Thinking Skills of University Students through Metacognitive Critical thinking is defined in various ways such as reflective thinking used during decision-making process (Ennis, 1985) or use of cognitive skills necessary to achieve a desirable outcome (Halpern, 1999). According to Paul (1996), critical thinking is related to taking one s own responsibility. Linn (2000) states that critical thinking comprises of different skills as searching for source of knowledge, testing validity of knowledge, questioning reliability, and making evaluations to reach conclusions. In the current study, based on Linn s conceptualization, critical thinking is defined as student s using prior knowledge to solve a problem and making decisions and evaluations. Critical thinking has some essential characteristics: Firstly, it is context-sensitive. Prerequisite knowledge, complexity of the event or content of the knowledge influences people s ability to draw correct conclusions (Norris, 1985). Secondly, critical thinking can be developed through effective guidance (Facione, 2000). Thirdly, it is related to metacognition (Kuhn, 1999). During critical thinking process, students monitor their own thinking, assess whether they reach their goals, and evaluate their efforts, use of time, and effectiveness of their decisions (Halpern, 1998). All of these processes involve metacognitive skills as well as cognitive ones. Accordingly, this study considers metacognitive self-regulation as a variable playing role in critical thinking. Self-regulation is defined as monitoring behavior, comparing with a criterion, and make adjustments if necessary (Senemoğlu, 2004). Self-regulation is related to several variables such as anxiety, learning strategies, and self-efficacy (Çapa Aydın, Uzuntiryaki, & Demirdöğen, 2011; Jain & Dowson, 2009). Self-efficacy is defined as people s beliefs in their capability to perform a task successfully (Bandura, 1986). People with high self-efficacy in science tend to select sciencerelated activities or courses, show more effort to be successful, and do not give up when they face with obstacles (Bandura, 1997; Britner & Pajares, 2001). Therefore, efficacious students tend to be more successful (Andrew, 1998; Lau & Roeser, 2002). Research studies indicated a positive significant relationship between self-efficacy and self-regulatory strategies (Çapa Aydın et al.; Ramdass & Zimmerman, 2008; Schnoll & Zimmerman, 2001; Schunk & Ertmer, 1999, 2005; Sungur, 2007; Zimmerman, 2000). Self-efficacy is also related to critical thinking (Bandura, 1997). Students with high self-efficacy are more likely to utilize critical thinking to overcome a problem than students with low selfefficacy (Phan, 2009). In the present study, we examined the extent to which critical thinking is predicted by metacognitive self-regulation and chemistry self-efficacy by testing the following model: Figure 1. Model Used to Predict Critical Thinking via Metacognitive Self-Regulation and Chemistry Self-Efficacy Method Research Design This study employed correlational design. The purpose of correlational design is to examine the degree of relationship among different variables (Karasar, 2000). In the current study, we investigated the relationship among metacognitive self-regulation, chemistry self-efficacy, and critical thinking. Participants Employing convenience sampling, a total of 365 students from three universities in Ankara who were taking general chemistry class participated in the study voluntarily. Of these students, 236 were female (64.7%), 129 were male (35.3%). Majority of the students were freshman (96%), while others were senior students. More than half of the students (n = 232, 63.6%) were in Faculty of Science and 36.4% (n = 133) were in Faculty of Education. Data Collection Instruments In an effort to collect data, Critical Thinking and Metacognitive Self-Regulation dimensions of Motivated Strategies for Learning Questionnaire and Chemistry Self-Efficacy for Cognitive Skills and Chemistry Self-Efficacy for Everyday Applications dimensions of Chemistry Self-Efficacy Scale were used. Motivated Strategies for Learning Questionnaire: This questionnaire was developed by Pintrich, Smith, Garcia and McKeachie (1991) and adapted into Turkish by Sungur (2004). It consists of 15 667
