Otizm spektrum bozukluğunda (OSB; Autism Spectrum Disorder, ASD) tanısal cinsiyet yanlılığı, tarama veya klinik değerlendirme sürecinin farklı cinsiyet gruplarında eşdeğer tanısal duyarlılık göstermemesiyle uyumlu sistematik performans farklılıklarını ifade eden bir değerlendirme problemidir. Bu sistematik derleme ve meta-analiz, OSB tanı ve tarama araçlarının kızlar ve kadınlardaki otistik sunumları erkeklerdeki daha dışa dönük ve tarihsel olarak prototip kabul edilen sunumlarla aynı biçimde yakalayıp yakalamadığını araştırmıştır. APA PsycINFO, ERIC, Dialnet ve PsicoDoc'ta 2015–2025 dönemi taranmış; 14 ampirik çalışma random-effects modeliyle birleştirilmiştir. Fisher r-to-z ölçeğindeki havuzlanmış etki 0,29'dur (%95 GA: 0,11–0,47; z = 3,11; p = 0,001).
Meta-analizdeki pozitif ortalama etki, kaynak yazarlarının yorumuna göre tanı süreçlerinin dışa dönük ve tarihsel erkek prototipine daha yakın OSB görünümlerini yakalama eğiliminde olmasıyla uyumludur. Kızlar ve kadınlarda daha az görünür sosyal güçlükler, içselleştirilmiş psikolojik sorunlar, toplumsal olarak olağan kabul edilebilen özel ilgi alanları ve sosyal kamuflajlama gibi özelliklerin standart değerlendirmede daha kolay gözden kaçabileceği tartışılmaktadır.
Bununla birlikte bulgular tek ve değişmez bir tanısal yanlılık büyüklüğü göstermemektedir. Çalışmalar arasındaki heterojenlik I² = %99,93 düzeyindedir ve %95 tahmin aralığı −0,40 ile 0,97 arasındadır. Dolayısıyla havuzlanmış 0,29 değeri bütün yaşlarda, araçlarda ve sağlık sistemlerinde aynı etkinin bulunacağını göstermez. Kaynağın kendi sınırlılık değerlendirmesine göre sonuçlar sistematik tanısal eşitsizliklerle uyumludur; ancak gözlenen bütün erkek-kadın farklılıklarının yalnız değerlendirme yanlılığından kaynaklandığını tek başına kesin biçimde kanıtlamaz.
Araştırma problemi
OSB tanısı standartlaştırılmış tarama ölçekleri, ebeveyn bildirimleri, yapılandırılmış klinik görüşmeler ve gözlemsel değerlendirmeler gibi farklı araçların birlikte kullanılmasına dayanabilir. Bu araçların önemli bir bölümü tarihsel olarak erkeklerin çoğunlukta olduğu örneklemler ve daha görünür, dışa dönük veya davranışsal olarak belirgin otistik profiller üzerinden geliştirilmiştir.
Bu tarihsel yapı, kızlarda ve kadınlarda ortaya çıkabilen daha ince veya farklı örüntülerin değerlendirme araçlarının eşik ve madde yapıları tarafından aynı duyarlılıkla yakalanıp yakalanmadığı sorusunu doğurmaktadır. Ancak erkekler ile kadınlar arasında bulunan her tanısal fark otomatik olarak “yanlılık” değildir. Gerçek prevalans farklılıkları, gelişimsel seyir, semptomların görünüm biçimi ve biyolojik risk faktörleri de gruplar arasındaki gözlenen farklılıklara katkı sağlayabilir.
Kaynak çalışmanın temel bilimsel problemi bu iki olasılığı ayırmaya yaklaşmaktır: Gözlenen farkların ne kadarı otizmin gerçekten farklı ortaya çıkmasından, ne kadarı değerlendirme sistemlerinin belirli fenotipleri daha kolay tanımasından kaynaklanıyor olabilir?
OSB Tanı Araçlarında Cinsiyet Yanlılığı Ne Anlama Gelir?
