Die Entwicklung und Validierung der Bergen-Yale-Sexsucht-Skala mit einer großen nationalen Stichprobe (2018)

Frontpsychol. 2018; 9: 144.

Veröffentlicht online 2018 Mar 8. doi: 10.3389 / fpsyg.2018.00144

PMCID: PMC5852108

Cecilie S. Andreassen,^1,^* Ståle Pallesen,¹ Mark D. Griffiths,² Torbjørn Torsheim,¹ und Rajita Sinha³

Abstrakt

Die Ansicht, dass ein problematisches exzessives Sexualverhalten ("Sexsucht") eine Form der Verhaltenssucht ist, hat in den letzten Jahren mehr Anklang gefunden, aber es gibt immer noch erhebliche Kontroversen in Bezug auf die Operationalisierung des Konzepts. Darüber hinaus haben sich die meisten früheren Studien auf kleine klinische Proben verlassen. Die vorliegende Studie präsentiert eine neue Methode zur Bewertung der Sexsucht - die Bergen-Yale-Sex-Sucht-Skala (BYSAS) - basierend auf etablierten Suchtkomponenten (Salienz / Verlangen, Stimmungsänderung, Toleranz, Rückzug, Konflikt / Probleme und Rückfall / Verlust der Kontrolle). Mithilfe einer Querschnittserhebung wurde das BYSAS an eine breite nationale Stichprobe von 23,533 norwegischen Erwachsenen [im Alter von 16-88 Jahren; Mittelwert (± SD) Alter = 35.8 ± 13.3 Jahre], zusammen mit validierten Messungen der Big Five-Persönlichkeitsmerkmale, Narzissmus, Selbstwertgefühl und einem Maß für sexuelles Suchtverhalten. Sowohl eine explorative als auch eine bestätigende Faktoranalyse (RMSEA = 0.046, CFI = 0.998, TLI = 0.996) unterstützten eine Ein-Faktor-Lösung, obwohl eine lokale Abhängigkeit zwischen zwei Elementen (Elemente 1 und 2) festgestellt wurde. Darüber hinaus hatte die Skala eine gute innere Konsistenz (Cronbachs α = 0.83). Das BYSAS korrelierte signifikant mit der Referenzskala (r = 0.52) und zeigten ähnliche Muster der konvergenten und diskriminanten Validität. Die BYSAS war positiv mit Extrovertiertheit, Neurotizismus, Intellekt / Imagination und Narzissmus verbunden und negativ mit Gewissenhaftigkeit, Verträglichkeit und Selbstachtung verbunden. Hohe Werte auf der BYSAS waren häufiger unter denen, die Männer, Single, jünger und mit höherer Bildung waren. Das BYSAS ist ein kurzes und psychometrisch zuverlässiges und valides Maß für die Beurteilung der Sexsucht. In anderen Ländern und Kontexten ist jedoch eine weitere Validierung des BYSAS erforderlich.

Stichwort: Hypersexualität, Sexsucht, Messentwicklung, psychometrische Skala, Fünf-Faktoren-Modell der Persönlichkeit, Narzissmus, Selbstwertgefühl, Demographie

Einleitung

In den letzten Jahren hat die Forschung nach häufigem und anhaltendem problematischen Sexualverhalten zugenommen (Kraus et al., 2016). Dieses außer Kontrolle geratene, exzessive und problematische Sexualverhalten wurde mit vielen verschiedenen Bezeichnungen beschrieben, darunter Hypersexualität, sexuelle Zwanghaftigkeit, sexuelle Impulsivität, Erotomanie, Nymphomanie (bei Frauen), Satyriasis (bei Männern), Sexsucht, und sexuelle Abhängigkeit (Kafka, 2010; Karilaet al., 2014; Kingston, 2015; Wéry und Billieux, 2017). Über viele Jahre wurde viel darüber debattiert, ob dieses Verhalten am besten als Zwangsstörung, Sucht oder Störung der Impulskontrolle begriffen werden kann (Karila et al., 2014; Piquet-Pessôa et al., 2014) und folglich nach verschiedenen konzeptionellen Modellen (Campbell und Stein, 2015; Kingston, 2015).

