Hakem Revizyonu: İstenen Ek İstatistik Analizler ve Yanıt Mektubu Rehberi

Kısa cevap: Hakem revizyonu sürecinde istatistikle ilgili yorumlar çoğunlukla aynı birkaç başlıkta toplanır: etki büyüklüğü, güven aralığı, örneklem yeterliliği, çoklu karşılaştırma düzeltmesi, varsayım kontrolü ve eksik veri. Her yorum için önce istenen analizi yapın, ardından sonucu ilgili tabloya ve metne ekleyin. Son olarak yanıt mektubunda yorumu, yanıtınızı ve değişikliğin sayfa-satır yerini madde madde gösterin. Böylece editör ve hakem her düzeltmeyi kolayca bulabilir.

Majör ya da minör revizyon kararı gelen bir makalede en çok zaman alan kısım genellikle istatistik yorumlarıdır. Bu rehberde önce hakemlerin en sık istediği analizleri bir tabloda topluyoruz. Ardından kurgusal bir iki grup karşılaştırması üzerinden etki büyüklüğünü, güven aralığını ve duyarlılık güç analizini adım adım hesaplıyoruz. Son bölümlerde ise yanıt mektubu şablonunu ve göndermeden önceki kontrol listesini paylaşıyoruz.

Hakem revizyonu sürecinde istatistik yorumları neden bu kadar sık gelir?

Dergiler son yıllarda yalnızca “p < ,05” bilgisini yeterli görmüyor. APA 7 yayın kılavuzu ve pek çok derginin yazar yönergesi, her temel bulgu için etki büyüklüğü ve güven aralığı raporlanmasını öneriyor. Ayrıca bazı dergiler, makaleyi konu hakemlerinin yanı sıra bir istatistik hakemine de gönderiyor. Bu nedenle analizi doğru yapılmış bir çalışma bile eksik raporlama yüzünden revizyona dönebilir.

Hakemin amacı çoğu zaman analizi baştan değiştirmek değildir. Asıl istenen, okuyucunun bulgunun gücünü ve güvenilirliğini değerlendirebilmesidir. Dolayısıyla yorumların büyük bölümü mevcut veriyle birkaç ek tablo veya sütun hazırlanarak karşılanabilir. Yine de bazı durumlarda yanlış test seçimi gibi daha köklü bir sorun işaret edilir; bu tür yorumlar daha fazla zaman ister.

İlk adım, karar mektubundaki bütün istatistik yorumlarını ayrı bir listeye çıkarmaktır. Her yorumun yanına “ek analiz”, “raporlama düzeltmesi” ya da “açıklama yeterli” etiketini yazın. Bu basit sınıflama, işin ne kadar süreceğini ve hangi dosyalara dokunulacağını baştan gösterir.

Majör ve minör hakem revizyonu arasındaki fark nedir?

Minör revizyon, makalenin genel olarak kabul edilebilir bulunduğunu ve küçük düzeltmeler istendiğini gösterir. Örneğin eksik bir güven aralığı, tablo biçimi ya da bir cümlenin netleştirilmesi bu gruptadır. Majör revizyon ise yöntem, analiz veya yorum düzeyinde önemli değişiklikler beklendiği anlamına gelir. Bu kararda yeni analizler, ek veri açıklamaları ve bazen yeniden yazılmış bir tartışma bölümü istenebilir.

Her iki kararda da makale yeniden değerlendirilir ve kabul kesin değildir. Bu yüzden minör revizyonu da ciddiye almak gerekir. Özellikle istatistik yorumlarını “küçük ayrıntı” diye geçiştirmek, ikinci turda aynı yorumun daha sert biçimde dönmesine yol açabilir. Öte yandan majör hakem revizyonu kararı da olumsuz bir işaret sayılmamalıdır; editör, çalışmayı geliştirilmeye değer bulmuştur.

Süre açısından da fark vardır. Dergiler minör revizyonlar için genellikle daha kısa, majör revizyonlar için daha uzun bir süre tanır. Karar mektubundaki son tarihi takviminize hemen işleyin; ek analiz gerekiyorsa veri dosyasına bu süre içinde erken başlamak işinizi rahatlatır.