OSB tanı araçlarında cinsiyet yanlılığı, aynı tanısal sistemin cinsiyetle ilişkili farklı otistik sunumları eşdeğer biçimde yakalayamaması ve belirli fenotiplerin tanı eşiğini geçmesini sistematik olarak kolaylaştırıp diğerlerini zorlaştırmasıyla uyumlu performans farklılığını ifade eder. Bu meta-analizde gözlenen farklılıklar tanısal yanlılık hipotezini desteklemektedir; ancak çalışma bütün cinsiyet farklarının değerlendirme hatasından kaynaklandığını kesin biçimde kanıtlamamaktadır.
Neden özellikle kızlar ve kadınlar tartışılıyor?
Kaynakta tartışılan araştırmalar, otistik kızların ve kadınların daha az dışa dönük belirtiler gösterebildiğini, yapılandırılmış sosyal ortamlarda daha yüksek görünür sosyal yeterlilik sergileyebildiğini ve sosyal beklentilere uyum sağlamak amacıyla kamuflajlama stratejileri kullanabildiğini göstermektedir.
Bu durumda değerlendirme yalnız doğrudan gözlenebilir sosyal iletişim bozukluklarına, açık davranışsal farklılıklara veya klasik sınırlı-tekrarlayıcı davranış örüntülerine ağırlık veriyorsa daha içselleştirilmiş veya kompanse edilmiş otistik özelliklerin tanısal ağırlığı azalabilir.
Kaynak ayrıca bazı kızların tanı eşiğine ulaşabilmesi için daha yüksek semptom yükü, daha belirgin gelişimsel gecikme veya ek duygusal ve davranışsal sorunlar göstermesinin gerekebildiğini bildiren çalışmaları bir araya getirmektedir. Bu örüntü, tanısal sistemin yalnız “otizmin varlığını” değil, otizmin hangi biçimde görünür hale geldiğini de ölçüyor olabileceği tartışmasını güçlendirmektedir.
Hangi araçlar incelendi?
Dahil edilen araştırmalarda Social Communication Questionnaire (SCQ), Autism Diagnostic Observation Schedule (ADOS/ADOS-2), Developmental, Dimensional and Diagnostic Interview (DDDI), Q-CHAT ve farklı ebeveyn bildirimli davranışsal ölçümler kullanılmıştır. Bazı çalışmalar araçların doğrudan psikometrik özelliklerini değerlendirirken, bazıları yaş, tanı olasılığı, tanısal gecikme veya klinik gidiş gibi sonuçlardan yararlanmıştır.
Bu çeşitlilik meta-analizin kapsamını genişletirken aynı zamanda heterojenliği artırmaktadır. Havuzlanmış etki yalnız tek bir testin duyarlılığını veya özgüllüğünü temsil etmez; farklı araçlar, farklı sonuç değişkenleri ve farklı klinik süreçler üzerinden ölçülmüş daha geniş bir tanısal eşitsizlik sinyalini birleştirir.
Tanı eşiği ve semptom ağırlığı
Bazı dahil edilen çalışmalar, sınırlı ve tekrarlayıcı davranışların kızlarda tanı olasılığı üzerindeki öngörü ağırlığının erkeklerden farklı olabildiğini göstermiştir. Diğer büyük örneklem çalışmalarında kızların veya kadınların tarama eşiğini aşabilmesi için daha güçlü otistik özellikler ya da daha belirgin gelişimsel gecikmeler göstermesi gerekebildiği bildirilmiştir.
Bu sonuçların bilimsel anlamı “kızlarda otizm daha ağırdır” değildir. Daha doğru soru, mevcut değerlendirme sistemlerinin hangi semptom biçimlerini tanısal açıdan yüksek ağırlıklı kabul ettiğidir.
Kamuflajlama Tanısal Görünürlüğü Neden Azaltabilir?