Im Zuge neuer Forschungsergebnisse, die darauf hindeuten, dass Sex ein Suchtpotenzial hat - höchstwahrscheinlich vermittelt durch Hirnströme und Neurotransmitter, die bekanntermaßen an Belohnung und Euphorie beteiligt sind - hat das konzeptuelle Interesse an Hypersexualität als Sucht schnell zugenommen (Holstege et al., 2003; Hamann et al., 2004; Guter Mann, 2008; Griffiths, 2012; Koret al., 2013; Karilaet al., 2014; Voon et al., 2014; Kingston, 2015). In diesem Kontext, "Sexsucht " kann als intensiv mit sexuellen Aktivitäten (z. B. Fantasien, Masturbation, Geschlechtsverkehr, Pornografie) über verschiedene Medien (Cybersex, Telefonsex, etc.) definiert werden. Darüber hinaus berichten diejenigen mit der Bedingung, dass ihre sexuelle Motivation unkontrollierbar ist, und dass sie viel Zeit damit verbringen, über sexuelle Aktivitäten nachzudenken und sich mit ihnen zu beschäftigen, die viele andere Bereiche in ihrem Leben negativ beeinflussen.

"Sexsucht" ist derzeit nicht in der psychiatrischen Taxonomie aufgeführt. Aber die Internationale Klassifikation der Krankheit (ICD-10; Weltgesundheitsorganisation, 1992), umfassten exzessiven Sexualtrieb und exzessive Masturbation als Diagnosen, unterteilt in Satyriasis (für Männer) und Nymphomanie (für Frauen), während "zwanghafte Sexualität" derzeit (als Impulskontrollstörung) für die Aufnahme in die Zukunft in Betracht gezogen wird ICD-11 (Grant et al., 2014). Die letzte (fünfte) Ausgabe der Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders (DSM-5; American Psychiatric Association, 2013) hat seine Anerkennung nicht-chemischer Süchte erhöht (Petry, 2015) mit der Einbeziehung von Gambling Disorder als Verhaltenssucht in den Haupttext und Internet Gaming Disorder im Abschnitt Ergebnisse Anhang (Bedingung für weitere Studien). Obwohl Sexsucht (in Form von "Hypersexual Disorder") vorgeschlagen wurde (Kafka, 2010) und bewertet von der DSM-5 Arbeitsgruppe, zusammen mit einer Reihe von empirisch getesteten Kriterien (Kafka, 2010; Reid et al., 2012) wurde es wegen fehlender Forschung in Bezug auf diagnostische Kriterien und einer geteilten Ansicht, wie die Störung zu konzeptualisieren, abgelehnt (Kafka, 2013; Campbell und Stein, 2015).

In Übereinstimmung damit ist eine Einschränkung der bisherigen Forschung das Fehlen eines allgemeinen Konsens darüber, wie Sexsucht zu bestimmen, zu verstehen und zu bewerten ist (Reid, 2016). Daher wurden unzuverlässige Prävalenzschätzungen unter nicht-repräsentativen (selbstgewählten Annehmlichkeits-) Proben berichtet, die von 3 bis 17% (und höher) reichen. Was die demografischen Variablen anbelangt, so hat die Forschung eine relativ konsistente positive Beziehung zwischen der Sexsucht und dem jungen Alter, dem männlichen Geschlecht, dem Single-Status und der Hochschulausbildung gezeigt (zu aktuellen Übersichtsartikeln siehe Kafka, 2010; Sussmanet al., 2011; Karilaet al., 2014; Campbell und Stein, 2015; Wéry und Billieux, 2017). Es wurde jedoch argumentiert, dass Frauen in diesem Forschungsbereich weitgehend unterrepräsentiert sind und daher wenig über ihr Muster der Sexsucht bekannt ist (Dhuffar und Griffiths, 2014, 2015; Klein et al., 2014).