EDUCATIONAL SCIENCES: THEORY & PRACTICE dimensions and 81 items on a 7-point rating scale from not at all true of me to very true of me. In the present study, we used critical thinking and metacognitive self-regulation dimensions. Critical thinking dimension measures the degree to which students use their previous knowledge, analyze situations, and make decisions and evaluations. This dimension comprises of five items. The sample item is: I often find myself questioning things I hear or read in chemistry class to decide if I find them convincing. Metacognitive self-regulation dimension assesses planning, monitoring, and regulatory processes of students with 10 items. The sample item is: I ask myself questions to make sure I understand the material I have been studying in chemistry class. In the present study, confirmatory factor analysis was conducted to test the factor structure of the scores obtained from the dimensions of the Motivated Strategies for Learning Questionnaire. Results indicated good fit to the data with the following fit indices: χ 2 (89) = 211.307, p <.05; CFI =.990; NNFI =.987; RMSEA =.061. Factors loadings were found between.63 and.73 for critical thinking and.52 and.63 for metacognitive selfregulation. Cronbach alpha internal consistency coefficient was found to be.80 for critical thinking and.84 for metacognitive self-regulation. Chemistry Self-Efficacy Scale: This scale was developed by Uzuntiryaki and Çapa Aydın (2009) to measure students beliefs in their capability to perform chemistry tasks successfully. It consisted of three dimensions as self-efficacy for cognitive skills, self-efficacy for psychomotor skills, and self-efficacy for everyday applications. In the current study, two dimensions of the scale were used: self-efficacy for cognitive skills (12 items, sample item: To what extent can you explain chemical laws and theories? ) and self-efficacy for everyday applications (4 items, sample item: To what extent can you propose solutions to everyday problems by using chemistry? ). Items were rated on a 9-point scale ranging from nothing (1) to a great deal (9). Findings of confirmatory factor analysis indicated acceptable fit: χ 2 (103) = 380.477, p <.05; CFI =.984; NNFI =.978; RMSEA =.086. Factor loadings ranged between.46 and.72 for self-efficacy for cognitive skills and between.60 and.74 for selfefficacy for everyday applications. Cronbach alpha internal consistency coefficient was.88 for self-efficacy for cognitive skills and.77 for self-efficacy for everyday applications. Procedure Data were collected from students on a voluntary basis during class hours by the researchers. It took approximately 10 minutes to administer the instruments. Data Analysis The model was tested using structural equation modeling utilizing maximum likelihood estimation via AMOS 4.0 (Arbuckle & Wothke, 1999). Latent variables were critical thinking, metacognitive self-regulation, chemistry self-efficacy for cognitive skills, and chemistry self-efficacy for everyday applications. Items were identified as manifest variables. Frequently used fit indices are chi-square statistics (c 2 ), comparative fit index (CFI), nonnormed fit index (NNFI), and root mean square error approximation (RMSEA). Considering the limitations of chi-square statistics (Byrne, 2001), CFI, NNFI, and RMSEA were used in the present study. For acceptable fit, CFI and NNFI are recommended to be higher than.95 while RMSEA to be lower than.08 (Byrne; Hu & Bentler, 1999; Kline, 1998). Results Table 1 presents means, standard deviations, and correlations among the variables. Findings indicated significant positive relationship between variables. Table 1. Mean, Standard Deviation, and Correlation among Variables Variables M SD 1 2 3 1. Self-efficacy for cognitive skills 5.87 1.13 2. Self-efficacy for everyday applications 5.57 1.38.77 ** 3. Metacognitive self-regulation 4.54 1.09.47 **.44 ** 4. Critical thinking 4.09 1.25.44 **.46 **.67 ** N = 365. **p <.01 Findings of structural equation modeling showed acceptable fit to the data (χ 2 (429) = 1101.23, p <.05; CFI =.978; NNFI =.974; RMSEA =.066). Figure 2 displays standardized coefficients. All factor loadings were significant and ranged between.46 and.75. 668
UZUNTİRYAKİ-KONDAKÇI, ÇAPA-AYDIN / Predicting Critical Thinking Skills of University Students through Metacognitive Figure 2. Findings of Structural Equation Modeling Findings indicated significant and positive relationship between metacognitive self-regulation and self-efficacy for cognitive skills (γ=.64, p<.05) and metacognitive self-regulation and self-efficacy for everyday applications (γ=.64, p<.05). In addition, there was a significant positive relationship between metacognitive self-regulation and critical thinking (γ=.78, p<.05). However, there was no significant relationship between self-efficacy for cognitive skills and critical thinking (γ=.06) and self-efficacy for everyday applications and critical thinking (γ=.12). The model tested explained 68.5% variance in critical thinking. Direct, indirect, and total effects are presented in Table 2. While critical thinking was predicted