Kamuflajlama veya masking, otistik özelliklerin sosyal ortamlarda bilinçli ya da bilinçsiz biçimde gizlenmesi, telafi edilmesi veya normatif davranışlara benzetilmesi için kullanılan stratejileri ifade eder. Değerlendirme kısa ve yapılandırılmış bir gözlem sırasında açık sosyal güçlükleri yakalamaya dayanıyorsa etkili telafi stratejileri semptomların gözlemci açısından görünürlüğünü azaltabilir; ancak bu meta-analiz kamuflajlamayı bütün tanısal eşitsizliklerin tek ve kesin mekanizması olarak göstermemektedir.
Kaynak tartışmasına göre kamuflajlama yalnız bireysel bir davranış olarak değil, değerlendirme aracının çalışma biçimiyle etkileşen bir değişken olarak düşünülmelidir. Bir kişi yüksek adaptasyon maliyeti ödeyerek sosyal olarak beklenen davranışı kısa bir klinik oturumda sürdürebiliyorsa doğrudan gözlemsel protokol gerçek yaşam güçlüklerinin tamamını yakalamayabilir.
Bu durum özellikle içselleştirilmiş sıkıntı, sosyal kaygı, yoğun zihinsel çaba ve sosyal telafi stratejilerinin belirgin olduğu profiller açısından önemlidir. Bununla birlikte kaynak, specialist assessment düzeyinde bu olguyu doğrudan inceleyen çalışmaların sayısının sınırlı olduğunu açıkça belirtmektedir.
Tanısal gecikmenin klinik önemi
Bazı uzunlamasına ve epidemiyolojik araştırmalar kızlarda daha geç tanı bildirmiştir. Dikkat çekici olarak bazı veriler, klinik değerlendirme başladıktan sonra değerlendirme süresinin mutlaka daha uzun olmadığını; farkın kişinin sisteme ne zaman yönlendirildiği ve hangi özelliklerle tanısal olarak görünür hale geldiği aşamalarında ortaya çıkabileceğini düşündürmektedir.
Bir dahil edilen aracılık analizinde doğumda kadın olarak atanan bireylerde daha geç OSB tanısının daha yüksek anksiyete ve depresyon düzeyleriyle dolaylı ilişki gösterdiği bildirilmiştir. Bu gözlemsel ilişki, geç tanının doğrudan anksiyete veya depresyona neden olduğunu tek başına kanıtlamaz; ancak tanı zamanlamasının psikolojik sonuçlarla birlikte değerlendirilmesi gerektiğini göstermektedir.
Çalışmanın desteklediği ve desteklemediği yorumlar
| Çalışmanın desteklediği | Çalışmanın desteklemediği |
|---|---|
| OSB tarama ve tanı süreçlerinde cinsiyetle ilişkili sistematik performans farklılıkları bulunmaktadır. | Bütün erkek-kadın tanı farklarının yalnız değerlendirme yanlılığından kaynaklandığı kesin olarak kanıtlanmamıştır. |
| Havuzlanmış meta-analitik etki pozitif yöndedir. | 0,29 değeri bütün testler ve bütün toplumlar için sabit bir yanlılık katsayısı değildir. |
| Kızlar ve kadınlarda daha ince veya içselleştirilmiş sunumların gözden kaçmasıyla uyumlu kanıt vardır. | Her otistik kız veya kadının kamuflajlama yaptığı gösterilmemiştir. |
| Tanısal gecikme bazı kadın/AFAB örneklemlerinde daha yüksek psikopatolojiyle ilişkilidir. | Meta-analiz tanısal gecikmenin psikiyatrik sorunlara doğrudan neden olduğunu kanıtlamaz. |
| Tanısal eşitsizlikler klinik ve population-based bağlamlarda görülebilmektedir. | İki bağlamda etkinin aynı büyüklükte olduğu gösterilmemiştir. |
| Tanı araçlarının cinsiyete duyarlı biçimde yeniden değerlendirilmesi için bilimsel gerekçe vardır. | Mevcut araçların bütünüyle geçersiz olduğu sonucuna varılamaz. |
Çalışmanın Yöntemi ve Bulguları
Çalışma tasarımı ve kayıt
Çalışma PRISMA 2020 önerileri doğrultusunda yürütülen sistematik derleme ve random-effects meta-analizidir. Protokol PROSPERO'ya CRD420261424446 numarasıyla retrospektif olarak kaydedilmiştir.