Forschung hat Sexsucht mit Persönlichkeitsfaktoren assoziiert, die für andere Suchtverhalten repräsentativ sind (Karila et al., 2014), einschließlich hoher Extroversion und Neurotizismus sowie geringer Gewissenhaftigkeit und Verträglichkeit (Schmitt, 2004; Pinto et al., 2013; Rettenberger et al., 2016; Waltonet al., 2017). Diese Merkmale beziehen sich auf Persönlichkeiten, die hoch sensationssuchend, emotional reaktiv, spontan und rücksichtslos sind, im Gegensatz zu zurückhaltend, emotional stabil, selbstdiszipliniert und besorgt um soziale Harmonie. Die begrenzte Forschung mit dem Fünf-Faktoren-Modell der Persönlichkeit (Costa und McCrae, 1992; Wiggins, 1996) hat in diesem Zusammenhang die Eigenschaft der Offenheit für Erfahrungen als nicht verwandt mit der Sexsucht gefunden (Schmitt, 2004; Pinto et al., 2013; Rettenberger et al., 2016; Waltonet al., 2017). Es scheint jedoch wahrscheinlicher, dass "liberale Persönlichkeiten", die "Grenzerfahrungen" zu schätzen wissen, stärker von Sexsucht bedroht sind als traditionelle, engstirnige und vorsichtige Menschen (z. B. Elmquist et al., 2016). Süchtige Sexualverhaltensweisen wurden häufig positiv mit Narzissmus in Verbindung gebracht (Black et al., 1997; Raymond et al., 2003; Kafka, 2010; Kasper et al., 2015) und negativ mit dem Selbstwertgefühl zusammenhängen (Cooper et al., 1999, 2004; Delmonico und Griffin, 2008; Koret al., 2014; Doornwaardet al., 2016).

Das wachsende Interesse an "Sexsucht", sowohl konzeptionell als auch empirisch, wurde begleitet von einer rasanten Entwicklung von Instrumenten wie dem Sexual Addiction Screening Test (SAST; Carnes, 1989) und SAST-Revised (SAST-R; Carnes et al., 2010), die Shorter PROMIS Fragebogen-Sexualsubskala (SPQ-S; Christo et al., 2003), PATHOS¹ (Carnes et al., 2012) und der Short Internet Addiction Test (Jung, 1998) angepasst an sexuelle Online-Aktivitäten (s-IAT-Sex; Laier et al., 2013; Pawlikowski et al., 2013; Wéry et al., 2016a). Während andere validierte Skalen entwickelt wurden, bewerten und konzeptualisieren sie "Hypersexualität" als eine zwanghafte, impulsive und / oder sexuelle Dysregulationsstörung (zB Kalichman und Rompa, 1995; Coleman et al., 2001; Reid et al., 2011).