Hakemler en sık hangi ek analizleri ister?

Farklı alanlardaki hakem yorumlarına bakıldığında benzer kalıpların tekrar ettiği görülür. Aşağıdaki tablo, tipik yorumları, karşılık gelen analizi ve SPSS’teki yerini bir arada gösteriyor:

Tablo, istatistik yorumlarında sık karşılaşılan kalıpları özetler; menü adları SPSS’in İngilizce arayüzüne göredir ve sürüme göre küçük farklar gösterebilir.

Tabloyu bir kontrol listesi gibi kullanabilirsiniz. Örneğin hakem yalnızca etki büyüklüğü istemiş olsa bile güven aralığını da eklemek, ikinci turda gelebilecek benzer bir yorumu önler. Bununla birlikte istenmeyen her analizi eklemek de doğru değildir; makaleyi gereksiz yere uzatır ve yeni sorulara kapı açar.

Etki büyüklüğü istendiğinde hangi formülü kullanmalısınız?

Somut bir örnekle ilerleyelim. Bir eğitim araştırmasında deney grubu (n = 30) ve kontrol grubu (n = 30) son test puanları karşılaştırılmış olsun. Öğretim amaçlı kurgusal verilere göre deney grubunun ortalaması 72,4 (SS = 10,2), kontrol grubununki 66,1 (SS = 9,7) olsun. Makalede yalnızca t(58) = 2,45; p = ,017 yazıyor ve hakem revizyonu kapsamında etki büyüklüğü isteniyor.

Cohen d hesabı: Ham veriye ulaşamasanız bile t değerinden hesap yapılabilir: d = t × √(1/n₁ + 1/n₂) = 2,45 × √(1/30 + 1/30) = 2,45 × 0,258 ≈ 0,63. Ortalamalar ve standart sapmalar elinizdeyse aynı sonuca birleşik standart sapmayla ulaşırsınız: SSbirleşik = √((10,2² + 9,7²) / 2) ≈ 9,95 ve d = (72,4 − 66,1) / 9,95 ≈ 0,63.

Hedges g düzeltmesi: Küçük örneklemlerde d değeri etkiyi hafifçe abartır. Bu yüzden birçok hakem Hedges g ister: J = 1 − 3 / (4 × sd − 1) = 1 − 3 / 231 ≈ 0,987 ve g = d × J ≈ 0,62. Cohen’in genel ölçütlerine göre 0,2 küçük, 0,5 orta, 0,8 büyük etki olarak yorumlanır; dolayısıyla örneğimizdeki etki orta düzeydedir.

ANOVA için kısmi eta kare: Üç grubu karşılaştıran bir çalışmada F(2, 87) = 4,12 bulunduysa formül şöyledir: η²p = (F × sd₁) / (F × sd₁ + sd₂) = 8,24 / 95,24 ≈ 0,087. SPSS’te aynı değeri Analyze → General Linear Model → Univariate → Options → Estimates of effect size yoluyla doğrudan alabilirsiniz. Güncel SPSS sürümlerinde t testi penceresindeki “Estimate effect sizes” kutusu da Cohen d ve Hedges g değerlerini otomatik verir.

Nonparametrik testlerde ise genellikle r = Z / √N kullanılır. Mann-Whitney U ve Kruskal-Wallis için etki büyüklüğü hesabının ayrıntılarını Mann-Whitney U ve Kruskal-Wallis yorumlama rehberimizde bulabilirsiniz.

Güven aralığı ve örneklem eleştirisine nasıl yanıt verilir?

Aynı örnekte ortalama farkı 6,3 puandır. SPSS’in Independent Samples Test tablosundaki “95% Confidence Interval of the Difference” sütunu bu fark için alt ve üst sınırı verir. Elle hesaplamak isterseniz önce standart hatayı bulun: SH = 9,95 × √(2/30) ≈ 2,57. Ardından 58 serbestlik derecesi için kritik t değerini (≈ 2,00) kullanın: 6,3 ± 2,00 × 2,57, yani yaklaşık 1,16 ile 11,44 arası.

