|
2019, Cilt 9, Sayı 1, Sayfa(lar) 192-204 |
|
DOI: 10.5961/jhes.2019.321 |
Üniversite Öğrencilerinde Kendini Saklamayla İlişkili Değişkenler: Cinsiyet, Psikolojik Yardım Alma Deneyimi, Benlik Saygısı ve Saygınlığını Yitirme Kaygısı |
Nursel TOPKAYA1, Ertuğrul ŞAHİN1, Cem GENÇOĞLU2 |
1Ondokuz Mayıs Üniversitesi, Eğitim Fakültesi, Eğitim Bilimleri Bölümü, Samsun, Türkiye 2Milli Eğitim Bakanlığı, Temel Eğitim Genel Müdürlüğü, Ankara, Türkiye |
Anahtar Kelimeler: Kendini saklama, Benlik saygısı, Saygınlığını yitirme, Üniversite öğrencileri |
|
Bu kesitsel araştırmanın amacı, üniversite öğrencilerinde kendini saklamanın, cinsiyet, daha önce psikolojik yardım alma deneyimi, benlik
saygısı ve saygınlığını yitirme kaygısıyla ilişkisini incelemektir. Bu amaç doğrultusunda Orta Karadeniz Bölgesindeki bir üniversitenin farklı
fakültelerine devam etmekte olan ve uygun örnekleme yoluyla seçilen 334 öğrenci (220 kadın, 114 erkek) araştırmanın katılımcılarını
oluşturmuştur. Katılımcılar; Kendini Saklama Ölçeğini, Rosenberg Benlik Saygısı Ölçeğini, Saygınlığını Yitirme Kaygısı Ölçeğini ve Kişisel
Bilgi Formunu cevaplamıştır. Verilerin analizinde, bağımsız örneklemler için t-testi, Pearson korelasyon analizi ve hiyerarşik regresyon
analizi kullanılmıştır. Araştırma sonucunda, daha önce psikolojik yardım alma deneyimine sahip olan, saygınlığını yitirme kaygısı yüksek
ve benlik saygısı düşük olan üniversite öğrencilerinin kendini saklama eğilimlerinin yüksek 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. |
Başa Dön
Öz
Giriş
Materyal ve Metod
Bulgular
Tartışma
Kaynaklar
|
|
Bireylerin kendilerine ilişkin özel bir bilgiyi saklama kararı,
çoğunlukla durumsal koşullarla ilişkilendirilmesine rağmen
kişilik özellikleri, sosyal, kültürel ve ekonomik faktörler de
bu durumda önemli bir belirleyici olabilir. Bazı insanlar diğer
insanlarla karşılaştırıldığında kendileriyle ilgili bilgileri ve sırları
saklı tutmaya daha fazla eğilimli olabilir. Başka bir ifadeyle, bazı
insanlar da son derece özel bilgilerini başka insanlarla paylaştıklarında
bir rahatlık duygusu hissedebilir; buna karşın diğer
insanlar benzer son derece özel bilgilerini her ne pahasına olursa
olsun gizlemeye eğilimli olabilir (Wismeijer, Sijtsma, Assen,
& Vingerhoets, 2008). Sonuç olarak, sır saklamanın bir kısmı
değişmez bir kişilik özelliği olarak ele alınabilir. Bu bağlamda
bir kişilik özelliği olarak kendini saklama, bireyin olumsuz veya
sıkıntı verici olarak algıladığı özel bilgileri diğer insanlardan
etkin biçimde saklama eğilimi olarak tanımlanmakta ve bireye
ait düşünce, duygu, eylem ya da olaylar gibi fazlaca özel ya da
olumsuz bilgilerin birey tarafından bilinçli olarak saklanmasını
içermektedir (Larson & Chastain, 1990). Yüksek düzeyde kendini
saklama eğilimi gösteren bireyler sır saklama, davranışsal
kaçınma, yalan söyleme gibi bazı hedef yönelimli davranışlar
gerçekleştirme ve kendileriyle ilgili olumsuz ve sıkıntı verici
kişisel bilgilerin saklanmasına hizmet eden anlamlı bastırma,
düşük düzeyde farkındalık ve psikolojik esneklik gibi işlevsel
olmayan duygu düzenleme stratejileri kullanma eğiliminde
olduklarından (Larson, Chastain, Hoyt, & Ayzenberg, 2015)
kendini saklama davranışı aynı zamanda bazı araştırmacılar
tarafından uyumsuz, kontrol ve kaçınma odaklı duyguları ve
davranışları düzenleme becerisi olarak değerlendirilmektedir
(Edmonds, Masuda, & Tully, 2014; Masuda, Anderson, &
Edmonds, 2012).
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. |
Başa Dön
Öz
Giriş
Materyal ve Metod
Bulgular
Tartışma
Kaynaklar
|
|
Araştırma Deseni
Bu araştırma üniversite öğrencilerinde cinsiyet ve daha önce psikolojik yardım alma durumuna göre kendini saklama düzeylerindeki
farklılıkların, cinsiyet ve daha önce psikolojik yardım
alma durumu kontrol edildiğinde benlik saygısı ve saygınlığını
yitirme kaygısının kendini saklama düzeyleriyle ilişkisinin incelendiği
kesitsel bir araştırmadır (Howitt & Cramer, 2014).