Die oben genannten Skalen variieren stark in Bezug auf den Entwicklungsvorgang, die Itemstruktur, den Cut-Off-Score und die psychometrischen Eigenschaften (Hook et al., 2010; Karilaet al., 2014; Campbell und Stein, 2015; Wéry und Billieux, 2017), und wurden hauptsächlich in kleinen, nicht repräsentativen klinischen und zielgerichteten Proben untersucht (Karila et al., 2014). Einige sind stark bevölkerungsspezifisch (zB männlich, weiblich, schwul; Carnes, 1991;; O'Hara und Carnes, 2000; Carnes und Weiss, 2002), während andere sehr inhaltsspezifisch sind (zB Online-Sexualverhalten; Carnes et al., 2010; Wéry et al., 2016a). Weit verbreitete Skalen (z. B. SAST-R, PATHOS) umfassen auch Dinge, die im Hinblick auf die Definition von Sexsucht unangebracht sind [dh "Wurdest du als Kind oder Jugendlicher sexuell missbraucht?“, „Hatten deine Eltern Probleme mit sexuellem Verhalten?"(SAST; Carnes, 1989, S. 218-219),Hast du jemals Hilfe für sexuelles Verhalten gesucht, das du nicht magst?"(PATHOS; Carnes et al., 2012, p. 11)]. Das SAST-R (Carnes et al., 2010) und PATHOS (Carnes et al., 2012) ein dichotomes Ja / Nein-Antwortformat verwenden, während empirische Forschungsergebnisse darauf hindeuten, dass die Dimensions- / Kontinuumsbeurteilung von problematischem Sexualverhalten Teil der klinischen Diagnosepraxis sein sollte (Winters et al., 2010; Walters et al., 2011; Carvalhoet al., 2015). Aktuelle Skalen, die problematisches Sexualverhalten beurteilen, sind in der Regel relativ lang. Genauer gesagt, Womack et al. (2013) einen Mittelwert von 32.5-Artikeln (SD = 34.2) bei der systematischen Überprüfung von 24-Selbstberichtsexperimenten. Die anzuwendenden Maßnahmen sollten jedoch Schlüsselkriterien erfüllen (wie z. B. die Kürze; Koronczai et al., 2011), insbesondere bei impulsiven Bevölkerungsgruppen, die eher kurzfristige Aktivitäten schätzen und daran teilnehmen.

Eine wohl wesentliche Einschränkung der gegenwärtigen Skalen ist, dass die Items, die süchtig machendes Sexualverhalten bewerten, nicht die zentralen Suchtkomponenten widerspiegeln (Brown, 1993; Griffiths, 2005). Solche Kriterien wurden als Rahmen für die Entwicklung einer Reihe von psychometrischen Skalen für verschiedene Verhaltensabhängigkeiten einschließlich der Arbeitssucht verwendet (Andreassen et al., 2012a), Spielsucht (Lemmens et al., 2009), Einkaufssucht (Andreassen et al., 2015), Spielsucht (Terry et al., 2004) und Social-Media-Sucht (Andreassen et al., 2016). In Bezug auf die Sexsucht wären diese Symptome: Salienz / Verlangen-Über-Beschäftigung mit Sex oder Lust auf Sex, Stimmung Modifikation-Übermäßiger Sex, der Stimmungsschwankungen verursacht, Toleranz- zunehmende Mengen an Sex im Laufe der Zeit, Rückzug-unangenehme emotionale / körperliche Symptome, wenn man keinen Sex hat, KonfliktInter- / intrapersonale Probleme als direkte Folge exzessiven Geschlechts, Rückfall- Rückkehr zu vorherigen Mustern nach Perioden mit Abstinenz / Kontrolle, und Probleme- beeinträchtigte Gesundheit und Wohlbefinden durch süchtig machendes Sexualverhalten.

Aktuelle Skalen erfassen üblicherweise einige der oben genannten Symptome, decken jedoch nicht alle ab (z. B. PATHOS und SAST-R). Ein Grund dafür könnte sein, dass zuvor entwickelte Skalen von drei prominenten Sätzen vorgeschlagener Kriterien inspiriert wurden, die in der Literatur identifiziert wurden. Dies sind (i) Carnes ' 1991 Kriterien, die Rückzug und Salience ausschließen, (ii) Goodman's (1998) Kriterien, die eine Stimmungsänderung ausschließen, und (iii) Kafkas (2010, 2013) Kriterien, die Toleranz, Stimmungsänderung, Auffälligkeit und Rückzug nicht einschließen (Wéry und Billieux, 2017). Die s-IAT-Geschlechtsskala (Laier et al., 2013; Pawlikowski et al., 2013; Wéry et al., 2016a) beinhaltet alle wichtigen Suchtkriterien, wurde jedoch speziell entwickelt, um nur die Online-Sexsucht zu bewerten. Während moderne Internetanwendungen die Entstehung von suchterzeugendem Sexualverhalten aufgrund von Faktoren wie Bequemlichkeit, Anonymität, Zugänglichkeit und Enthemmung erleichtern und verstärken können (Griffiths, 2012; Wéry und Billieux, 2017) gibt es wohl eine Forderung nach einer kurzen und psychometrisch fundierten Beurteilungsmaßnahme, die Sexsucht unabhängig von Ort, Kontext und Bevölkerung bestimmt.

