Literatürde gerçekleştirilen araştırmalar, kendini saklamanın depresif belirtiler, kaygı, psikolojik sıkıntı ve fiziksel belirtilerle olumlu yönde; sosyal destek ve psikolojik yardım almayla olumsuz yönde ve sonuç olarak psikolojik uyumla doğrudan ilişkili olduğunu göstermektedir. Örneğin, Larson ve Chastain (1990) tarafından yapılan araştırmada, kendini saklamanın fiziksel ve psikolojik belirtilerle ilişkili olduğu ve kendini saklamanın depresyon, kaygı ve fiziksel belirtileri yordadığı bulunmuştur. Buna göre, kendini saklama eğilimi yüksek olan bireylerin daha depresif, daha kaygılı olduğu ve daha fazla fiziksel belirti gösterdiği belirlenmiştir. Benzer biçimde Cepeda-Benito ve Short (1998), kendini saklama ile depresyon arasında olumlu yönde ilişki olduğunu ve ayrıca, kendini saklama eğilimi yüksek olan bireylerin psikolojik yardım almaktan da uzak durduğunu bulmuştur. Uysal, Lin ve Knee (2010) ise kendini saklama ile öznel psikolojik iyi oluş arasında özerklik, yeterlik ve ilişkililik gibi doyurulmamış psikolojik ihtiyaçların aracı olduğunu belirlemiştir. Buna göre, kendini saklama eğilimleri yüksek olan bireyler psikolojik ihtiyaçlarını karşılayamamakta ve sonuç olarak, öznel iyi oluş düzeyleri azalmaktadır. Bir diğer araştırmada ise kendini saklamanın öznel iyi oluşla doğrudan ve kişilik özellikleri aracılığıyla dolaylı olarak ilişkili olduğu bulunmuştur (Wang, Qi, & Cui, 2014). Ayrıca bir meta-analiz çalışmasında işlevsel olmayan duygu düzenleme stratejileri, düşük sosyal destek ve romantik ilişki sağlığı, depresyon, anksiyete, stres, olumsuz sağlık davranışları, fiziksel belirtiler, psikolojik yardım almaya ilişkin olumsuz tutum, olumsuz psikoterapi süreci ve sonuçlarıyla ilişkili olduğu bulunmuştur (Larson et al., 2015).

Kendini saklamayla ilgili gerçekleştirilen araştırmalar bireylerin ait olduğu kültürün kendini saklama davranışını şekillendiren önemli faktörlerden biri olabileceğini göstermektedir (Masuda et al., 2012; Masuda & Boone, 2011; Yoo, Goh, & Yoon, 2005). Her ne kadar batı ülkelerinde farklı etnik gruplarda gerçekleştirilen araştırmalar kültürün bireylerin kendini saklama davranışlarını etkileyebileceğini gösterse de sonuçların Türk kültürü gibi diğer kültürlere genellenebilirliğine ilişkin kanıtlara ihtiyaç vardır. Cumhuriyetin kuruluşu ile hız kazanan modernleşme çabaları ve özellikle 90’lı yıllardan sonra Avrupa kültürel değerleri doğrudan ya da dolaylı olarak Türk insanının sosyal ve kültürel yaşamında derin değişikliklere neden olmuştur. Yıllar içerisinde yaşanan hızlı nüfus artışı, batı kültürel değerlerine yoğun bir şekilde kitle iletişim araçları aracılığı maruz kalma, kırsal kesimlerden kentsel kesimlere yaşanan yoğun göç, modernleşmeyi ve liberalizasyonu vurgulayan devlet politikaları nedeniyle hızlı ekonomik, sosyal, demografik ve kültürel değişimlere neden olmuştur. Her ne kadar çok sayıda Türk insanı toplulukçu değerlerini korusa da, bu durum, özellikle genç nesil için (Karakitapoğlu-Aygün & İmamoğlu, 2002) geleneksel Türk düşünce, tutum ve davranışlarıyla, batı düşünce, tutum ve davranışlarının karışımına yol açmıştır (İmamoğlu, 2003; Mocan-Aydın, 2000). Hoftede, Hofstede ve Minkov (2010) tarafından gerçekleştirilen araştırma sonuçlarına göre de Türkiye bireysellik toplulukçuluk sıralamasında listenin orta sıralarında (93 ülke arasında 37. sırada) yer almıştır. Bu nedenle, Türk toplumu ne tam olarak bireyselci ne de tam olarak toplulukçu bir toplumdur. Bu bağlamda Türk kültürü kendini saklamanın incelenebileceği eşsiz bir kültür konumundadır.

Araştırma kapsamında ele alınan kendini saklama kavramı Türk toplumu bağlamında değerlendirildiğinde, geleneksel Türk toplumunda Asya toplumlarına benzer şekilde kendini saklama kavramı duygusal kontrol kavramıyla benzerlik göstermektedir (Liao, Rounds, & Klein, 2005). Türk kültüründe, toplulukçu Asya kültürlerine benzer şekilde, duygusal ve bireysel olarak kendini iyi bir şekilde kontrol edebilen bireyler takdir edilirken, duygularını açık bir şekilde ifade eden, kendilerini aşırı bir şekilde açan bireyler, bireysel ve toplumsal uyumu bozan bir eylem gerçekleştirdiği için değersizleştirilme eğilimindedir (Masuda, Wendell, Chou, & Feinstein, 2010). Aynı zamanda Türk kültüründe bireylerin problemleri kendi başına çözebilmeleri bir güç ve olgunluk işareti olarak görülmektedir. Ayrıca, Türk kültüründe özellikle bireylerin kendisine yakın olan kişilerle ilişkisine önem vermesi (anne, baba, kardeş, eş) ve bu kişilerle iyi ilişkilere sahip olması ve bu yakın kişilerle iş birliğini, birlikteliği ve uyumu, aile şerefini ve itibarını koruması önemli değerler olarak kabul edilmekte ve çocukluk yıllarından itibaren bu değerler bireylere öğretilmektedir. Türk kültüründe çok sayıda birey sahip olduğu toplulukçu değerlerden dolayı gerçekleştireceği eylemlerde çoğunlukla bireysel ve kişisel amaçlarını değil ait olduğu grubun amaçlarını ve çıkarlarını ön planda tutmaktadır. Larson ve Chastain’e göre (1990) kendini saklama süreci birey bir sıkıntıya sahip olduğunda ya da olumsuz bir şekilde değerlendirdiği bir sırra sahip olduğunda, bunu başkalarından saklamayı ve kendini açma konusunda kişinin endişeli hissetmesini ve kendini açmaktan kaçınmasını gerektiren bir süreçtir. Bu bağlamda, kendini saklama Türk kültürü bağlamında değerlendirildiğinde bireyler için aile şerefini ve itibarını riske atabilecek ya da grup üyeleri arasında uyumu bozabilecek durumlarda uyum sağlayıcı bir eylem olabilmektedir.

Kendini saklama davranışıyla ilişkili olabilecek değişkenlerden biri cinsiyettir. Cinsiyet en kolay gözlenebilen bireysel farklılıklardan biri olduğundan kadınlar ve erkekler arasındaki bilişsel, kişilik özellikleri ve sosyal davranışlardaki benzerlikler ve farklılıklar araştırmacıların ilgi duyduğu bir konu olmuştur. Kendini saklamanın farklı örneklem gruplarında cinsiyetle ilişkisini inceleyen araştırmalar genel olarak kadınların ve erkeklerin kendini saklama düzeylerinin birbirine benzer olduğunu göstermektedir (Bathje, Kim, Rau, Bassiouny, & Kim, 2014; Kawamura & Frost, 2004; Kelly & Achter, 1995; Masuda & Boone, 2011; Mendoza, Masuda, & Swartout, 2015; Morgan, Ness, & Robinson, 2003; Omori, 2007; Tuliao, Velasquez, Bello, & Pinson, 2016; Wallace & Constantine, 2005; Wismeijer et al., 2008; Yukawa, Tokuda, & Sato, 2007). Ancak bazı araştırmalar kadınların kendini saklama düzeylerinin erkeklerden yüksek olduğunu (Mendoza, Goodnight, Caporino & Masuda, 2018), bazı araştırmalar ise erkeklerin kendini saklama düzeylerinin kadınlardan daha yüksek olduğunu göstermektedir (Cramer & Barry, 1999; Masuda et al., 2009). Araştırmalarda ortaya çıkan bu farklı sonuçlar araştırmaların farklı kültürlerde ve farklı etnik gruplarda gerçekleştirilmesiyle ilgili olabilir. Ancak bu farklı araştırma sonuçları kendini saklamadaki cinsiyet farklılıklarına ilişkin farklı araştırmaların gerekliliğini ortaya koymaktadır.

Kendini saklamayla ilişkili olabilecek değişkenlerden biri de daha önce psikolojik yardım alma deneyimi olabilir. Ancak daha önce psikolojik yardım alma deneyiminin kendini saklamayla ilişkisini inceleyen sınırlı sayıda araştırma mevcuttur ve bu araştırma sonuçları birbiriyle tutarsızdır (Mendoza et al., 2015; Morgan et al., 2003). Örneğin, Mendoza ve ark. (2015) üniversite öğrencileriyle gerçekleştirdiği bir araştırmada daha önce psikolojik yardım alan ve almayan bireylerin kendini saklama düzeylerinin birbirine benzer olduğunu bulmuştur. Ancak, Morgan ve ark. (2003), daha önce psikolojik yardım alan üniversite öğrencilerinin kendini saklama düzeylerinin daha önce psikolojik yardım almayan üniversite öğrencilerinden anlamlı bir şekilde yüksek olduğunu bulmuştur. Bu bağlamda, daha önce psikolojik yardım alma deneyiminin kendini saklama davranışıyla ilişkisini inceleyen farklı araştırmalara ihtiyaç vardır.