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.
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.
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.
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. |
Başa Dön
Öz
Giriş
Materyal ve Metod
Bulgular
Tartışma
Kaynaklar
|
|
Tablo 4’te cinsiyete ve daha önce psikolojik yardım alma deneyimine
göre kendini saklama ortalama puanları ve standart
sapma değerleri ve bağımsız örneklemler için t-testi sonuçları
görülmektedir.
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. |
Başa Dön
Öz
Giriş
Materyal ve Metod
Bulgular
Tartışma
Kaynaklar
|
|
Bireylerin kendileriyle ilgili sırlarını, yaşadığı kötü olayları,
olumsuz düşüncelerini saklama eğilimleriyle ilişkili değişkenleri
belirleyebilmeye yönelik uluslararası alan yazınında çok
sayıda araştırma gerçekleştirilmesine rağmen, bu konuyla
ilgili olarak ulusal alan yazınında gerçekleştirilmiş sınırlı sayıda
araştırma mevcuttur. Ulusal alan yazınındaki bu eksikliği
gidermek amacıyla bu araştırmada, üniversite öğrencilerinde
kendini saklamanın cinsiyet ve daha önce psikolojik yardım
alma deneyimi, benlik saygısı ve saygınlığını yitirme kaygısıyla
ilişkisi incelenmiştir. Araştırma sonucunda kendini saklamanın
cinsiyet ile ilişkili olmadığı bulunmuştur. Bu bulgular daha önce
bireyselci ve toplulukçu farklı kültürlerde ve örneklemlerde
kendini saklamanın cinsiyet ile ilişkisini inceleyen ve cinsiyetin
kendini saklamayla ilişkili olmadığını gösteren çok sayıda
farklı araştırma sonucuyla benzerlik göstermektedir. Örneğin,
Wismeijer ve ark. (2008) tarafından yaşları 16 ile 85 değişen
Hollanda genel nüfusunu temsil eden bir örneklemde, Japon
üniversite öğrencilerinde (Omori, 2007; Yukawa et al., 2007),
Koreli üniversite öğrencilerinde (Bathje et al., 2014), farklı
etnik kompozisyonlara sahip Kanadalı (Morgan et al., 2003) ve Amerikalı üniversite öğrencilerinde (Masuda et al., 2017,
2012; Masuda & Boone, 2011; Wallace ve Constantine, 2005)
ve Filipinli üniversite öğrencilerinde (Tuliao et al., 2016) gerçekleştirilen
araştırmalar sonucunda cinsiyetin kendini saklamayla
ilişkili olmadığı bulunmuştur. Hyde (2005) tarafından ileri
sürülen cinsiyet benzerlikleri hipotezine göre kadın ve erkekler
birçok psikolojik değişken açısından birbirine benzerdir ve
kadınlar ve erkekler arasında gözlenen psikolojik değişkenlere
ilişkin farklıklar çoğunlukla önemsiz (d ≤ 0.10) ya da düşük
düzeyde (0.11 ≤ d ≤ 0.35) etki büyüklüğüne sahiptir. Bu bağlamda,
bu araştırmada kadınlar ve erkekler arasında cinsiyet
benzerlikleri hipotezini destekler nitelikte bir kişilik özelliği
olarak kendini saklama eğiliminde anlamsız ve düşük düzeyde
(d= 0.13) bir farklılık bulunmuştur. Sonuç olarak, bu araştırma
da cinsiyete göre kendini saklama eğiliminin anlamlı bir farklılık
göstermemesi kendini saklamanın da bu psikolojik değişkenlerden
biri olabileceğini göstermekte ve cinsiyet benzerlikleri
hipotezini Türk üniversite öğrencileri üzerinde gerçekleştirilen
bir araştırma sonucuyla desteklemektedir. Araştırmanın bu
sonucuna göre hem kadınlar hem de erkekler kendileriyle ilgili
olumsuz bir yaşantıyı, durumu, olayı benzer biçimde saklama
eğilimi göstermektedir. Hem kadınlar hem de erkekler kendileriyle
ilgili olumsuz bir yaşantıyı, durumu, olayı, kendileri için
olumsuz sonuçları olabilecek, saygınlıklarını zedeleyebilecek,
onları utandıracak veya herhangi bir şekilde kendileri için zarar
verici sonuçları olabilecek yaşantıları, durumları ve olayları
başkalarıyla paylaşmamakta ve kendilerini saklayabilmektedir.
Bu durum hem kadınlar hem de erkekler için geçerli gözükmektedir.
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. |
Başa Dön
Öz
Giriş
Materyal ve Metod
Bulgular
Tartışma
Kaynaklar
|
|
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
(6th 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. |
Başa Dön
Öz
Giriş
Materyal ve Metod
Bulgular
Tartışma
Kaynaklar
|
|
|
|