Bulgular cümlesi şu hâle gelir: “Deney grubunun son test puanları kontrol grubundan anlamlı düzeyde yüksektir, t(58) = 2,45, p = ,017, ortalama fark = 6,3, %95 GA [1,16; 11,44], g = 0,62.” Bu tek cümle, hakemin etki büyüklüğü ve güven aralığı isteğini birlikte karşılar.

“Örneklem küçük” yorumu: Hakem revizyonu sırasında sık yapılan hata, veriden “gözlenen güç” (post hoc power) hesaplayıp sunmaktır. Gözlenen güç doğrudan p değerinden türetilir ve yeni bilgi vermez; bu yüzden birçok istatistik hakemi bunu kabul etmez. Bunun yerine duyarlılık analizi önerilir. G*Power’da t tests → Means: Difference between two independent means → Sensitivity seçilir; α = 0,05, güç = 0,80 ve grup başına 30 kişi girildiğinde saptanabilecek en küçük etki yaklaşık d = 0,74 çıkar.

Yanıtta bunu dürüstçe yazmak en sağlıklı yoldur: “Mevcut örneklem, %80 güçle d = 0,74 ve üzerindeki etkileri saptamaya yeterlidir; daha küçük etkiler için çalışmanın gücü sınırlıdır ve bu durum Sınırlılıklar bölümüne eklenmiştir.” G*Power ayarlarının ayrıntısı için G*Power ile örneklem büyüklüğü hesaplama yazımıza bakabilirsiniz.

Çoklu karşılaştırma düzeltmesi nasıl yapılır?

Dört grubu ikişer ikişer karşılaştırdığınızda ya da aynı örneklemde birçok hipotezi test ettiğinizde birinci tip hata olasılığı artar. Hakem revizyonu mektuplarında bu durum genellikle “çoklu karşılaştırma düzeltmesi yapılmalı” yorumuyla karşımıza çıkar. En bilinen iki yöntem Bonferroni ve Holm düzeltmesidir. Bonferroni’de her ham p değeri karşılaştırma sayısıyla çarpılır. Holm ise sıralı bir yöntemdir ve aynı hata kontrolünü daha az katı biçimde sağlar.

Aşağıdaki kurgusal örnekte dört karşılaştırmanın ham p değerleri küçükten büyüğe sıralanmıştır:

Öğretim amaçlı kurgusal p değerleri. Holm yönteminde p değerleri küçükten büyüğe sıralanır ve sırasıyla k, k − 1, … 1 ile çarpılır; düzeltilmiş değerin bir önceki satırdan küçük olmamasına dikkat edilir.

Görüldüğü gibi Bonferroni düzeltmesinden sonra yalnızca iki karşılaştırma anlamlı kalırken Holm yönteminde dördü de anlamlı kalır. Dolayısıyla hangi yöntemi seçtiğinizi yöntem bölümünde gerekçesiyle belirtmeniz önemlidir. ANOVA sonrası karşılaştırmalarda SPSS’in Post Hoc penceresinde Bonferroni ve Tukey seçenekleri hazır bulunur. Holm düzeltmesini ise yukarıdaki gibi Excel’de birkaç formülle ya da R’de p.adjust(p, method = "holm") komutuyla hesaplayabilirsiniz.

Varsayım, eksik veri ve çoklu bağlantı eleştirilerine nasıl yanıt verilir?

Varsayımlar: Hakem “normallik ve varyans homojenliği test edilmemiş” diyorsa Analyze → Descriptive Statistics → Explore penceresinde “Normality plots with tests” seçeneğiyle Shapiro-Wilk sonuçlarını alın. Levene testi ise t testi ve ANOVA çıktısında zaten bulunur; hakem revizyonu yanıtında iki sonucu birlikte vermek yeterlidir. Varsayım sağlanmıyorsa Welch t testi ya da nonparametrik bir alternatif raporlanabilir. Shapiro-Wilk ve çarpıklık-basıklık değerlerinin yorumu için normallik testi rehberimizi inceleyebilirsiniz.