Türk kültüründe, kendini saklamayla ilişkili olabilecek değişkenlerden biri de saygınlığını yitirmedir. Saygınlık, bir kimsenin diğerlerinin gözünde oluşturmak, sürdürmek veya güçlendirmek istediği olumlu sosyal imaj olarak tanımlanmaktadır (Lin & Yamaguchi, 2011). Türk sosyal ilişkilerinde ise saygınlık, toplulukçu Asya kültürlerine benzer şekilde, başkaları tarafından iyi olarak algılanan sosyal rollerin gerçekleştirilmesiyle kazanılan prestij ve toplum içerisindeki sosyal pozisyonunu ifade etmektedir (Liao et al., 2005). Saygınlığını yitirme, bireyin söz konusu olumlu sosyal imajını veya öz-değerini yitirmeye yönelik bir tehdit olabilir (Bathje et al., 2014). Bütün kültürlerde saygınlığını yitirmenin kişiler arası ilişkileri düzenlemede önemli bir yere sahip olduğu öne sürülmektedir. Saygınlığını yitirme bireyin ait olduğu sosyal çevrenin, bireyin kendisi hakkında ne düşüneceğine ilişkin korkuları da beraberinde getirdiğinden; saygınlığını yitirme korkusu olan kişiler toplumsal normlara uymaya çalışır ve sosyal etkileşimi düzenleyen kişilerarası kuralları ihlal etmemek için de büyük çaba sarf ederler (Liao et al., 2005). Saygınlık-uzlaşma kuramına göre kendi saygınlıkları hakkında çok fazla kaygılanan bireyler potansiyel olarak saygınlık yitirmeye neden olabilecek durumlardan kaçınmak için kendi üzerlerinde sıradışı bir baskı yaratabilirler ve bu durum psikolojik sıkıntıya yol açabilir (Oetzel & Ting-Toomey, 2003). Bu doğrultuda, saygınlığını yitirme korkusu yüksek olan bireyler kişisel sorunlarının açıklanmasını aile üyeleri ve ait oldukları grup için damgalanmaya neden olan ve utanç kaynağı bir durum olarak algılamakta ve açık iletişime yönelik kendilerini rahat hissetmemekte ve bunun sonucu olarak kendilerini saklayabilmektedir.

Yapılan araştırmalarda, saygınlığını yitirmenin kendini saklamayla ve bununla ilişkili diğer olumsuz sonuçlarla ilişkili olduğu görülmektedir. Örneğin, Mak ve Chen (2006) tarafından gerçekleştirilen araştırmada saygınlığını yitirme korkusu yüksek olan bireylerin daha fazla psikolojik sıkıntısı olduğu bulunmuştur. Bir başka araştırmada, saygınlığını yitirme korkusu arttıkça kendini saklamanın arttığı belirlenmiştir (Zayco, 2009). Benzer olarak, Bathje ve ark. (2014) psikolojik yardım almaya ilişkin tutumla ilişkili değişkenleri inceledikleri araştırmalarında kendini saklama ile saygınlığını yitirme kaygısı arasında orta düzeyde olumlu bir ilişki olduğunu bildirmiştir.

Türk kültüründe, kendini saklamanın ilişkili olabileceği bir diğer değişken benlik saygısıdır. En genel tanımıyla benlik saygısı kişinin bir obje olarak kendine yönelik olumlu ya da olumsuz tutumu olarak tanımlanmaktadır (Rosenberg, 1965). Yüksek gerbenlik saygısının bireyleri çeşitli psikopatolojik belirtileri geliştirmekten koruduğu buna karşın benlik saygısı düşük olan bireylerin kendilerini psikopatolojiden koruyacak yeterli kaynaklardan yoksun olduğu belirtilmektedir (Zeigler-Hill, 2011). Bajaj, Gupta ve Pande (2016) ise yüksek benlik saygısı bireyin iyi oluşunu güçlendirmede önemli bir role sahiptir ve olumsuz duyguları azaltmaya yardımcı olmaktadır. Araştırmalar yüksek benlik saygısının düşük düzeyde madde kötüye kullanımı, suça yönelik davranışlar ve saldırganlık, düşük düzeyde ruh sağlığı problemleri, olumlu kişilerarası ilişkiler, yüksek düzeyde fiziksel sağlık değerlendirmeleri, yüksek düzeyde akademik başarı gibi öznel iyi oluşu ve psikolojik uyumu artıran bir dizi değişkenle ilişkili olduğunu göstermektedir (Kısa bir literatür taraması için: Zeigler-Hill, 2013)

Bireylerin benlik saygısına yönelik tehdit yüksek olduğunda kişinin kendi kendini kontrole yönelik başa çıkma mekanizmasını kullanma eğilimini artırabilir ve bu durum kendini saklama eğilimiyle ilişkili olabilir. Kendini saklama ve benlik saygısını ele alan araştırmaların birinde, kendini saklama puanları yüksek olan bireylerin olumsuz benlik saygısı puanlarının da yüksek olduğu görülmüştür (Ichiyama et al., 1993). Benzer bir diğer araştırmada ise sıkıntılarını açığa vurmamanın benlik saygısındaki negatif yönde değişimi yordadığı belirlenmiştir (Kahn & Hessling, 2001).

Yapılan araştırmalar ruh sağlığı sorunlarının yarısından fazlasının 24 yaşından önce başladığını göstermektedir (Kessler et al., 2007; Wang et al., 2005). Benzer şekilde, araştırmalar üniversite öğrencilerinin üniversite yaşamına girmesiyle birlikte, ruh sağlığını olumsuz etkileyebilecek birçok farklı etmene maruz kaldığını ve akademik, duygusal, ekonomik ve sosyal alanlarda bazı problemler yaşadığını göstermektedir (Koydemir, Erel, Yumurtacı, & Şahin, 2010; Topkaya & Meydan, 2013). Araştırmalar aynı zamanda, bu ruh sağlığı problemleri tedavi edilmediğinde, eğitsel kazanımlar (Mojtabai et al., 2015), akademik başarı (Keyes et al., 2015), okul bırakma (Melkevik, Nilsen, Evensen, Reneflot ve Mykletun, 2016), sosyal ilişkilerde bozulmalar (Idstad et al., 2015), madde kötüye kullanımı (Weitzman, 2004), iş gücü piyasasında ekonomik kayıplar (Banerjee, Chatterji & Lahiri, 2015) gibi istenmeyen bazı psikolojik, sosyal ve ekonomik sonuçları doğurabileceğini göstermektedir. Kendini saklamanın bir dizi olumsuz ruh sağlığı göstergesiyle ilişkili olduğu dikkate alındığında, üniversite öğrencilerinde kendini saklamayla ilişkili değişkenlerinin neler olduğunun belirlenmesi önem kazanmaktadır. Yapılan araştırmalar değerlendirildiğinde cinsiyet, daha önce psikolojik yardım alma deneyimi, benlik saygısı, saygınlığı yitirme kaygısı ve kendini saklama arasındaki ilişkilerin ülkemizde bir bütün olarak ele alındığı üniversite öğrencileriyle gerçekleştirilmiş bir çalışmaya rastlanmamıştır. Bu doğrultuda bu araştırmanın amacı üniversite öğrencilerinin kendini saklama eğilimlerinin cinsiyet, daha önce psikolojik yardım alma deneyimi, benlik saygısı ve saygınlığını yitirme kaygısıyla ilişkisini incelemektir.

Araştırma Örneklemi
Araştırmanın örneklemini, Orta Karadeniz Bölgesi’nde bir üniversitenin farklı fakültelerine devam etmekte olan 334 üniversite öğrencisi oluşturmuştur. Öğrenciler uygun örnekleme yöntemiyle seçilmiştir. Bu örnekleme yöntemi araştırmacıların ulaşılmak istenilen evrene kolay erişilebilirlik, zaman, maliyet gibi faktörleri dikkate alarak araştırma amacına uygun bireyleri araştırma örneklemine dâhil ettiği olasılığa dayalı olmayan örnekleme türlerinden biridir (Howitt & Cramer, 2014). Tablo 1’de araştırma örneklemini oluşturan üniversite öğrencilerine ilişkin betimsel istatistikler yer almaktadır.

Büyütmek İçin Tıklayın

Tablo 1: Araştırma Örneklemine İlişkin Betimsel İstatistikler

Araştırma örneklemini oluşturan öğrencilerin 220’si (%66) kadın ve 114’ü (%34) erkektir. Örneklemi oluşturan öğrencilerden yaşını bildiren öğrencilerin yaş aralığı 17 ile 42 arasında değişmekte olup ortalama yaşları 21.05’tir (standart sapma= 3.13). Öğrencilerden 43’ü (%14) yaşını bildirmemiştir. Sınıf düzeyine göre ise öğrencilerin büyük bir kısmı birinci sınıf öğrencisiyken (n=149, %45), bu öğrencileri dördüncü sınıf öğrencileri (n=130, %39) ve üçüncü sınıf öğrencileri takip etmektedir (n=55, %16). Son olarak, öğrencilerin 277’si (%83) daha önce bir ruh sağlığı uzmanından psikolojik yardım almamışken, 57’si (%17) daha önce bir ruh sağlığı uzmanından psikolojik yardım almıştır.