PECO çerçevesinde population, OSB şüphesiyle değerlendirilen veya otistik özellik taraması yapılan bireyleri; exposure, doğumda atanan cinsiyet ve/veya gender değişkenini; comparison, kız-oğlan veya AFAB-AMAB gruplarını; outcomes ise tanı olasılığı, araç performansı, tanısal eşik ve diferansiyel tanı tahmini gibi sonuçları kapsamıştır.
Literatür taraması
Tarama APA PsycINFO, Dialnet, PsicoDoc ve ERIC veri tabanlarında 2015'ten Aralık 2025'e kadar yapılmıştır. PsycINFO ve ERIC uluslararası psikoloji ve eğitim literatürünü, Dialnet ve PsicoDoc ise özellikle İspanyolca bilimsel üretimi kapsamak amacıyla seçilmiştir.
Nicel ampirik gözlemsel, klinik veya population-based araştırmalar dahil edilmiştir. Çalışmalarda OSB tarama ya da tanı aracı bulunması, cinsiyetle ilişkili performans farklarının değerlendirilmesi ve etki büyüklüğü hesaplamaya yeterli istatistiklerin raporlanması gerekmiştir. Nitel çalışmalar, tek olgular, anlatısal derlemeler, yalnız prevalansa odaklanan araştırmalar, cinsiyete göre ayrılmamış veriler, yeterli istatistik sunmayan çalışmalar ve hakemlikten geçmemiş preprintler dışlanmıştır.
PRISMA seçim süreci
| Aşama | Kayıt / çalışma sayısı |
|---|---|
| Veri tabanı aramasında belirlenen kayıt | 142 |
| Çıkarılan mükerrer kayıt | 11 |
| Mükerrerler sonrası kalan | 131 |
| İlk uygunluk aşamasında dışlanan | 16 |
| İleri değerlendirmeye kalan | 115 |
| Sistematik derleme/meta-analiz olduğu için dışlanan | 49 |
| Tam metin uygunluk değerlendirmesine kalan | 66 |
| Tam metin aşamasında dışlanan | 52 |
| Meta-analize dahil edilen | 14 |
Tam metin aşamasındaki 52 dışlamanın 35'i doğrudan OSB tanı araçlarındaki cinsiyet yanlılığını incelememiş, 10'u tarama sonucu veya araç kullanımına ilişkin gerekli veriyi sağlamamış, yedisi tarih kriterini karşılamamıştır.
Veri çıkarımı ve kalite değerlendirmesi
Her çalışmadan yazar, yayın yılı, ülke ve bağlam, araştırma tasarımı, toplam ve cinsiyete göre örneklem, yaş, kullanılan tanı/tarama aracı, istatistiksel yöntem ve ilgili etki istatistikleri çıkarılmıştır.
Metodolojik kalite, Critical Review Form—Quantitative Studies (CRF-QS) ile değerlendirilmiştir. Araç çalışma amacının açıklığını, tasarım uygunluğunu, örneklem tanımlamasını, ölçüm araçlarının geçerlik/güvenirliğini, istatistiksel yaklaşımı ve sonuçların yorumlanmasını değerlendirmektedir.
Kaynak Tablo 2'de dokuz çalışma düşük yanlılık riski, dört çalışma belirsiz risk ve bir çalışma orta risk kategorisindedir. CRF-QS puanları 12 ile 18 arasında değişmektedir. Bununla birlikte çalışma seçimi, veri çıkarımı, kalite değerlendirmesi ve risk-of-bias işlemleri tek araştırmacı tarafından yürütülmüştür.
İstatistiksel yaklaşım
Analizler Jamovi 2.5.6 ile gerçekleştirilmiştir. Çalışmalardan elde edilen korelasyon temelli etkiler Fisher r-to-z dönüşümüne aktarılmış ve random-effects modeliyle birleştirilmiştir. Kaynak dönüşüm formülünü açık biçimde yazmamaktadır; bu nedenle Verianla kaynakta bulunmayan bir denklem eklememektedir.