Eksik veri: Önce her değişkendeki eksiklik oranını raporlayın. Ardından Analyze → Missing Value Analysis penceresinde EM seçeneğini işaretleyerek Little MCAR testini çalıştırın. Anlamlı olmayan bir sonuç (örneğin p = ,34), eksikliğin rastgele olduğu varsayımıyla uyumludur. Bu durumda liste bazında silme ya da çoklu atama (multiple imputation) gerekçelendirilebilir.

Çoklu bağlantı: Regresyon modellerinde hakem bağımsız değişkenlerin birbiriyle ilişkili olabileceğini söylüyorsa Analyze → Regression → Linear → Statistics → Collinearity diagnostics yolunu kullanın. VIF değeri 1 / (1 − R²j) formülüyle hesaplanır; örneğin bir değişken diğerleri tarafından R² = 0,60 düzeyinde açıklanıyorsa VIF = 2,5 olur. Genellikle 5’in altındaki değerler sorun göstermez. Lojistik modellerde aynı kontrol için SPSS ile lojistik regresyon analizi yazımızdaki adımları izleyebilirsiniz.

Ortak yöntem varyansı: Tüm değişkenler aynı ölçek formundan geliyorsa Harman tek faktör testi istenebilir. Analyze → Dimension Reduction → Factor penceresinde bütün maddeler eklenir, döndürme kapatılır ve faktör sayısı 1’e sabitlenir. Tek faktörün açıkladığı varyans %50’nin altındaysa ciddi bir ortak yöntem sorunu olmadığı yorumu yapılır; yine de bu testin sınırlı bir kanıt olduğunu metinde belirtmek dürüst bir yaklaşımdır.

Hakem revizyonu için yanıt mektubu nasıl yazılır?

Yanıt mektubu, editörün revizyonu değerlendirirken ilk okuduğu belgedir. İyi bir mektup kısa bir teşekkür paragrafıyla başlar. Sonra her hakemin yorumları numaralı olarak aynen alıntılanır; her yorumun altına yanıtınız ve değişikliğin makaledeki yeri yazılır. Değişiklikleri ayrıca makalede renkli yazıyla veya “değişiklikleri izle” özelliğiyle göstermek, hakemin işini kolaylaştırır.

Aşağıda istatistik yorumuna verilmiş örnek bir yanıt görüyorsunuz:

Örnek yanıt, öğretim amaçlı kurgusal bir hakem yorumuna göre yazılmıştır.

Bu örnekte üç unsur dikkat çekiyor. Birincisi, yanıt nazik ama kısa tutulmuştur. İkincisi, yapılan analiz ve elde edilen değer açıkça yazılmıştır. Üçüncüsü ise değişikliğin yeri sayfa ve satır numarasıyla gösterilmiştir. Hakem revizyonu yanıtlarında “gerekli düzeltmeler yapılmıştır” gibi genel ifadeler, hakemi makalenin tamamını yeniden aramaya zorlar ve olumsuz bir izlenim bırakır.

Makale yazım sürecinin bütününe dair destek arıyorsanız makale hazırlama hizmetimizin sayfasına da göz atabilirsiniz. Orada makale tamamlandığında hazırlanan editöre ön yazı ve dergi sistemine yükleme aşamasındaki rehberlik anlatılıyor.

Hakemin istatistik önerisine katılmıyorsanız ne yapmalısınız?

Her öneriyi uygulamak zorunda değilsiniz; ancak katılmadığınız her yorumu gerekçelendirmeniz gerekir. Örneğin hakem, dağılımı hafifçe çarpık olan 120 kişilik bir veri için t testi yerine Mann-Whitney U testini öneriyor olabilir. Bu durumda büyük örneklemlerde t testinin bu tür sapmalara dayanıklı olduğunu kaynakla belirtebilirsiniz. Ayrıca iki testin sonucunu ek tabloda yan yana vermek, tartışmayı çoğu zaman en hızlı biçimde kapatır.

Gerekçeli bir itiraz için şu kalıp işe yarar: “Öneriniz için teşekkür ederiz. Ancak … nedeniyle mevcut yöntemi koruduk. Bununla birlikte önerdiğiniz analizi duyarlılık analizi olarak Ek Tablo S2’de sunduk; sonuçlar ana bulgularla tutarlıdır.” Böylece hem yönteminizi savunmuş hem de hakemin endişesini veriyle yanıtlamış olursunuz.