Ölçekler
Kişisel Bilgi Formu (KBF): Araştırmacılar tarafından geliştirilen bu form öğrencilerin cinsiyeti, yaşı, sınıf düzeyi ve daha önce bir ruh sağlığı uzmanından psikolojik yardım alma durumu hakkında bilgi almak amacıyla kullanılmıştır.

Kendini Saklama Ölçeği (KSÖ): Öğrencilerin kendini saklama düzeylerini belirlemede Larson ve Chastain (1990) tarafından geliştirilen Türkçe diline uyarlama, geçerlilik ve güvenirlilik çalışmaları Terzi, Güngör ve Erdayı (2010) tarafından gerçekleştirilen KSÖ kullanılmıştır. KSÖ bireylerin kendileriyle ilgili sırlarını, yaşadığı kötü olayları, olumsuz düşüncelerini saklama eğilimlerini belirlemeye yönelik on maddeden oluşan beşli Likert tipi bir ölçektir. KSÖ’de katılımcılar her bir ölçek ifadesinin kendileri için ne düzeyde uygun olduğunu kesinlikle katılmıyorum (1)’dan kesinlikle katılıyorum (5)’a kadar uzanan seçeneklerinden birini işaretleyerek belirtmektedir. Ölçekten alınabilecek puanlar 10 ile 50 arasında değişmekte olup ölçekten alınan yüksek puanlar kişinin kendini saklama eğiliminin yüksek olduğuna işaret etmektedir.

Ölçeğin, Türkçe diline uyarlama çalışmaları farklı araştırmacılar tarafından gerçekleştirilmiştir. Terzi ve ark. (2010) tarafından ölçeğin yapı geçerliliği, aykırı ölçekler geçerliliği, Cronbach alfa iç tutarlılık katsayısı ve test tekrar test güvenirliliği incelenmiştir. Terzi ve ark. (2010) tarafından açımlayıcı faktör analizi sonucu bildirilen madde faktör yük değerleri .54 ile .82 arasında değişmektedir. Araştırmacılar açımlayıcı faktör analizi sonucunda ölçeğin iki faktörden oluştuğunu ancak birinci faktördeki madde faktör yük değerlerinin yüksek olması ve açıklanan varyans oranının yüksek olması nedeniyle tek faktörlü olarak kullanılabileceği bildirilmiştir. Ölçeğin, araştırmacılar tarafından gerçekleştirilen aykırı ölçekler geçerliliği çalışmasında kendini açma ölçeğiyle düşük düzeyde negatif yönde ilişki gösterdiği bildirilmiştir (r= -.27). Ölçeğin iki hafta arayla uygulanması sonucu ulaşılan test-tekrar test güvenirliliği .72 olarak bildirilmiştir. Aynı zamanda Terzi ve ark. (2010) tarafından bildirilen Cronbach alfa iç tutarlılık katsayısı .72’dir.

KSÖ Doğrulayıcı Faktör Analizi ve Güvenirliliği
Daha önceki gerçekleştirilen araştırmalar KSÖ’nün faktör yapısı için (örneğin, Cramer & Barry, 1999; Larson & Chastain, 1990; Terzi et al., 2010) tutarsız sonuçlar verdiğinden ve Terzi ve ark. (2010) tarafından gerçekleştirilen araştırma sadece eğitim fakültesi öğrencileriyle gerçekleştirildiğinden bu araştırma da KSÖ’nün faktör yapısı ve güvenirliliği farklı bölümlere devam eden üniversite öğrencilerinde yeniden incelenmiştir. Geliştirilen ölçeklerin yapı geçerliliğini incelemek amacıyla alan yazınında açımlayıcı ve doğrulayıcı faktör analizlerinden yararlanılmaktadır. Ancak açımlayıcı faktör analizi belirli bir teorik yapı oluşturulması ya da başka bir anlatımla ölçeğin ilk geliştirme aşamasında sıklıkla uygulanan birçok değişkenli istatistikken, doğrulayıcı faktör analizi var olan teorinin test edilmesinde kullanılan çok değişkenli bir istatistiktir (Keith, 2019). DFA aynı zamanda araştırmacıların ölçeklerin faktör yapısını açıklamaya yönelik çok sayıda alternatif modelin verilerle uyumunu eş zamanlı olarak test etmesine ve değerlendirmesine imkân sağlaması nedeniyle açımlayıcı faktör analizine göre daha avantajlıdır. Bu nedenle, bu araştırmada KSÖ’nün faktör yapısının test edilmesinde DFA kullanılmıştır.

Bu araştırmada beş farklı model test edilmiştir. Larson ve Chastain (1990) tarafından önerilen tek faktörlü model (Model 1), tek faktörlü modelin artık değerlerinin ve modifikasyon önerilerinin incelenmesi sonucu teorik olarak uyumlu ve mantıksal açıdan tutarlı gerekli değişikliklerin yapılabilmesine imkan veren Model 2, Terzi ve ark. (2010) tarafından temel bileşenler analizi sonucu ulaşılan iki faktörlü model (Model 3), Cramer ve Barry (1999) tarafından temel eksenler analizi sonucu ulaşılan iki faktörlü model (Model 4) ve Wismeijer ve ark. (2008) tarafından temel bileşenler analizi sonucu ulaşılan iki faktörlü model (Model 5) test edilmiştir. Terzi ve ark. (2010) tarafından gerçekleştirilen analiz sonuçlarında ikinci faktör 5., 6., 7. maddelerden oluşurken, Cramer ve Barry (1999) tarafından gerçekleştirilen analizler sonucunda birinci faktör 1., 2., 4., 8. ve 9. maddelerden oluşmuş, ikinci faktör ise 3., 5., 6., 7., 10. maddelerden oluşmaktadır. Wismeijer ve ark. (2008) tarafından gerçekleştirilen analiz sonucunda ise birinci faktör 1., 2., 4., 7., 8., 9. maddelerden, ikinci faktör 3., 5., 6., 10. maddelerden oluşmaktadır.

Tüm doğrulayıcı faktör analizi modelleri Mplus 7.4 (Muthén ve Muthén, 1998-2015) programında ortalamaya ve varyansa göre düzeltilmiş maksimum olabilirlik (MLMV) tahmin yöntemi kullanılarak test edilmiştir. MLMV tahmin yöntemi ölçek maddelerinin normal dağılım göstermemesine karşı maksimum olabilirlik parametre ve standart hata tahminleri yapan ve ortalamaya ve varyansa göre düzeltilmiş ki-kare sonuçlarını rapor eden bir tahmin yöntemidir (Muthén & Muthén, 1998-2015). Doğrulayıcı faktör analizlerinde test edilen modellerinin verilerle uyumu, uyum iyiliği indeksleri aracılığıyla incelenmektedir. Bu araştırmada Ki-kare (χ2) uyum iyiliği indeksi, Karşılaştırmalı Uyum İndeksi (CFI), Tucker-Lewis Index (TLI), Standardize Edilmiş Ortalama Hataların Karekökü (SRMR), Yaklaşık Hataların Ortalama Karekökü (RMSEA) uyum iyiliği indeksleri kullanılmıştır. Alan yazınında uyum iyiliği indeksi değerlerinin iyi uyum ve mükemmel uyumu gösteren değerleri konusunda görüş birliği olmamasına rağmen, .90 ve üzeri CFI ve TLI değerleri, .10’dan küçük ancak .05’ten büyük RMSEA değerleri, .10’dan küçük ancak .08’den büyük SRMR değerleri iyi uyuma işaret etmektedir. Mükemmel model veri uyumuna ise .95 ve üzeri CFI ve TLI değerleri, .05 altı RMSEA ve .08 altı SRMR değerleri işaret etmektedir (Keith, 2019; Kline, 2016). Diğer uyum iyiliği indekslerinden farklı olarak RMSEA uyum indeksi değerinin güven aralıkları hesaplanabildiğinden bu değerin .05’ten anlamlı bir şekilde farklılaşıp farklılaşmadığı hesaplanabilmektedir (Keith, 2019). Anlamsız bir olasılık değeri (p> .05) RMSEA değerinin .05’ten anlamlı bir şekilde yüksek olmadığına, başka bir ifadeyle model veri uyumunun mükemmel olduğuna işaret etmektedir.