In Anbetracht der oben erwähnten Erkenntnisse und Debatten auf diesem Gebiet, untersuchte die vorliegende Studie die psychometrischen Eigenschaften einer neuen kurzen Sex-Sucht-Maßnahme, der Bergen-Yale-Sex-Sucht-Skala (BYSAS), bestehend aus Items, die auf der Grundlage von Kernkriterien konstruiert wurden über mehrere verhaltensbezogene Süchte hinweg und anhand etablierter Sucht-Frameworks die inhaltliche Validität hervorheben (Brown, 1993; Griffiths, 2005; American Psychiatric Association, 2013; Andreassen et al., 2013). Es wurde erwartet, dass das neue Instrument stark mit ähnlichen Konstrukten (dh konvergenter Validität) korreliert und schlecht mit unterschiedlichen Konstrukten korreliert (dh diskriminante Validität; Nunnally und Bernstein, 1994). Sechs Hypothesen wurden untersucht. Das waren die:

Hypothese 1. Das BYSAS hat eine Ein-Faktor-Struktur mit hoher Faktorbelastung (> 0.60) für alle Skalenelemente und alle Indizes (quadratischer mittlerer Approximationsfehler [RMSEA] <0.06, Vergleichsanpassungsindex [CFI] und Tucker-Lewis-Index [TLI] ]> 0.95; Hu und Bentler, 1999) zeigt eine gute Datenanpassung.
Hypothese 2. Das BYSAS hat eine hohe interne Konsistenz (Cronbachs Alpha> 0.80).
Hypothese 3. Das BYSAS korreliert positiv mit einem anderen Maß an suchterzeugendem Sexualverhalten (SPQ-S; Christo et al., 2003).
Hypothese 4. Der BYSAS-Score ist positiv mit männlichen, einfachen und höher gebildeten und umgekehrt mit dem Alter verbunden.
Hypothese 5. Der BYSAS-Score ist positiv mit Neurotizismus, Extrovertiertheit und Offenheit verbunden und negativ mit Verträglichkeit und Gewissenhaftigkeit verbunden.
Hypothese 6. Der BYSAS-Score ist positiv mit Narzissmus und negativ mit dem Selbstwertgefühl verbunden.

Material und Methoden

Verfahren

Die Daten wurden über eine webbasierte Querschnittstudie erhoben, in der übermäßiges Verhalten bewertet wurde. Die Umfrage wurde in der Online-Ausgabe von fünf verschiedenen landesweiten norwegischen Zeitungen im Frühjahr 2014 ausgestrahlt. Um teilzunehmen, wurden die Befragten angewiesen, auf einen Online-Link zu klicken. Alle Befragten mussten mindestens 16 Jahre alt sein. Informationen zur Studie wurden auf der Webseite bereitgestellt. Die Befragten wurden darüber informiert, dass sie auf der Grundlage ihrer Bewertungen ein automatisch generiertes Feedback erhalten würden, sowie eine Interpretation, die sich auf mehrere der Skalen nach Abschluss der Umfrage bezieht. Es wurde kein materieller / monetärer Anreiz zur Verfügung gestellt. Alle Daten wurden auf einem Server gespeichert, der von einem Unternehmen gehostet wird, das solche Umfragen für die Forscher durchführt (www.surveyxact.no). Eine Woche nach Beginn der Studie wurden alle gesammelten Daten an das Forschungsteam weitergeleitet.

Insgesamt haben die 23,533-Personen alle Punkte der Umfrage ausgefüllt (und für die Analyse behalten). Die Teilnahme war freiwillig, anonym, vertraulich und nicht interventionell und folgte den ethischen Richtlinien der Helsinki-Erklärung und des norwegischen Gesundheitsforschungsgesetzes. Das Institutional Review Board der Fakultät für Psychologie der Universität Bergen hat die Studie genehmigt.