directly by metacognitive self-regulation, it was not predicted indirect through self-efficacy. Discussion The present study examined the degree to which critical thinking was predicted directly or indirectly by metacognitive self-regulation and chemistry self-efficacy using structural equation modeling. The model was found to be acceptable and explained 68.5% variance. The most striking finding was that metacognitive self-regulation plays a key role in critical thinking. Accordingly, students higher in metacognitive self-regulation monitor and evaluate their learning process and in this way they observe their progress. This process helps them think critically. There are empirical findings supporting this claim in literature (Phan, 2010; Pintrich, Smith, Garcia, & McKeachie, 1993). On the other hand, metacognitive self-regulation did not predict indirectly critical thinking via chemistry self-efficacy. Another finding was the significant relationship between metacognitive self-regulation and chemistry self-efficacy (self-efficacy for cognitive skills and for everyday applications). Students who take responsibility of their own learning, in other words, students using self-regulatory strategies effectively, tend to be higher in efficacy. These students believe in their capabilities to both explain fundamental chemistry concepts and connect chemistry with everyday life. Similar findings were found both in national and international studies (Çapa Aydın et al., 2011; Jain & Dowson, 2009; Ramdass & Zimmerman, 2008; Schnoll & Zimmerman, 2001; Schunk & Ertmer, 1999; Sungur, 2007). Although efficacious students are expected to be higher in critical thinking (Bandura, 1997; Phan, 2010), there are inconsistent findings in literature. For example, Phan (2009) found positive and significant relationship between efficacy and critical thinking in a cross-sectional and longitudinal study, whereas he did not find any relationship in 2007. However, self-efficacy was treated as one-dimensional in these studies. The findings of the present study were consistent with those of Phan (2007). The current study provides insights to better understand critical thinking of students. On the other hand, as the study utilized correlational design and did not use random sampling, findings should be evaluated cautiously. Experimental or longitudinal studies should be conducted in future to imply cause-and-effect relationship. Furthermore, academic achievement might be added to the model as an outcome variable in different disciplines. Thereby, findings would have implications for enhancing student achievement. Table 2. Standardized Direct, Indirect, and Total Effects Predictors Criterion variables Direct effect Indirect effect Total effect Metacognitive self-regulation Self-efficacy for cognitive skills.64* -.64* Self-efficacy for everyday applications.64* -.64* Critical thinking.78*.04.82* Self-efficacy for cognitive skills Critical thinking.06 -.06 Self-efficacy for everyday applications Critical thinking.12 -.12 669
References/Kaynakça Andrew, S. (1998). Self-efficacy as a predictor of academic performance in science. Journal of Advanced Nursing, 27, 596 603. Arbuckle, J. L., & Wothke, W. (1999). Amos 4.0 user s guide. Chicago, IL: SPSS. Bandura, A. (1986). Social foundations of thought and action: A social cognitive theory. Englewood Cliffs, NJ: Prentice Hall. Bandura, A. (1997). Self-efficacy: The exercise of control. New York: Freeman. Britner, S. L., & Pajares, F. (2001). Self-efficacy beliefs, motivation, race, and gender in middle school science. Journal of Women and Minorities in Science and Engineering, 7, 271 285. Byrne, B. M. (2001). Structural equation modeling with AMOS. Mahwah, NJ: Lawrence Erlbaum. Çapa Aydın, Y., Uzuntiryaki, E., & Demirdöğen, B. (2011). Interplay of motivational and cognitive strategies in predicting self-efficacy and anxiety. Educational Psychology, 31, 55-66. Ennis, R. H. (1985). The logical basis for measuring CT skills. Educational Leadership, 43 (2), 44 48. Facione, P. A. (2000). The disposition toward critical thinking: Its character, measurement, and relationship to critical thinking skill. lnformal Logic, 20 (1), 61-84. Halpern, D. F. (1998). Teaching critical thinking for transfer across domains. American Psychologist, 53, 449 455. Halpern, D. F. (1999). Teaching for critical thinking: Helping college students develop the skills and dispositions of a critical thinker. New Directions for Teaching and Learning, 80 (Winter), 69-74. Hu, L., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indices in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling, 6, 1-55. Ip, W., Lee, D., Lee, J. C., Wootton, Y., & Chang, A. (2000). Dispositions