KSÖ alternatif modelleri için gerçekleştirilen DFA sonuçları Tablo 2’de görülmektedir. Tablo 2’de görüldüğü gibi tek faktörlü modelin model veri uyumunun yeterli düzeyde olduğu görülmüştür. Ancak oluşturulan tek faktörlü modelin artık değerleri ve modifikasyon indeksleri incelendiğinde benzer ifadeler içeren ve sırların paylaşılmasıyla ilgili anlamsal açıdan birbirine benzer dokuzuncu (“Sırlarım, başkalarıyla paylaşılamayacak kadar utanç verici.”) ve onuncu maddelerin (“Kendimle ilgili hiçbir zaman başkalarıyla paylaşamayacağım olumsuz düşüncelerim var.”) model veri uyumunu belirgin bir şekilde olumsuz etkilediği görülmüştür. Bu nedenle, Model 2’de dokuzuncu ve onuncu maddelerin hata terimlerinin ilişkili olmasına izin verilerek yeniden model veri uyumu incelenmiş ve bu modelin verilere mükemmel uyum gösterdiği görülmüştür. Terzi ve ark. (2010) tarafından önerilen iki faktörlü yapı (Model 3) iyi düzeyde veri uyumu göstermesine rağmen, gizil değişkenler arasında çok yüksek düzeyde korelasyon olduğu (r= .914) gözlemlenmiştir. Ayrıca Model 3, Model 2 ile karşılaştırıldığında model veri uyumunda belirgin bir artış meydana getirmemiştir. Cramer ve Barry (1999) tarafından önerilen model, ilk olarak tahmin edildiğinde (Model 4) gizil değişkenler arasındaki korelasyon değerleri 1’den büyük olduğu için model tahmin edilememiştir. Bu nedenle, gizil faktörler arası korelasyon değerleri .99’a sabitlenmiş ve model yeniden tahmin edilmiştir. Bu modelin model veri uyumu bir bütün olarak kabul edilebilir düzeyde olmasına rağmen, Model 2 ile karşılaştırıldığında model veri uyumunda belirgin bir artış gözlenmemiştir. Benzer şekilde, Wismeijer ve ark. (2008) tarafından önerilen modelde (Model 5) gizil değişkenler arasındaki korelasyon değerleri 1’den büyük olduğu için model tahmin edilememiştir. Bu nedenle, Model 4’te olduğu gibi gizil değişkenler arasındaki korelasyon değeri .99’a sabitlenmiş ve model tahmin edilmiştir. Bu model de Model 2 ile karşılaştırıldığında model veri uyumunu belirgin bir şekilde artırmamıştır. Ayrıca Terzi ve ark. (2010), Cramer ve Barry (1999) ve Wismeijer ve ark. (2008) tarafından önerilen iki faktörlü modellerde gizil değişkenler arasında çok yüksek düzeyde korelasyon olması modellerin iki ayrı gizil değişkeni ölçmediğine modelin tek faktörlü bir gizil değişken olarak daha anlamlı bir bütün olduğuna işaret etmektedir.

Büyütmek İçin Tıklayın

Tablo 2: KSÖ Alternatif Modeller DFA Sonuçları

Sonuç olarak, DFA bulguları KSÖ’nün faktör yapısının bu örneklemde en iyi şekilde dokuzuncu ve onuncu maddelerin hata terimlerinin ilişkili olmasına izin verilerek oluşturulan tek faktörlü bir yapıyla açıklandığını göstermektedir. Tablo 3’de Model 2’nin standardize edilmiş madde faktör yük değerleri, bu maddelerin standart hataları, z değerleri ve gizil değişkenin her bir maddede açıkladığı varyans oranları (R2) ve güvenirlilik analizleri sonuçları görülmektedir. Tablo 3’te görüldüğü gibi KSÖ standardize edilmiş madde faktör yük değerleri .463 ile .744 arasında değişmekte iken, maddelerin z -değerleri 7.999 ile 25.246 arasında değişmekte olup maddelerin tamamının z-değerleri en az p< .001 düzeyinde anlamlıdır. Madde R2 değerleri ise .214 ile .557 arasında değişmektedir. KSÖ’nin güvenirliliği madde toplam korelasyonları, maddeler arası ortalama korelasyon ve Cronbach alfa iç tutarlılık katsayısı kullanılarak incelenmiştir.

Büyütmek İçin Tıklayın

Tablo 3: Kendini Saklama Ölçeği’nin DFA ve Güvenirlilik Analizi Sonuçları

Gerçekleştirilen güvenirlilik analizleri sonucunda madde toplam korelasyon değerlerinin .424 ile .694 arasında değiştiği, ölçek maddeleri arasındaki ortalama korelasyon değerinin .40 olduğu bulunmuştur. Genel bir kural olarak madde-toplam korelasyon değerlerinin .30 ve üzerine olması ölçek maddelerinin yeterli düzeyde madde ayırt ediciliğine sahip olduğunu göstermektedir (Field, 2013). Bu bağlamda, KSÖ’nün tüm maddelerinin yeterli düzeyde madde ayırt ediciliğine sahip olduğu söylenebilir. Maddeler arası ortalama korelasyon değeri için Clark ve Watson (1995) minimum .15-.20 aralığında olmasını önermektedir. Bu bağlamda KSÖ maddeleri arasındaki ortalama korelasyon değerinin yeterli düzeyde olduğu söylenebilir. KSÖ’nin Cronbach alfa iç tutarlılık katsayısı ise .87’dir. Aynı zamanda, araştırmacılar .70 ve üzeri Cronbach alfa iç tutarlılık katsayısına sahip ölçeklerin araştırma amacıyla kullanılabileceğini belirtmektedir (DeVellis, 2012; Nunnally & Bernstein, 1994). Bu bağlamda, KSÖ araştırma amacıyla kullanılabilir. Son olarak, KSÖ’nin geçerliliği ve güvenirliliğine ilişkin bulgular bir bütün olarak değerlendirildiğinde ise Terzi ve ark. (2010) tarafından Türkçe diline uyarlanan ölçeğin tek faktörlü bir yapıya sahip ve farklı fakültelere devam eden üniversite öğrencilerinde kullanılabilecek geçerli ve güvenilir bir ölçme aracı olduğu söylenebilir.

Rosenberg Benlik Saygısı Ölçeği (RBSÖ): Üniversite öğrencilerinin benlik saygısı düzeylerini belirlemek amacıyla RBSÖ (Rosenberg, 1965) kullanılmıştır. Ölçeğin ülkemizde geçerlilik ve güvenirlilik çalışmaları Çuhadaroğlu (1986) tarafından gerçekleştirilmiştir. Ölçeğin geçerliliği psikiyatrik görüşmeler aracılığıyla incelenmiş ve .71 olarak bildirilmiştir. Ölçeğin bir ay ara ile bildirilen test-tekrar test güvenirliliği .75’tir (Çuhadaroğlu, 1986). RBSÖ on maddeden oluşan dörtlü Likert tipi bir ölçektir ve katılımcılar her bir ölçek maddesinin kendileri için ne düzeyde uygun olduğunu Çok Yanlış (1)’tan Çok Doğru (4)’ya uzanan seçeneklerinden birini işaretleyerek belirtmektedir. Ölçekte beş madde tersten kodlanmaktadır. Tersten kodlanan maddeler toplam puan alınmadan önce düz madde haline çevrilmekte ve sonrasında toplam puan alınmaktadır. Ölçekten alınabilecek puanlar 10 ile 40 arasında değişmektedir. Ölçekten alınan puanların artması bireylerin benlik saygısı düzeylerinin arttığına işaret etmektedir. Ölçekten örnek bir madde ‘‘Genelde kendimi başarısız bir kişi olarak görme eğilimindeyim.’’ şeklindedir. Ölçeğin bu çalışma için hesaplanan Cronbach alfa iç tutarlılık katsayısı .83’tür.

Saygınlığını Yitirme Kaygısı Ölçeği (SYKÖ): Üniversite öğrencilerinin saygınlığını yitirmeyle ilgili durum ve davranışlardan kaçınma düzeylerini belirlemek amacıyla Zane ve Yeh (2002) tarafından geliştirilen geçerlilik ve güvenirlilik çalışmaları ülkemizde Topkaya ve Yaka (2013) tarafından gerçekleştirilen SYKÖ kullanılmıştır. SYKÖ tek faktörlü bir yapıyı ölçmekte olup 21 maddeden oluşmaktadır. Katılımcılar bu maddelere kesinlikle katılmıyorum’dan (1) kesinlikle katılıyorum’a (7) uzanan yedili Likert tipi bir ölçekte cevaplamaktadır. Ölçekte tersten kodlanan madde yoktur. Ölçekten alınabilecek puanlar 21 ile 144 arasında değişmekte olup alınan puanların artması bireyin saygınlığını yitirmeyle ilgili durum ve davranışlardan kaçınma düzeylerinin yükseldiğine işaret etmektedir. Ölçeğin Topkaya ve Yaka (2013) tarafından üç hafta arayla 105 kişi üzerinde uygulaması sonucu bildirilen test tekrar test güvenirliliği .70 ve Cronbach alfa iç tutarlılık katsayısı ise .84’tür. Ölçeğin bu çalışma için hesaplanan Cronbach alfa iç tutarlılık katsayısı .84’tür. Ölçekten örnek bir madde: ‘‘Diğer insanlarla bir araya geldiğimde, benden beklentileri hakkında kaygılanırım.’’ şeklindedir.

İşlem
Uygulamalar araştırmacılar tarafından üniversite görevli öğretim elemanlarının isteği doğrultusunda, dersten önce ya da ders sonlarında gerçekleştirilmiştir. Öğrencilere araştırmaya katılımın gönüllü olduğu, verilen cevapların gizli kalacağı, verilerin araştırma amacı dışında kullanılmayacağı ve araştırmanın başlangıcında, ortasında ya da sonunda herhangi bir yaptırıma uğramadan araştırmadan çekilebilecekleri hakkında bilgi verilmiştir. Tüm öğrenciler araştırmaya gönüllü olarak katılmış ve araştırmaya katılmayı reddeden bir öğrenci olmamıştır. Veri toplama araçlarını öğrenciler yaklaşık olarak yirmi dakika içerisinde cevaplamıştır.