Teilnehmer

Das Durchschnittsalter der Teilnehmer (N = 23,533) war 35.8 Jahre (SD = 13.3) im Bereich von 16 bis 88 Jahren. In Bezug auf die eingeschlossenen Altersgruppen war die Mehrheit der Teilnehmer 16 bis 30 Jahre alt (40.7%), gefolgt von den 31 bis 45 Jahren (35%), 46 bis 60 Jahren (19.8%) und über 60 Jahren (4.5 Jahre) %). Die Stichprobe umfasste 15,299 Frauen (65%) und 8,234 Männer (35%). In Bezug auf den Beziehungsstatus befanden sich derzeit 15,373 (65.3%) in einer Beziehung (dh verheiratet, Partner nach allgemeinem Recht, Partner, Freund oder Freundin) und 8,160 (34.7%) waren nicht (dh ledig, geschieden, getrennt, Witwe) oder Witwer). In Bezug auf die Ausbildung hatten 2,350 die Pflichtschule abgeschlossen (10%), 5,949 hatten die High School abgeschlossen (25.3%), 3,989 hatten die Berufsschule abgeschlossen (17%), 7,630 hatten einen Bachelor-Abschluss (32.4%), 3,343 hatten einen Master-Abschluss (14.2%) und 272 hatten einen Doktortitel (1.2%).

Maßnahmen

Demographie

Die Teilnehmer beendeten Ein-Punkte-Demografien (dh Alter, Geschlecht, Beziehungsstatus, höchste abgeschlossene Ausbildung) unter Verwendung eines geschlossenen Antwortformats.

Bergen-Yale-Sex-Sucht-Skala (BYSAS)

Das BYSAS wurde unter Verwendung der sechs von Brown hervorgehobenen Suchtkriterien entwickelt (1993), Griffiths (2005) und American Psychiatric Association (2013) umfasst Salienz, Stimmungsschwankungen, Toleranz, Entzugserscheinungen, Konflikte und Rückfall / Kontrollverlust. Ein Artikel wurde für jedes einzelne Kriterium erstellt. Genauer gesagt enthielten die Kriterien Gegenstände, die sich auf Salienz / Verlangen (dh Beschäftigung mit Sex / Masturbation), Stimmungsmodifikation (dh Sex / Masturbation verbessern die Stimmung), Toleranz (dh mehr Sex / Masturbation sind erforderlich, um zufrieden zu sein) , Entzugssymptome (dh Reduktion oder Ausschluss von Sex / Masturbation erzeugen Ruhelosigkeit und negative Gefühle), Konflikte / Probleme (dh Sex / Masturbation schafft Konflikte und verursachen ein Problem) und Rückfall / Verlust der Kontrolle (dh Rückkehr zu alter Sex / Masturbation nach einer Phase der Kontrolle oder Abwesenheit). Der spezifische Wortlaut der Items und der Antwortalternativen basierte auf den Formulierungen und Antwortalternativen, die in Skalen zur Bewertung anderer Verhaltensabhängigkeiten verwendet wurden (Andreassen et al., 2012b). Der Zeitrahmen für das vergangene Jahr wurde mit einem 5-Punkt-Likert-Antwortformat (0 = sehr selten, 1 = selten, 2 = manchmal, 3 = vorgenommen, und 4 = sehr oft; sehen Anhang A für eine vollständige Liste von Elementen und Antwortformaten für die BYSAS), was zu einem zusammengesetzten BYSAS - Score von 0 bis 24 führt (siehe Tabelle) Table1) .1). Um operativ in der vorliegenden Studie als "sexsüchtig" eingestuft zu werden, mussten die Symptome auf einer bestimmten Stufe / Größe vorhanden sein [definiert als mindestens 3 (vorgenommen, ) oder 4 (sehr oft)]. Dies steht im Einklang mit der Art und Weise, in der die Cut-offs für andere Maßstäbe zur Bewertung von Verhaltensabhängigkeiten operationalisiert wurden (z. B. Lemmens et al., 2009; Andreassen et al., 2012b). Darüber hinaus musste eine bestimmte Anzahl von Kriterien (oft mehr als die Hälfte) bestätigt werden (hier "oft" oder "sehr oft"), um als Sucht eingestuft zu werden (American Psychiatric Association, 2013). In diesem Fall mussten mindestens vier der sechs BYSAS-Items bestätigt werden, um den Teilnehmer als sexsüchtig zu betrachten. Das Bewerten von 0 auf dem zusammengesetzten BYSAS-Score wurde als "keine Sexsucht" definiert, was vernünftig erscheint, da diese Teilnehmer "niemals" auf alle sechs Items antworten. Ein zusammengesetzter Score zwischen 1 und 6 wurde als "niedriges Sexsucht-Risiko" definiert, da diese Teilnehmer bei zwei der sechs Punkte maximal über dem Cut-Off liegen konnten. Jene mit einem zusammengesetzten Score von 7 oder höher, die die Kriterien für die Sexsucht nicht erfüllten, wurden als "moderates Sex-Sucht-Risiko" definiert. Dieses Etikett scheint geeignet zu sein, da dies bei allen sechs Elementen einem Mittelwert über 1 entspricht.