toward critical thinking: A study of Chinese undergraduate nursing students. Journal of Advanced Nursing, 32, 84-90. Jain, S., & Dowson, M. (2009). Mathematics anxiety as a function of multidimensional self-regulation and self-efficacy. Contemporary Educational Psychology, 34, 240 249. Karasar, N. (2000). Bilimsel araştırma yöntemi. Ankara: Nobel. Kline, R. B. (1998). Principles and practice of structural equation modeling. New York: Guilford. Kuhn, D. (1999). A developmental model of critical thinking. Educational Researcher, 28 (1), 16 26. Milli Eğitim Bakanlığı. (2008). Ortaöğretim 11. sınıf kimya dersi öğretim programı. Ankara: Yazar. Lau, S., & Roeser, R. W. (2002). Cognitive abilities and motivational processes in high school students situational engagement and achievement in science. Educational Assessment, 8, 139 162. Linn, M. C. (2000). Designing the knowledge integration environment. International Journal of Science Education, 22, 781 796. Norris, S. P. (1985). Synthesis of research on critical thinking. Educational Leadership, 42 (8), 40-45. Paul, R. (1996). Critical thinking workshop handbook. Rohnert Park, CA: Centre for Critical Thinking, Sanoma State University. Phan, H. P. (2007). An examination of reflective thinking, learning approaches, and self-efficacy beliefs at the university of the south pacific: A path analysis approach. Educational Psychology, 27, 789-806. Phan, H. P. (2008). Unifying different theories of learning: Theoretical framework and empirical evidence. Educational Psychology, 28, 325-340. Phan, H. P. (2009). Relations between goals, self-efficacy, critical thinking, and deep processing strategies: A path analysis. Educational Psychology, 29, 777-799. Phan, H. P. (2010). Students academic performance and various cognitive processes of learning: An integrative framework and empirical analysis. Educational Psychology, 30, 297 322. Pintrich, P. R., Smith, D. A. F., Garcia, T., & McKeachie, W. J. (1991). A Manual for the use of the Motivated Strategies for Learning Questionnaire (MSLQ). Ann Arbor, MI: National Center for Research to Improve Postsecondary Teaching and Learning, University of Michigan. Pintrich, P. R., Smith, D. A. F., Garcia, T., & McKeachie, W. J. (1993). Reliability and predictive validity of the motivated strategies for learning questionnaire (MSLQ). Educational and Psychological Measurement, 53, 810 814. Ramdass, D., & Zimmerman, B. (2008). Effects of selfcorrection strategy training on middle school students selfefficacy, self-evaluation, and mathematics division learning. Journal of Advanced Academics, 20, 18-41. Renaud, R. D., & Murray, H. G. (2008). Comparison of a subject-specific and a general measure of critical thinking. Thinking Skills and Creativity,3, 85-93. Schafersman, S. D. (1991). An introduction to critical thinking [Online]. Retrieved October 21, 2010 from http://www.freeinquiry.com/critical-thinking.html. Schnoll, R., & Zimmerman, B. J. (2001). Self-regulation training enhances dietary self-efficacy and dietary fiber consumption. Journal of the American Dietetic Association, 101, 1006 1011. Schunk, D. H., & Ertmer, P. A. (1999). Self-regulatory processes during computer skill acquisition: Goal and self-evaluative influences. Journal of Educational Psychology, 91, 251 260. Schunk, D. H., & Ertmer, P. A. (2005). Self-regulation and academic learning: Self-efficacy enhancing interventions. In M. Boekaerts, P. R. Pintrich, & M. Zeidner (Eds.), Handbook of self-regulation (pp. 631 649). San Diego, CA: Elsevier Academic Press. Seferoğlu, S. ve Akbıyık, C. (2006). Eleştirel düşünme ve öğretimi. Hacettepe Üniversitesi Eğitim Fakültesi Dergisi, 30, 193-200. Senemoğlu, N. (2004). Gelişim, öğrenme ve öğretim: Kuramdan uygulamaya. Ankara: Gazi Kitabevi. Sungur, S. (2004). The implementation of problem based learning in high school biology courses. Unpublished doctoral dissertation, Middle East Technical University, Turkey. Sungur, S. (2007). Modeling the relationships among students motivational beliefs, metacognitive strategy use, and effort regulation. Scandinavian Journal of Educational Research, 51, 315 326. Şengül, C. ve Üstündağ, T. (2009). Fizik öğretmenlerinin eleştirel düşünme eğilimi düzeyleri ve düzenledikleri etkinliklerde eleştirel düşünmenin yeri. Hacettepe Üniversitesi Eğitim Fakültesi Dergisi, 36, 237-248. Uzuntiryaki, E., & Çapa Aydın, Y. (2009). Development and validation of chemistry self-efficacy scale for college students. Research in Science Education, 39, 539 551. Zimmerman, B. J. (2000). Attaining self-regulation: A social cognitive perspective. In M. Boekaerts, P. R. Pintrich, & M. Zeidner (Eds.), Handbook of self-regulation (pp. 13 39). San Diego, CA: Elsevier Academic Press.