İstatistiksel Analiz
Tüm istatistiksel işlemler SPSS 23 veri analizi programında gerçekleştirilmiştir. Analizler gerçekleştirilmeden önce Tabachnick ve Fidell’in (2012) önerileri doğrultusunda başlangıç analizleri gerçekleştirilerek sırasıyla verilerin doğruluğu, kayıp ve aykırı değerler kontrol edilmiş ve kullanılan analizlerin varsayımları incelenmiştir. İlk olarak veri toplama araçları 417 katılımcı tarafından cevaplanmasına rağmen, veri toplama araçlarının büyük bir kısmını cevaplamayan katılımcıların (n=28), ya da anormal cevaplama örüntüsüne sahip katılımcıların çıkarılmasını takiben (n=48) veri analizi için uygun 341 katılımcı olduğu tespit edilmiştir. Verilerin doğruluğunu incelemek amacıyla veri setindeki tüm değişkenlerin frekans dağılımları, minimum ve maksimum değerleri incelenmiş ve tüm değişkenlerin beklenen değer aralıklarında olduğu görülmüştür. İkinci aşamada veri setindeki kayıp değerler incelenmiştir. Veri setindeki kayıp değer miktarının cinsiyet, daha önce psikolojik yardım alma deneyimi, KSÖ, RBSÖ, SYKÖ maddelerinde %0 ile %2.6 arasında değiştiği görülmüştür. Veri setindeki bu kayıp değerlerinin dağılımının incelemek amacıyla gerçekleştirilen Little’s MCAR (Little, 1988) testi sonucunda kayıp değerlerin tamamen tesadüfi dağıldığı görülmüştür (Little’s χ2(1925) =1944.80, p= .371). Veriler tamamen tesadüfi dağıldığında kayıp değerlere sahip verileri analizden çıkarma, ortalamaya dayalı değer atama, medyan değer atama gibi kayıp değerlerin tahmin edilmesinde kullanılan geleneksel yöntemler ya da maksimum olabilirlik, çoklu veri atama gibi modern kayıp değer tahmin yöntemleri kayıp değer atama işlemlerinde kullanılabilmektedir (Enders, 2010; Graham, 2009; Schafer & Graham, 2002). Bu araştırmada kayıp değer atama işlemlerinde maksimum olabilirlik temelli bir kayıp değer tahmin yöntemi olan beklenti-maksimizasyon (Expectation-Maximization) algoritması kullanılarak kayıp değer atama işlemi gerçekleştirilmiştir. Üçüncü aşamada veri setindeki aykırı değerler incelenmiş ve benlik saygısı ölçeğinden bir, saygınlığını yitirme kaygısı ölçeğinden iki tek değişkenli aykırı değer ve dört çok değişkenli aykırı değer veri setinden çıkarılmıştır (Raykov & Marcoulides, 2012). Sonuç olarak 334 katılımcı ile analizler gerçekleştirilmiştir.

Uygun olan analizlerde normallik, varyansların homojenliği, doğrusallık, regresyon hatalarının normalliği, hataların sabitliği, çoklu doğrusallık varsayımların incelenmesini ve karşılandığını görülmesini takiben (Ho, 2014; Tabachnick & Fidell, 2012) kendini saklama puanların cinsiyete ve daha önce psikolojik yardım alma deneyimine göre anlamlı bir farklılık gösterip göstermediğini incelemek amacıyla bağımsız örneklemler için t-testi gerçekleştirilmiştir. Cinsiyet, daha psikolojik yardım alma deneyimi, kendini saklama, benlik saygısı ve saygınlığını yitirme kaygısı puanları arasındaki ilişkinin gücünü ve yönünü belirleyebilmek amacıyla Pearson korelasyon analizi gerçekleştirilmiştir. Cinsiyetin ve daha önce psikolojik yardım alma deneyimi kontrol edildiğinde, benlik saygısı ve saygınlığını yitirme kaygısı puanlarının kendini saklama puanlarını ne düzeyde yordadığını belirleyebilmek amacıyla ise hiyerarşik regresyon analizi kullanılmıştır. Araştırmada kullanılan verilere açık erişimli bir veri paylaşım sitesi olan Open Science Framework sitesinden erişilebilmektedir (https://osf.io/p7u2e). Tüm istatistiksel analizlerde Tip I hata payını etkili bir şekilde kontrol edebilmek amacıyla, anlamlılık düzeyi .01 olarak kabul edilmiştir.

Tablo 4’te görüldüğü gibi kendini saklama puanları cinsiyete göre anlamlı bir farklılık göstermezken (t(332)= 1.10, p> .01, d= .13), daha önce psikolojik yardım alma deneyimine göre anlamlı bir farklılık göstermektedir (t(332)= 4.34, p< .001, d= .63). Bu farklılık orta düzeyde bir etki büyüklüğüne sahiptir (Cohen, 1992). Tablo 3’te görüldüğü gibi daha önce psikolojik yardım alan bireylerin kendini saklama puanları (Ort.: 30.49) daha önce psikolojik yardım almayan bireylerden (Ort.: 25.10) anlamlı bir şekilde daha yüksektir. Cinsiyet, daha önce psikolojik yardım alma deneyimi, benlik saygısı, saygınlığını yitirme kaygısı ve kendini saklama puanları arasındaki ilişkinin gücünü ve yönünü belirleyebilmek amacıyla gerçekleştirilen Pearson korelasyon analizi sonuçları Tablo 5’te görülmektedir.

Büyütmek İçin Tıklayın

Tablo 4: Cinsiyete ve Daha Önce Psikolojik Yardım Alma Deneyimine Göre Bağımsız Örneklemler İçin t-Testi Sonuçları

Tablo 5’te görüldüğü gibi, cinsiyet, psikolojik yardım alma deneyimi (r(332)= -.13, p> .01), benlik saygısı (r(332)= -.07, p> .01), saygınlığını yitirme kaygısı (r(332)= .06, p> .01) kendini saklama (r(332)= -.06, p> .01) puanlarıyla ilişkili değildir. Başka bir ifadeyle bu örneklemde daha önce psikolojik yardım alma deneyimi cinsiyetle ilişkili değildir ve kadın üniversite öğrencilerinin ve erkek üniversite öğrencilerinin benlik saygısı, saygınlığını yitirme kaygısı ve kendini saklama puanları arasında anlamlı bir farklılık yoktur. Daha önce psikolojik yardım alma deneyimi ise benlik saygısı puanlarıyla düşük düzeyde ve pozitif yönde (r(332)= .18, p < .01) ilişkiliyken, saygınlığını yitirme kaygısı (r(332)= -.14, p < .01) ve kendini saklama puanlarıyla (r(332)= -.23, p < .001) ile düşük düzeyde negatif yönde ilişkilidir. Başka bir ifadeyle bu örneklemde daha önce psikolojik yardım alan üniversite öğrencileri psikolojik yardım almayan öğrencilerle karşılaştırıldığında anlamlı bir şekilde daha yüksek benlik saygısı puanlarına ve anlamlı bir şekilde daha düşük saygınlığını yitirme kaygısı ve kendini saklama puanlarına sahiptir. Benlik saygısı puanları saygınlığını yitirme kaygısı puanlarıyla ilişkili değilken (r(332)= -.12, p> .01), kendini saklama puanlarıyla düşük düzeyde negatif yönde ilişkilidir (r(332)= -.28, p < .001). Son olarak saygınlığını yitirme kaygısı puanları kendini saklama puanlarıyla orta düzeyde pozitif yönde ilişkilidir (r(332)= .36, p < .001).

Büyütmek İçin Tıklayın

Tablo 5: Değişkenler Arasındaki Korelasyon Katsayıları ve Değişkenlerin Ortalama ve Standart Sapma Değerleri

Katılımcıların cinsiyetleri ve daha önceki psikolojik yardım alma deneyimleri kontrol edildiğinde, saygınlığını yitirme kaygısı puanları ve benlik saygısı puanlarının kendini saklama puanlarını ne düzeyde yordadığını belirleyebilmek amacıyla hiyerarşik regresyon analizi gerçekleştirilmiştir. Gerçekleştirilen hiyerarşik regresyon analizi sonuçları Tablo 6’da görülmektedir.

Büyütmek İçin Tıklayın

Tablo 6: Kendini Saklama Puanlarının Yordanmasına İlişkin Gerçekleştirilen Hiyerarşik Regresyon Analizi Sonuçları

Tablo 6’da görüldüğü gibi ilk aşamada regresyon denklemine giren cinsiyet ve psikolojik yardım alma değişkenleri bir bütün olarak kendini saklama puanlarındaki değişimin yaklaşık olarak %6’sını açıklamaktadır ve bu değişim anlamlıdır (F(2, 331)= 10.89, p< .001, ΔR2= .06). İlk aşamada regresyon denklemine girilen cinsiyet değişkenin (β= -.09, t(331)= -.69, p> .01) modele katkısı anlamlı değilken, psikolojik yardım alma deneyimi değişkenin modele katkısı anlamlıdır (β= -.24, t(331)= -.4.53, p< .001). Başka bir ifadeyle, bu örneklemde daha önce psikolojik yardım alma deneyimine sahip olma kendini saklama puanlarıyla pozitif yönde ilişkilidir ve psikolojik yardım alan bireylerin kendini saklama puanları psikolojik yardım almayan bireylerden anlamlı bir şekilde daha yüksektir. İkinci aşamada regresyon denklemine girilen benlik saygısı ve saygınlığı yitirme kaygısı puanları cinsiyet ve daha önce psikolojik yardım alma deneyimine ek olarak kendini saklama puanlarındaki değişimin yaklaşık olarak %16’sını açıklamaktadır ve bu değişim anlamlıdır (F(2, 329)= 33.56, p< .001, ΔR2= .16). Bu bağlamda, oluşturulan son model bir bütün olarak kendini saklama puanlarındaki değişimin %22’sini açıklamaktadır (F(4, 329)= 23.30, p< .001, ΔR²= .22) ve bu model orta düzeyde bir etki büyüklüğüne sahiptir (Cohen, 1992). Oluşturulan son modelde, psikolojik yardım alma deneyimi hâlâ kendini saklamanın negatif anlamlı bir yordayıcısıdır. (β= -.16, t (329)= -.3.20, p< .001). Ayrıca oluşturulan son modelde benlik saygısı puanları kendini saklama puanlarını negatif yönde yordarken (β= -.16, t (329)= -.3.20, p< .001) saygınlığını yitirme kaygısı puanları kendini saklama puanlarını pozitif yönde yordamaktadır (β= .32, t (329)= -.3.20, p< .001) ve kendini saklama puanlarının en önemli yordayıcısı saygınlığı yitirme kaygısı puanlarıdır. Başka bir ifadeyle, bu örneklemde katılımcıların cinsiyetleri ve psikolojik yardım alma deneyimleri kontrol edildiğinde benlik saygısı yüksek olan bireylerin kendini saklama eğilimleri düşükken, saygınlığını yitirme kaygısı yüksek olan bireylerin kendini saklama eğilimleri yüksektir.