Random-effects yaklaşımı, bütün çalışmaların tek bir ortak gerçek etkiye sahip olduğu varsayımı yerine gerçek etkilerin çalışma bağlamlarına göre değişebileceğini kabul eder. Bu seçim, klinik örneklemden milyonlarca kişilik kayıt sistemlerine kadar uzanan son derece heterojen veri yapısıyla uyumludur.
Meta-Analizdeki 0,29'luk Havuzlanmış Etki Nasıl Yorumlanmalıdır?
0,29 değeri raw korelasyon değil, random-effects modelinde birleştirilen Fisher r-to-z ölçeğindeki ortalama etkidir ve pozitif yön kaynak yazarları tarafından dışa dönük, tarihsel olarak erkek prototipine daha yakın otistik sunumların tanısal olarak daha kolay yakalanmasıyla uyumlu görülmektedir. Ancak I² değerinin yaklaşık %99,93 olması ve tahmin aralığının −0,40 ile 0,97'yi kapsaması nedeniyle bu ortalama, bütün tanı araçlarında aynı büyüklükte ve aynı yönde bir etki bulunduğu şeklinde yorumlanamaz.
| İstatistik | Kaynakta raporlanan değer | Yorum |
|---|---|---|
| Dahil edilen çalışma | k = 14 | Meta-analitik kanıt tabanı |
| Etki tahmini aralığı | −0,22 ile 0,99 | Çalışmalar arasında geniş değişkenlik |
| Pozitif tahminlerin oranı | %93 | Çoğunluk aynı yönde; büyüklükler farklı |
| Havuzlanmış Fisher z | 0,29 | Pozitif ortalama etki |
| %95 güven aralığı | 0,11–0,47 | Ortalama etki sıfırın üzerinde |
| z testi | z = 3,11; p = 0,001 | Havuzlanmış ortalama sıfırdan farklı |
| τ² | 0,11 | Çalışmalar arası varyans |
| Cochran Q | Q(13) = 11.417,61; p < 0,0001 | Heterojenlik güçlü biçimde destekleniyor |
| I² | %99,93 | Sonuç bölümündeki değer; aşırı heterojenlik |
| %95 tahmin aralığı | −0,40–0,97 | Yeni/tekil bağlamda gerçek etkinin yönü bile değişebilir |
| Outlier | Belirlenmedi | Standartlaştırılmış artıklar eşik dışında değil |
| Cook's distance | Aşırı etkili çalışma yok | Tek bir çalışmanın tüm ortalamayı sürüklediğine dair sinyal yok |
I² = %99,93 Ne Anlama Gelir?
I² = %99,93, meta-analizde gözlenen etkiler arasındaki farklılığın çok büyük bölümünün yalnız örnekleme hatasıyla açıklanamayacak çalışmalar arası heterojenlikle uyumlu olduğunu gösterir. Bu kadar yüksek heterojenlikte havuzlanmış ortalama bilimsel olarak bilgi taşımaya devam etse de tek başına “tipik etki” gibi kullanılmamalı; kullanılan araç, yaş, örneklem, klinik bağlam, gelişimsel özellikler ve sonuç tanımı birlikte dikkate alınmalıdır.
Bu yorum özellikle %95 prediction interval'ın −0,40 ile 0,97 arasında olması nedeniyle önemlidir. Havuzlanmış ortalama pozitif olsa bile kaynak model, bazı tekil çalışma bağlamlarında gerçek etkinin negatif yönde bulunabileceğine izin vermektedir.
Forest plot ne gösteriyor?
Kaynağın 10. sayfasındaki Figure 2'de 14 bireysel çalışma ve random-effects havuzlanmış sonuç birlikte gösterilmektedir. Çalışma tahminlerinin grafikte geniş bir aralığa dağılması, I² değerinin neden çok yüksek olduğunu görsel olarak desteklemektedir. Karelerin büyüklüğü çalışma ağırlığını, yatay çizgiler güven aralıklarını, alttaki elmas ise havuzlanmış random-effects sonucunu temsil etmektedir.