Öte yandan iki hakemin birbiriyle çelişen önerileri de olabilir. Bu durumda tercihinizi ve gerekçenizi editöre hitap eden kısa bir notla açıklayın. Editör, çelişkiyi nasıl çözdüğünüzü görmek ister; sessiz kalmak ise yorumlardan birinin atlandığı izlenimini verir.

Hakem revizyonu dosyasını göndermeden önce neler kontrol edilmeli?

Gönderim öncesindeki son kontrol, küçük tutarsızlıkların yeni bir tura yol açmasını önler. Şu listeyi tek tek işaretleyin:

• Sayısal tutarlılık: Özet, bulgular, tablolar ve yanıt mektubundaki değerler birbirini tutuyor mu? Ek analizden sonra değişen bir sayı genellikle özette eski hâliyle kalır.
• Ondalık ve biçim: Derginin istediği ondalık basamak sayısı ve p değeri yazımı (p < ,001 gibi) tüm metinde aynı mı?
• Yöntem bölümü: Yeni eklenen her analiz (Holm düzeltmesi, duyarlılık analizi, MCAR testi) yöntemde de anılıyor mu?
• Yanıtsız yorum: Mektuptaki numaralandırma, karar mektubundaki bütün yorumları kapsıyor mu?
• Dosya sürümleri: Değişiklikleri izlenen ve temiz kopya ayrı ayrı yüklendi mi?

Sonuç olarak hakem revizyonu, istatistik açısından çoğu zaman yeni bir analiz yapmaktan çok eksik bilgiyi tamamlamaktır. Etki büyüklüğü, güven aralığı ve gerekçeli yöntem açıklamaları eklendiğinde makale hem hakem hem de okuyucu için daha şeffaf hâle gelir. Yine de kabul kararı her zaman editöre ve hakemlere aittir; sizin elinizde olan, her yorumu eksiksiz ve izlenebilir biçimde yanıtlamaktır.

Sık sorulan sorular

Hakem revizyonu için genellikle ne kadar süre verilir?
Süre derginin politikasına bağlıdır ve karar mektubunda yazar. Minör revizyonlarda genellikle daha kısa, majör revizyonlarda daha uzun süre tanınır. Ek analiz gerekiyorsa süre uzatma talebini son tarihten önce editöre nazikçe iletebilirsiniz.

Hakem gözlenen güç (post hoc power) istedi, ne yapmalıyım?
Gözlenen güç p değerinden türetildiği için ek bilgi vermez. Yanıtta bunu kibarca açıklayıp yerine duyarlılık analizi sunmak daha savunulabilir bir yoldur. Örneğin mevcut örneklemin %80 güçle saptayabileceği en küçük etkiyi raporlayabilirsiniz.

Ham veriye ulaşamıyorum, etki büyüklüğünü yine de hesaplayabilir miyim?
Evet. Bağımsız t testi için t değeri ve grup büyüklükleri, ANOVA için F değeri ve serbestlik dereceleri yeterlidir. Yazıdaki formüllerle d, g ve kısmi eta kare değerlerini makaledeki sayılardan hesaplayabilirsiniz.

Yanıt mektubu Türkçe mi İngilizce mi yazılmalı?
Makale hangi dilde değerlendiriliyorsa yanıt mektubu da o dilde yazılır. İngilizce bir dergide mektubun dili de İngilizce olmalıdır; teknik terimlerin makaledekiyle aynı kullanılmasına dikkat edin.

Revizyonda verdiğim yanıtlar makalenin kabul edileceği anlamına gelir mi?
Hayır. Revizyon sonrasında makale yeniden değerlendirilir ve karar editöre aittir. Eksiksiz ve gerekçeli yanıtlar değerlendirmeyi kolaylaştırır, ancak kabul için kesinlik sağlamaz.

İlgili rehberler ve hizmetler

• G*Power ile örneklem büyüklüğü hesaplama
• Mann-Whitney U ve Kruskal-Wallis yorumlama
• Normallik testi nasıl yapılır?
• SPSS ile lojistik regresyon analizi