Bu araştırmada aynı zamanda daha önce psikolojik yardım alan bireylerin kendini saklama eğiliminin daha önce psikolojik yardım almayan bireylerden anlamlı bir şekilde daha yüksek olduğu bulunmuştur. Bu bulgular daha önce gerçekleştirilen ve daha önce psikolojik yardım alan bireylerin kendini saklama eğilimlerinin daha yüksek olduğunu gösteren sınırlı sayıda araştırma sonucuyla benzerlik göstermektedir (Morgan et al., 2003). Psikolojik yardım alma davranışı Türk toplumunda kişinin kendi kendine yetmekte güçlük çektiğinin ve sorunlarının tek başına üstesinden gelemediğinin bir göstergesi olduğundan ve Türk toplumunda ruhsal rahatsızlıkları olan bireyler genellikle tehlikeli, yetersiz, öngörülemez, deli, uzak durulması gereken, akılsız bireyler olarak değerlendirilmektedir (Bostancı, 2005; Çam & Bilge, 2013). Bu bağlamda daha önce psikolojik yardım alma deneyimi hem toplum tarafından damgalanmaya neden olabilecek hem de kişinin aile şerefini ve itibarını riske atabilecek bir eylem olduğundan, daha önce psikolojik yardım alma deneyimine sahip üniversite öğrencilerinin kendisini saklama motivasyonunu artırmış olabilir.

Bu araştırmada benlik saygısı düşük olan bireylerin kendini saklama eğilimlerinin daha yüksek olduğu bulunmuştur. Araştırmanın bu sonucu bu konuda daha önce yürütülen araştırma sonucuyla örtüşmektedir (Ichiyama et al., 1993). Benlik saygısı yüksek olan bireyler kendi benlik değerini korumak amacıyla kendileri için sıkıntı yaratan problemleri, yaşantıları ve duyguların üstesinden gelmek için etkili bir şekilde duygusal ve davranışsal düzenleme becerileri kullanma eğilimindedir (Baumeister, Campbell, Krueger, & Vohs, 2003; Gross & John, 2003). Örneğin, yüksek benlik saygısına sahip bireyler duygularını düzenlerken duygularını bastırmayı daha az kullanmakta, bununla birlikte duygularını yeniden değerlendirme becerisini daha fazla kullanmaktadırlar (Gross & John, 2003). Aynı zamanda, yüksek benlik saygısına sahip bireyler karşılaştıkları sorunların üstesinden gelebilmek için stres kaynağını ortadan kaldırmaya ya da etkilerini azaltmaya yönelik problem odaklı başa çıkma becerilerini sıklıkla kullanan bireylerdir ve yüksek benlik saygısına sahip bireyler başkalarının verebilecekleri olumsuz geribildirimlerden daha az etkilenirler (Bernichon, Cook, & Brown, 2003; Carver, Scheier, & Weintraub, 1989). Bu açıdan bakıldığında, benlik saygısı düşük olan bireyler diğer insanların vereceği olumsuz geribildirimlerden etkilenebilir ve bunu önlemek veya engellemek için kendilerini saklayabilir. Araştırmacılar olumsuz benlik kavramının temelinde bireyin kendisiyle ilgili yetersiz, sevimsiz/itici, sevilmeye layık olmama gibi çarpıtılmış ve cezalandırıcı akılcı olmayan inançlarının olduğunu belirtmektedir (Ichiyama et al., 1993). Bu nedenle ruh sağlığı personeli bireylerin kendini saklama davranışlarının azaltılmasına yönelik planlama ve müdahale çalışmalarında bireylerin kendini saklama motivasyonlarını artırabilecek kendileriyle ilgili sevilmeme, değersizlik ve yetersizlik temel inançları değiştirmeye yönelik bilişsel davranışçı terapi yöntemleri kullanabilir.

Araştırmanın diğer bir sonucu ise saygınlığını yitirme korkusu yüksek olan bireylerin kendini saklama eğilimlerinin daha yüksek olduğunun belirlenmesidir. Elde edilen bu sonuç da bu konuda daha önce yürütülen araştırma sonuçlarıyla aynı doğrultuda yer almaktadır (Bathje et al., 2014; Zayco, 2009). Benzer biçimde Türk kültüründe saygınlığını yitirme korkusunun kişiler arası ilişkileri düzenleyen bir değişken olabileceğini göstermektedir. Kendini saklamanın potansiyel olarak utanç verici bilginin gizlenmesi olduğu, saygınlığın ise bir kimsenin diğer kişilerin gözünde nasıl algılandığına verdiği önem olduğu düşünüldüğünde saygınlığını yitirme kaygısı yaşayan bireylerin kendini saklama eğilimlerinin daha yüksek olması anlamlı bir sonuç olarak değerlendirilmektedir (Lin & Yamaguchi, 2011).

Saygınlığını yitirme korkusu yüksek bireyler diğerlerinin kendisi hakkındaki düşünceleri/olumsuz değerlendirmeleriyle ilgilenme eğilimindedir (Zane & Yeh, 2002). Bu durum saygınlığını yitirme korkusu yüksek olan bireylerin kendini saklama motivasyonunun yüksek olabileceğini göstermektedir (Bathje et al., 2014). Larson ve ark. (2015) çalışma modelinde belirttiği gibi bireyin kendiyle ilgili bilgileri saklama davranışının başlatıcılarından biri sosyal durumsal değerlendirmelerdir. Saygınlığını yitirme söz konusu sosyal durumsal değerlendirmelerden biri olabilir. Öte yandan, kendini saklama, sır saklama davranışları ve uyumsuz duygu düzenleme stratejileri aracılığıyla bireyin fiziksel ve psikolojik sağlığını etkileyebilmektedir. Nitekim Tuliao ve ark. (2016) üniversite öğrencileriyle gerçekleştirdiği bir araştırmada saygınlığını yitirme korkusu yüksek olan bireylerin kendini sakladığını ve kendini saklayan bireylerin psikolojik sorunlarının daha ciddi bir hâl aldığını belirlemiştir. Saygınlığını yitirme korkusuyla bireyin kendini saklamasının ve kendini saklamanın bireyin öznel iyi oluşu üzerindeki olumsuz etkileri göz önüne alındığında, saygınlığı yitirme korkusundan ötürü bireyin kendini saklamasının önüne geçmek için insanların saygınlığını yitirmeye ilişkin sahip oldukları yanlış algıları değiştirmek amacıyla üniversite öğrencileri için çeşitli psikoeğitim programları ve kampanyalar geliştirilebilir. Kendini saklama eğiliminin cinsiyete göre farklılaşmaması dikkate alınarak kendini saklamaya yönelik psikoeğitim programları her iki cinsiyete yönelik olabilir. Bu araştırmada benlik saygısıyla kendini saklamanın negatif yönde ilişkili olduğu dikkate alındığında düşük benlik saygısına sahip bireylerde, kendini saklamayla ilgili akılcı olmayan inançlar, danışma sürecinde ele alınarak üniversite öğrencileriyle gerçekleştirilen bireysel danışmaların etkililiği arttırılabilir. Bu araştırmada daha önce psikolojik yardım alan bireylerin kendini saklama eğilimlerinin daha önce psikolojik yardım almayan üniversite öğrencilerden daha yüksek olduğu görüldüğünden, psikolojik yardım alma deneyiminin toplum tarafından damgalanmaya neden olabilecek ve kendini saklamayı gerektirecek bir eylem olmadığı daha önce psikolojik yardım alan bireylerle gerçekleştirilecek bilgilendirme çalışmalarında vurgulanabilir.

Bu araştırmanın bazı sınırlılıklarından söz etmek önemli görülmektedir. İlk olarak bu araştırma Orta Karadeniz Bölgesi’nde yer alan bir üniversitede sınırlı sayıda öğrenci üzerinde yürütülmüştür. Bu nedenle araştırmanın dış geçerliliği düşüktür. İlerleyen çalışmalar Türkiye’nin farklı üniversitelerinde yer alan üniversite öğrencileri üzerinde gerçekleştirilebilir. İkincisi, bu araştırmada kesitsel bir araştırma deseni kullanılmıştır. Bu nedenle elde edilen bulgular arasında neden sonuç ilişkisi kurulamaz. Üçüncüsü, bu araştırmada üniversite öğrencilerinin kendini saklama düzeyleri, saygınlığını yitirme kaygısı ve benlik saygısı düzeyleri hakkındaki bilgiler öz-bildirim tarzı ölçekler aracılığıyla toplanmıştır. Bu nedenle, araştırma sonuçları öz-bildirim tarzı ölçeklerin kullanılmasıyla ilgili orta yol cevap verme, sosyal beğenilirlik gibi sınırlılıkları içermektedir (Podsakoff, MacKenzie, Lee, & Podsakoff, 2003). Bu araştırmada özbildirim tarzı ölçeklerin bazı sınırlılıklarını (örneğin, sosyal beğenilirlik) önlemeye yönelik olarak katılımcıların kimlik bilgilerini gizli tutarak veri toplama araçlarını cevaplandırması sağlanmış olmasına rağmen (Podsakoff et al., 2003), ilerleyen çalışmalarda farklı bilgi kaynaklarından bu araştırmada incelenen değişkenlere ilişkin bilgiler sağlanarak sonuçlar karşılaştırılabilir.