Forest plot'un önemli mesajı yalnız “ortalama etki 0,29” değildir. Aynı zamanda çalışmaların birbirinin kopyası olmadığını, bazı tahminlerin sıfıra çok yakın olduğunu ve en az bir tahminin negatif yönde bulunduğunu gösterir.
Funnel plot ve olası yayın yanlılığı
Kaynak sonuçlar bölümünde funnel-plot asimetrisi için rank-correlation testi p = 0,002 ve regression testi p = 0,01 olarak raporlanmıştır. Bu sonuçlar olası küçük-çalışma veya yayın yanlılığı sinyaliyle uyumludur.
Bununla birlikte kaynak Table 3, regression testini p = 0,01 olarak korurken rank-correlation sonucunu “non-significant” diye belirtmektedir. Table 3 ayrıca I² değerini %99,94, ana sonuçlar bölümü ise %99,93 olarak vermektedir. Bu küçük fakat gerçek kaynak-içi farklılıklar sessizce birleştirilmemelidir.
Çalışma bağlamına göre alt gruplar
| Bağlam | k | Fisher z | %95 GA | p | τ² | I² | Q |
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Klinik | 5 | 0,237 | −0,150–0,624 | 0,231 | 0,188 | %94,98 | 79,68 |
| Population-based | 6 | 0,172 | 0,046–0,297 | 0,007 | 0,024 | %99,95 | 10.760,29 |
| Gruplar arası fark | — | 0,057 | −0,301–0,414 | 0,757 | — | — | — |
Klinik alt grup ortalaması pozitif olmakla birlikte istatistiksel olarak anlamlı değildir. Population-based alt grup pozitif ve anlamlıdır; fakat heterojenlik burada da %99,95'tir. En önemlisi iki alt grubun birbiriyle farkı anlamlı değildir. Dolayısıyla çalışmanın klinik ve toplum temelli ortamlar arasında güvenilir bir etki büyüklüğü farkı gösterdiği söylenemez.
Neden meta-regresyon yapılmadı?
Yalnız 14 çalışma bulunduğu için birden fazla moderatörü aynı anda içeren formal meta-regresyonun aşırı uyum ve kararsız tahmin riski taşıyacağı değerlendirilmiştir. Kaynak yaklaşık her kovaryat için on çalışma gereksinimine atıf yaparak meta-regresyondan kaçınmış ve yalnız çalışma bağlamına göre keşifsel alt grup analizi gerçekleştirmiştir.
Yaş, araç türü ve tasarım gibi diğer moderatörler için sağlam alt grup analizleri de veri dağılımı nedeniyle gerçekleştirilememiştir. Örneğin açık biçimde adolesan yaş grubuna giren yalnız bir çalışma bulunması, yaşa göre güvenilir bir sentezi engellemektedir.
Temel yöntemsel sınırlılıklar
| Sınırlılık | Sonucun yorumuna etkisi |
|---|---|
| Yalnız 14 çalışma | Moderasyon ve araç-spesifik analiz gücü sınırlıdır. |
| I² ≈ %99,93 | Tek havuzlanmış etki bütün bağlamları temsil edemez. |
| Tek araştırmacı tarafından çalışma seçimi | Seçim hatası ve seçim yanlılığı riskini artırabilir. |
| Tek araştırmacı tarafından veri çıkarımı ve kalite değerlendirmesi | Bağımsız doğrulama eksikliği veri çıkarım hatası riskini artırır. |
| Yalnız dört veri tabanı | MEDLINE veya Web of Science'a özgü bazı yayınlar kaçmış olabilir. |
| Farklı sonuç türlerinin birleştirilmesi | Pooled effect yalnız kategorik tanıyı değil, tarama skorlarını, eşikleri ve tanısal performans farklarını da içerir. |
| Bazı araştırmalar araç performansını dolaylı inceliyor | Kavramsal heterojenlik artar. |
| Çoğunlukla binary erkek-kadın karşılaştırmaları | Sonuçlar transgender, non-binary ve gender-diverse bireylere genellenemez. |
| Sex difference ile diagnostic bias ayrımı | Gözlenen her farkın değerlendirme sistemi tarafından üretildiği varsayılamaz. |
| Funnel-plot asimetrisi | Yayın veya küçük çalışma etkisi olasılığı göz ardı edilemez. |
Gelecek araştırmalar için çıkan yön
Kaynak yazarları yeni OSB değerlendirme araçlarının yalnız doğrudan gözlenebilir davranışlara değil, içsel süreçlere, adaptasyon maliyetine ve telafi stratejilerine de daha duyarlı hale gelmesi gerektiğini savunmaktadır. Mevcut araçların yeniden değerlendirilmesinde cinsiyete göre differential item functioning, eşik davranışı ve faktör yapısının değişmezliği gibi psikometrik sorular önem kazanmaktadır.