Tabelle 1

Die Verteilung von Noten, Mittelwert und Standardabweichung (SD) zu den sechs Artikeln der Bergen-Yale-Sexsucht-Skala (BYSAS) für Männer (♂, n = 8,234), Frauen (♀, n = 15,299), und das ganze (=) Beispiel (N = 23,533).

Artikel			Häufigkeit (%)					Bedeuten	SD
Wie oft hast du im vergangenen Jahr ...			0	1	2	3	4
1.	Haben Sie viel Zeit damit verbracht, über Sex / Masturbation oder geplanten Sex nachzudenken? [BYSAS1 über Salienzsehnsucht]	♂ ♀ =	20.5 52.6 41.4	19.0 20.1 19.7	31.7 19.4 23.7	20.0 6.1 11.0	8.7 1.7 4.2	1.78 0.84 1.17	1.23 1.05 1.20
2.	Fühlten Sie einen Drang, mehr und mehr zu masturbieren / Sex zu haben? [BYSAS2 auf Toleranz]	♂ ♀ =	26.4 58.7 47.4	24.3 19.9 21.4	28.4 15.4 20.0	14.8 4.7 8.3	6.1 1.3 3.0	1.50 0.70 0.98	1.20 0.98 1.13
3.	Benutzter Sex / Masturbation, um persönliche Probleme zu vergessen / zu entkommen? [BYSAS3 bei Stimmungsänderung]	♂ ♀ =	59.3 76.6 70.6	17.5 11.8 13.8	14.4 8.4 10.5	5.7 2.4 3.5	3.1 0.8 1.6	0.76 0.39 0.52	1.09 0.80 0.93
4.	Versucht, Sex / Masturbation ohne Erfolg zu reduzieren? [BYSAS4 auf Rückfall-Verlust der Kontrolle]	♂ ♀ =	67.0 92.2 83.4	16.3 5.3 9.2	10.6 1.6 4.7	4.2 0.6 1.8	1.9 0.3 0.9	0.58 0.11 0.28	0.97 0.45 0.71
5.	Unruhig oder unruhig werden, wenn dir Sex / Masturbation verboten wurde? [BYSAS5 auf Entzugserscheinungen]	♂ ♀ =	53.0 81.5 71.5	21.0 10.1 13.9	16.4 6.0 9.6	6.8 1.8 3.5	2.8 0.6 1.4	0.85 0.29 0.49	1.10 0.71 0.91
6.	Hatte so viel Sex, dass es negative Auswirkungen auf Ihre privaten Beziehungen, Wirtschaft, Gesundheit oder Arbeit, Studien hatte? [BYSAS6 über Konfliktprobleme]	♂ ♀ =	87.1 96.3 93.0	7.8 2.5 4.4	3.3 0.8 1.7	1.0 0.3 0.5	0.9 0.1 0.4	0.21 0.05 0.11	0.63 0.31 0.46

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Die Skala reichte von 0 - "sehr selten" bis 4 - "sehr oft". Der mittlere zusammengesetzte Score für die gesamte Probe war 3.54 (SD = 4.14). Composite-Score-Bereich 0-24.