Sonuç olarak bu çalışmada üniversite öğrencilerinde daha önce psikolojik yardım alma durumu, benlik saygısı ve saygınlığını yitirme kaygısının kendini saklamayla ilişkili olduğu bulunmuştur. Araştırma sonuçları, Türkiye gibi ne tam olarak bireysel ne de tam olarak toplulukçu olan kültürlerde kendini saklama kişilik özelliğinin daha kapsamlı bir şekilde anlaşılmasına yardımcı olabilir.

1) Bajaj, B., Gupta, R., & Pande, N. (2016). Self-esteem mediates the relationship between mindfulness and well-being. Personality and Individual Differences, 94, 96-100. doi:10.1016/j. paid.2016.01.020

2) Banerjee, S., Chatterji, P., & Lahiri, K. (2015). Effects of psychiatric disorders on labor market outcomes: A latent variable approach using multiple clinical indicators. Health Economics, 26(2), 184-205. doi:10.1002/hec.3286

3) Bathje, G. J., Kim, E., Rau, E., Bassiouny, M. A., & Kim, T. (2014). Attitudes toward face-to-face and online counseling: Roles of self-concealment, openness to experience, loss of face, stigma, and disclosure expectations among Korean college students. International Journal for the Advancement of Counselling, 36(4), 408-422. doi:10.1007/s10447-014-9215-2

4) Baumeister, R. F., Campbell, J. D., Krueger, J. I., & Vohs, K. D. (2003). Does high self-esteem cause better performance, interpersonal success, happiness, or healthier lifestyles? Psychological Science in the Public Interest, 4(1), 1-44. doi:10.1111/1529- 1006.01431

5) Bernichon, T., Cook, K. E., & Brown, J. D. (2003). Seeking selfevaluative feedback: The interactive role of global self-esteem and specific self-views. Journal of personality and social psychology, 84(1), 194.

6) Bostancı, N. (2005). Ruhsal bozukluğu olan bireylere yönelik stigma ve bunun azaltılmasına yönelik uygulamalar. Düşünen Adam Psikiyatri ve Nörolojik Bilimler Dergisi, 18, 32–38.

7) Çam, O., & Bilge, A. (2013). Türkiye’de ruhsal hastalığa/hastaya yönelik inanç, tutum ve damgalama süreci: Sistematik derleme. Psikiyatri Hemşireliği Dergisi, 4(2), 91–101.

8) Carver, C. S., Scheier, M. F., & Weintraub, J. K. (1989). Assessing coping strategies: A theoretically based approach. Journal of personality and social psychology, 56(2), 267-283.

9) Cepeda-Benito, A., & Short, P. (1998). Self-concealment, avoidance of psychological services, and perceived likelihood of seeking professional help. Journal of Counseling Psychology, 45(1), 58-64. doi:10.1037/0022-0167.45.1.58

10) Clark, L. A., & Watson, D. (1995). Constructing validity: Basic issues in objective scale development. Psychological Assessment, 7(3), 309-319.

11) Cohen, J. (1992). A power primer. Psychological Bulletin, 112(1), 155-159.

12) Cramer, K. M., & Barry, J. E. (1999). Psychometric properties and confirmatory factor analysis of the Self-Concealment Scale. Personality and Individual Differences, 27(4), 629-637. doi:10.1016/S0191-8869(98)00222-0

13) Çuhadaroğlu, F. (1986). Adolesanlarda benlik saygısı (Yayımlanmamış uzmanlık tezi). Hacettepe Üniversitesi, Ankara.

14) DeVellis, R. F. (2012). Scale development: Theory and applications. Thousand Oaks: SAGE.

15) Edmonds, J., Masuda, A., & Tully, E. C. (2014). Relations among self-concealment, mindfulness, and internalizing problems. Mindfulness, 5(5), 497-504. doi:10.1007/s12671-013-0204-z

16) Enders, C. K. (2010). Applied missing data analysis. New York: Guilford Press.

17) Field, A. (2013). Discovering statistics using IBM SPSS statistics (4th ed.). Los Angeles: Sage.

18) Graham, J. W. (2009). Missing data analysis: Making it work in the real world. Annual Review of Psychology, 60(1), 549-576. doi:10.1146/annurev.psych.58.110405.085530

19) Gross, J. J., & John, O. P. (2003). Individual differences in two emotion regulation processes: implications for affect, relationships, and well-being. Journal of personality and social psychology, 85(2), 348-362.

20) Ho, R. (2014). Handbook of univariate and multivariate data analysis with IBM SPSS. Boca Raton: CRC Press.

21) Hoftede, G., Hofstede, G. J., & Minkov, M. (2010). Cultures and organizations: software of the mind: intercultural cooperation and its importance for survival (3rd ed.). London: McGraw-Hill.

22) Howitt, D. ve Cramer, D. (2014). Research methods in psychology (4th ed.). Harlow, England: Pearson.

23) Hyde, J. (2005). The gender similarities hypothesis. American Psychologist, 60(6), 581-592.

24) Ichiyama, M. A., Colbert, D., Laramore, H., Heim, M., Carone, K., & Schmidt, J. (1993). Self-concealment and correlates of adjustment in college students. Journal of College Student Psychotherapy, 7(4), 55-68. doi:10.1300/J035v07n04_05

25) Idstad, M., Torvik, F. A., Borren, I., Rognmo, K., Røysamb, E., & Tambs, K. (2015). Mental distress predicts divorce over 16 years: The HUNT study. BMC Public Health, 15, 320. doi:10.1186/s12889-015-1662-0

26) İmamoğlu, E. O. (2003). Individuation and relatedness: Not opposing but distinct and complementary. Genetic, Social, and General Psychology Monographs, 129(4), 367-402.

27) Kahn, J. H., & Hessling, R. M. (2001). Measuring the tendency to conceal versus disclose psychological distress. Journal of Social and Clinical Psychology, 20(1), 41-65. doi:10.1521/ jscp.20.1.41.22254

28) Karakitapoğlu-Aygün, Z., & İmamoğlu, E. O. (2002). Value domains of Turkish adults and university students. The Journal of Social Psychology, 142(3), 333-351. doi:10.1080/00224540209603903

29) Kawamura, K. Y., & Frost, R. O. (2004). Self-concealment as a mediator in the relationship between perfectionism and psychological distress. Cognitive Therapy and Research, 28(2), 183-191. doi:10.1023/B:COTR.0000021539.48926.c1

30) Keith, T. Z. (2019). Multiple regression and beyond: An introduction to multiple regression and structural equation modeling (3rd ed.). New York: Routledge.

31) Kelly, A. E., & Achter, J. A. (1995). Self-concealment and attitudes toward counseling in university students. Journal of Counseling Psychology, 42(1), 40-46. doi:10.1037/0022-0167.42.1.40

32) Kessler, R. C., Angermeyer, M., Anthony, J. C., De Graaf, R., Demyttenaere, K., Gasquet, I., … Ustün, T. B. (2007). Lifetime prevalence and age-of-onset distributions of mental disorders in the World Health Organization’s World Mental Health Survey Initiative. World psychiatry: official journal of the World Psychiatric Association (WPA), 6(3), 168-176.

33) Keyes, C. L. M., Eisenberg, D., Perry, G. S., Dube, S. R., Kroenke, K., & Dhingra, S. S. (2012). The relationship of level of positive mental health with current mental disorders in predicting suicidal behavior and academic impairment in college students. Journal of American College Health, 60(2), 126-133. doi:10.1080/07448481.2011.608393

34) Kline, R. B. (2016). Principles and practice of structural equation modeling (4th ed.). New York: Guilford Press.

35) Koydemir, S., Erel, Ö., Yumurtacı, D., & Şahin, G. N. (2010). Psychological help-seeking attitudes and barriers to helpseeking in young people in Turkey. International Journal for the Advancement of Counselling, 32(4), 274-289. doi:10.1007/ s10447-010-9106-0

36) Larson, D. G., & Chastain, R. L. (1990). Self-concealment: Conceptualization, measurement, and health implications. Journal of Social and Clinical Psychology, 9(4), 439-455. doi:10.1521/jscp.1990.9.4.439

37) Larson, D. G., Chastain, R. L., Hoyt, W. T., & Ayzenberg, R. (2015). Self-concealment: Integrative review and working model. Journal of Social and Clinical Psychology, 34(8), 705-e774. doi:10.1521/jscp.2015.34.8.705

38) Liao, H.-Y., Rounds, J., & Klein, A. G. (2005). A test of Cramer’s (1999) help-seeking model and acculturation effects with Asian and Asian American college students. Journal of Counseling Psychology, 52(3), 400-411. doi:10.1037/0022-0167.52.3.400

39) Lin, C.-C., & Yamaguchi, S. (2011). Under what conditions do people feel face-loss? Effects of the presence of others and social roles on the perception of losing face in Japanese culture. Journal of Cross-Cultural Psychology, 42(1), 120-124. doi:10.1177/0022022110383423

40) Little, R. J. (1988). A test of missing completely at random for multivariate data with missing values. Journal of the American Statistical Association, 83(404), 1198–1202.