Uzunlamasına çalışmalar, cinsiyetle ilişkili tanısal farklılıkların gelişimin hangi döneminde oluştuğunu ve zaman içinde nasıl değiştiğini inceleyebilir. Bilişsel düzey, duygusal komorbidite ve sosyokültürel bağlam gibi moderatörlerin daha büyük veri setlerinde sistematik biçimde modellenmesi, bugün görülen aşırı heterojenliğin hangi bileşenlerden kaynaklandığını açıklamaya yardımcı olabilir.
Bu yaklaşımın amacı erkekler ve kadınlar için birbirinden tamamen farklı iki otizm tanısı oluşturmak değildir. Bilimsel hedef, otizm spektrumundaki fenotipik çeşitliliği daha az sistematik hata ile tanıyabilecek değerlendirme sistemleri geliştirmektir.
Kaynak ve Yöntem Notu
Özgün başlık: Gender Bias in ASD Diagnostic and Screening Tools: A Systematic Review and Meta-Analysis
Yazarlar: Ana Muiño Tato; Albert Marquès-Donoso; Juan Carlos Sánchez-Huete.
Sorumlu yazar: Albert Marquès-Donoso.
Kurumlar: Department of Psychology, UNIE, Madrid, Spain; Department of Social Sciences and Pedagogy, CES Don Bosco, Madrid, Spain.
Dergi: Psychiatry International.
Yayınevi: MDPI, Basel, Switzerland.
Yayın bilgisi: Psychiatry International, 2026, Cilt 7, Makale 145.
DOI: 10.3390/psychiatryint7040145
Resmî DOI bağlantısı: https://doi.org/10.3390/psychiatryint7040145
Gönderim tarihi: 13 Mayıs 2026.
Revizyon tarihi: 12 Haziran 2026.
Kabul tarihi: 25 Haziran 2026.
Yayın tarihi: 1 Temmuz 2026.
Kaynak türü: Sistematik derleme ve meta-analiz.
Raporlama standardı: PRISMA 2020.
PROSPERO kaydı: CRD420261424446; kaynak bunu retrospektif kayıt olarak belirtmektedir.
Arama kapsamı: APA PsycINFO, Dialnet, PsicoDoc ve ERIC; 2015–Aralık 2025.
Nihai çalışma sayısı: 14 ampirik çalışma.
Örneklem ölçeği: Dahil edilen bireysel çalışmalar N = 55 düzeyinden yaklaşık 3.000.000 kayıt içeren population-based araştırmalara kadar uzanmaktadır.
Meta-analiz modeli: Random-effects.
Etki metriği: Fisher r-to-z dönüştürülmüş katsayılar.
Yazılım: Jamovi 2.5.6.
Ana havuzlanmış sonuç: Fisher z = 0,29; %95 GA 0,11–0,47; z = 3,11; p = 0,001.
Heterojenlik: Ana sonuçlar bölümünde Q(13) = 11.417,61; p < 0,0001; τ² = 0,11; I² = %99,93.
Tahmin aralığı: −0,40–0,97.
Olası yayın yanlılığı: Ana sonuçlar bölümünde rank-correlation p = 0,002 ve regression p = 0,01 ile funnel-plot asimetrisi raporlanmıştır.