41) Mak, W. W. S., & Chen, S. X. (2006). Face concern: Its role on stress– distress relationships among Chinese Americans. Personality and Individual Differences, 41(1), 143-153. doi:10.1016/j. paid.2005.12.016

42) Masuda, A., & Boone, M. S. (2011). Mental health stigma, selfconcealment, and help-seeking attitudes among Asian American and European American college students with no help-seeking experience. International Journal for the Advancement of Counselling, 33(4), 266-279. doi:10.1007/ s10447-011-9129-1

43) Masuda, A., Anderson, P. L., & Edmonds, J. (2012). Help-seeking attitudes, mental health stigma, and self-concealment among African American college students. Journal of Black Studies, 43(7), 773-786. doi:10.1177/0021934712445806

44) Masuda, A., Anderson, P. L., Twohig, M. P., Feinstein, A. B., Chou, Y.-Y., Wendell, J. W., & Stormo, A. R. (2009). Helpseeking experiences and attitudes among African American, Asian American, and European American college students. International Journal for the Advancement of Counselling, 31(3), 168-180. doi:10.1007/s10447-009-9076-2

45) Masuda, A., Tully, E. C., Drake, C. E., Tarantino, N., Ames, A. M., & Larson, D. G. (2017). Examining self-concealment within the framework of psychological inflexibility and mindfulness: A preliminary cross-sectional investigation. Current Psychology, 36(1), 184-191. doi:10.1007/s12144-015-9399-6

46) Masuda, A., Wendell, J. W., Chou, Y.-Y., & Feinstein, A. B. (2010). Relationships among self-concealment, mindfulness and negative psychological outcomes in Asian American and European American college students. International Journal for the Advancement of Counselling, 32(3), 165-177. doi:10.1007/ s10447-010-9097-x

47) Melkevik, O., Nilsen, W., Evensen, M., Reneflot, A., & Mykletun, A. (2016). Internalizing disorders as risk factors for early school leaving: A systematic review. Adolescent Research Review, 1(3), 245-255. doi:10.1007/s40894-016-0024-1

48) Mendoza, H., Goodnight, B. L., Caporino, N. E., & Masuda, A. (2018). Psychological distress among Latina/o college students: The roles of self-concealment and psychological inflexibility. Current Psychology, 37(1), 172-179. doi:10.1007/s12144-016- 9500-9

49) Mendoza, H., Masuda, A., & Swartout, K. M. (2015). Mental health stigma and self-concealment as predictors of help-seeking attitudes among Latina/o college students in the United States. International Journal for the Advancement of Counselling, 37(3), 207-222. doi:10.1007/s10447-015-9237-4

50) Mocan-Aydın, G. (2000). Western models of counseling and psychotherapy within Turkey: Crossing cultural boundaries. The Counseling Psychologist, 28(2), 281-298. doi:10.1177/ 0011000000282007

51) Mojtabai, R., Stuart, E. A., Hwang, I., Eaton, W. W., Sampson, N., & Kessler, R. C. (2015). Long-term effects of mental disorders on educational attainment in the National Comorbidity Survey ten-year follow-up. Social Psychiatry and Psychiatric Epidemiology, 50(10), 1577-1591. doi:10.1007/s00127-015- 1083-5

52) Morgan, T., Ness, D., & Robinson, M. (2003). Students’ helpseeking behaviours by gender, racial background, and student status. Canadian Journal of Counselling and Psychotherapy, 37(2), 151-166.

53) Muthén, L. K., & Muthén, B. O. (1998-2015). Mplus user’s guide (7th ed.). Los Angeles, CA: Muthén & Muthén.

54) Nunnally, J. C., & Bernstein, I. H. (1994). Psychometric theory. New York; Montréal: McGraw-Hill.

55) Oetzel, J. G., & Ting-Toomey, S. (2003). Face concerns in interpersonal conflict: A cross-cultural empirical test of the face negotiation theory. Communication Research, 30(6), 599- 624. doi:10.1177/0093650203257841

56) Omori, M. (2007). Japanese college students’ attitudes toward professional psychological services: The role of cultural selfconstrual and self-concealment. Psychological Reports, 100(2), 387-399. doi:10.2466/pr0.100.2.387-399

57) Podsakoff, P. M., MacKenzie, S. B., Lee, J.-Y., & Podsakoff, N. P. (2003). Common method biases in behavioral research: A critical review of the literature and recommended remedies. Journal of Applied Psychology, 88(5), 879-903. doi:10.1037/0021- 9010.88.5.879

58) Raykov, T., & Marcoulides, G. A. (2012). An introduction to applied multivariate analysis. London: Taylor and Francis.

59) Rosenberg, M. (1965). Society and the adolescent self-image. Princeton: Princeton University Press.

60) Schafer, J. L., & Graham, J. W. (2002). Missing data: Our view of the state of the art. Psychological Methods, 7(2), 147-177. doi:10.1037/1082-989X.7.2.147

61) Tabachnick, B. G., & Fidell, L. S. (2012). Using multivariate statistics (6^th ed.). Boston: Pearson.

62) Terzi, Ş., Güngör, H. C., & Erdayı, G. S. (2010). Kendini Saklama Ölçeği’nin uyarlanması: Geçerlik ve güvenirlik çalışması. Türk Eğitim Bilimleri Dergisi, 8(3), 645–660.

63) Topkaya, N., & Meydan, B. (2013). Üniversite öğrencilerinin problem yaşadıkları alanlar, yardım kaynakları ve psikolojik yardım alma niyetleri. Trakya Üniversitesi Eğitim Fakültesi Dergisi, 3(1), 25-37.

64) Topkaya, N., & Yaka, B. (2013). The loss of face scale: The reliability and validity studies. 2013 World Congress of Psychological Counseling and Guidance, sunulmuş bildiri, İstanbul.

65) Tuliao, A. P., Velasquez, P. A. E., Bello, A. M., & Pinson, M. J. T. (2016). Intent to seek counseling among Filipinos: Examining loss of face and gender. The Counseling Psychologist, 44(3), 353-382. doi:10.1177/0011000015627197

66) Uysal, A., Lin, H. L., & Knee, C. R. (2010). The role of need satisfaction in self-concealment and well-being. Personality and Social Psychology Bulletin, 36(2), 187-199. doi:10.1177/0146167209354518

67) Wallace, B. C., & Constantine, M. G. (2005). Afrocentric cultural values, psychological help-seeking attitudes, and self-concealment in African American college students. Journal of Black Psychology, 31(4), 369-385. doi:10.1177/0095798405281025

68) Wang, J., Qi, L., & Cui, L. (2014). The mediating effect of personality traits on the relationship between self-concealment and subjective well-being. Social Behavior and Personality: an international journal, 42(4), 695–703.

69) Wang, P. S., Lane, M., Olfson, M., Pincus, H. A., Wells, K. B., & Kessler, R. C. (2005). Twelve-Month use of mental health services in the United States: Results from the National Comorbidity Survey Replication. Archives of General Psychiatry, 62(6), 629- 640. doi:10.1001/archpsyc.62.6.629

70) Weitzman, E. R. (2004). Poor mental health, depression, and associations with alcohol consumption, harm, and abuse in a national sample of young adults in college. Journal of Nervous and Mental Disease, 192(4), 269-277. doi:10.1097/01. nmd.0000120885.17362.94

71) Wismeijer, A. A. J., Sijtsma, K., Assen, M. A. L. M., & Vingerhoets, A. J. J. M. (2008). A comparative study of the dimensionality of the Self-Concealment Scale using principal components analysis and mokken scale analysis. Journal of Personality Assessment, 90(4), 323-334. doi:10.1080/00223890802107875

72) Yoo, S.-K., Goh, M., & Yoon, E. (2005). Psychological and cultural influences on Koreans’ help-seeking attitudes. Journal of Mental Health Counseling, 27(3), 266-281. doi:10.17744/ mehc.27.3.9kh5v6rec36egxlv

73) Yukawa, S., Tokuda, H., & Sato, J. (2007). Attachment style, selfconcealment, and interpersonal distance among Japanese undergraduates. Perceptual and Motor Skills, 104(3_suppl), 1255-1261. doi:10.2466/pms.104.4.1255-1261

74) Zane, N., & Yeh, M. (2002). The use of culturally-based variables in assessment: Studies on loss of face. Asian American mental health: Assessment theories and methods içinde , International and cultural psychology series (ss. 123-138). New York, NY, US: Kluwer Academic/Plenum Publishers. doi:10.1007/978-1- 4615-0735-2_9

75) Zayco, R. A. (2009). Asian American cultural values, loss of face and self-concealment as predictors of attitudes toward seeking professional psychological help. Dissertation Abstracts International: Section B: The Sciences and Engineering, 69(7- B), 4451.

76) Zeigler-Hill, V. (2011). The connections between self-esteem and psychopathology. Journal of Contemporary Psychotherapy, 41(3), 157-164. doi:10.1007/s10879-010-9167-8

77) Zeigler-Hill, V. (2013). The importance of self-esteem. In V. Zeigler- Hill (Ed.), Self-Esteem (pp. 1-20). London: Psychology Press.