Kaynak-içi istatistiksel not: Table 3 I² = %99,94 vermekte ve rank-correlation testini “non-significant” olarak nitelendirmektedir; ana sonuçlar metni ise I² = %99,93 ve rank-correlation p = 0,002 bildirmektedir. Bu fark kaynakta bulunduğu biçimiyle korunmuştur.
Kalite değerlendirmesi: Critical Review Form—Quantitative Studies (CRF-QS).
Risk-of-bias alanları: seçim yanlılığı, ölçüm yanlılığı, confounding ve raporlama yanlılığı.
Ana bilimsel yorum: Toplu kanıt OSB tanı ve tarama süreçlerinde kızları ve kadınları dezavantajlı bırakabilecek sistematik tanısal farklılıklarla uyumludur; ancak aşırı heterojenlik ve sex-difference/diagnostic-bias ayrımı nedeniyle tek, evrensel ve kesin bir yanlılık büyüklüğü gösterilmemektedir.
Finansman: Centro de Enseñanza Superior Don Bosco. Makale işlem ücreti de aynı kurum tarafından 003-2026 numarasıyla finanse edilmiştir.
Etik kurul: Uygulanabilir değil; çalışma yayımlanmış araştırmaların sistematik derlemesi ve meta-analizidir.
Bilgilendirilmiş onam: Uygulanabilir değil.
Veri erişilebilirliği: Çıkarılmış etki büyüklükleri ve kodlama tabloları sorumlu yazardan talep edilebilir; özgün birincil veriler için ilgili temel yayınlara başvurulması gerekmektedir.
Çıkar çatışması: Yazarlar çıkar çatışması bildirmemiş; fon sağlayıcının çalışma tasarımı, veri analizi, yorum, yazım veya yayın kararında rolü olmadığı belirtilmiştir.
Lisans: Creative Commons Attribution (CC BY).
GenAI beyanı: Yazarlar Claude Sonnet 4.5'i metinsel açıklık, anlatım tutarlılığı ve dilsel ifade iyileştirmesi amacıyla kullandıklarını; araştırma kararlarının, istatistiksel analizlerin, ampirik yorumların ve bilimsel içeriğin kendileri tarafından oluşturulduğunu belirtmiştir.
Yazar katkıları: Kavramsallaştırma Ana Muiño Tato ve Albert Marquès-Donoso; metodoloji Ana Muiño Tato ve Albert Marquès-Donoso; formal analiz, araştırma, veri düzenleme ve görselleştirme Ana Muiño Tato; özgün taslak Ana Muiño Tato; gözden geçirme ve düzenleme üç yazar; çeviri ve dilsel uyarlama ile metodolojik uygunluk/final sürüm Albert Marquès-Donoso; süpervizyon Albert Marquès-Donoso tarafından gerçekleştirilmiştir.
Temel yöntemsel sınırlılıklar: Yüksek çalışmalar arası heterojenlik; yalnız 14 uygun çalışma; tek araştırmacılı seçim, veri çıkarımı ve kalite değerlendirmesi; yalnız dört veri tabanı; farklı sonuç türleri ve araçların aynı sentezde yer alması; bazı dolaylı tanısal göstergelerin dahil edilmesi; yaş, araç ve tasarım alt gruplarında veri yetersizliği; binary cinsiyet karşılaştırmalarının baskın olması; sex difference ile gerçek diagnostic bias arasındaki nedensel ayrımın tam olarak çözülememesi.
Verianla içerik yöntemi: Bu metin özgün makalenin tam çevirisi veya paragraf-paragraf yeniden yazımı değildir. Kaynak çalışmanın araştırma sorusu, yöntem yapısı, meta-analitik istatistikleri, şekillerinin bilimsel mesajı, kaynak-içi tutarsızlıkları, tartışma sınırları ve yöntemsel sınırlılıkları korunarak bağımsız Türkçe bilimsel öğrenme katmanı oluşturulmuştur.
Bir yorum bırakın
E-posta adresiniz yayınlanmayacaktır. Gerekli alanlar * ile işaretlenmiştir