Kürzere PROMIS Fragebogen-Sex Subskala

Der kürzere PROMIS-Fragebogen [SPQ; Christoet al., 2003 (PROMIS Fragebogen; Lefever, 1988)] ist ein psychometrisch validiertes Maß für 16 (chemisches und nicht-chemisches) Suchtverhalten, einschließlich Sex (z. B. Haylett et al., 2004; Pallanti et al., 2006; MacLaren und Beste, 2010, 2013). Die Teilnehmer beendeten die Sex-Subskala des SPQ mit einer 6-Punktskala [0 = überhaupt nicht wie ich und 5 = die meisten mögen mich; 10 Artikel: M = 13.44, SD = 7.14, α = 0.90; Beispielgegenstand:Ich würde die Gelegenheit nutzen, Sex zu haben, obwohl ich es gerade mit jemand anderem gehabt habe"(Siehe Anhang B für die vollständige Liste der Gegenstände)]. Die Sexual-Subskala der SPQ (im Folgenden als SPQ-S bezeichnet) bewertet einige Aspekte von Belohnungssuche und -zwang, einschließlich einiger potentiell suchterzeugender Verhaltensweisen und Symptome von Sexualstörungen. Es bewertet jedoch nur suchterzeugende Tendenzen zu Sexualverkehr / -aktivitäten (mit anderen) und schließt auch Kernsuchtkriterien aus. Die 10-Artikel des SPQ-S wurden von den norwegischen Autoren der vorliegenden Studie getrennt aus dem Englischen ins Norwegische übersetzt.

Große Fünf

Der Mini-Internationale Persönlichkeitspool (Mini-IPIP; Donnellan et al., 2006) wurde verwendet, um Persönlichkeit zu beurteilen, und ist ein psychometrisch akzeptables und praktisch nützliches kurzes Maß für die Big Five Faktoren (Costa und McCrae, 1992; Wiggins, 1996). Die Teilnehmer haben das 20-Objekt Mini-IPIP mit einer 5-Punktskala (1 = sehr ungenau und 5 = sehr akkurat) Vier Elemente, die zu jeder der folgenden Subskalen gehören: Extroversion (z. B. "Rede mit vielen verschiedenen Leuten auf Partys"; M = 14.47, SD = 3.65, α = 0.81), Verträglichkeit (z. B. "Fühle die Gefühle anderer"; M = 16.32, SD = 2.95, α = 0.76), Gewissenhaftigkeit (zB "Wie Ordnung"; M = 14.90, SD = 3.22, α = 0.70), Neurotizismus (z. B. "Ärgere dich einfach"; M = 11.81, SD = 3.54, α = 0.73) und Intellekt / Imagination (zB "Habe eine lebhafte Phantasie"; M = 14.26, SD = 3.14, α = 0.69), wobei letzteres der Offenheit des Konstrukts ähnlich ist.

Narzissmus

Das narzisstische Persönlichkeits-Inventar-16 [NPI-16; Ames et al., 2006 (NPI; Raskin und Terry, 1988)] ist ein psychometrisch gültiges Maß subklinischen Narzißmus (Konrath et al., 2014). Die Teilnehmer vervollständigten den NPI-16 mit einer 5-Punkt-Likert-Skala (1 = entschieden widersprechen und 5 = stimme voll und ganz zu; 16 Artikel [zB "Ich bin bereit zu zeigen, wenn ich die Chance bekomme"]: M = 44.12, SD = 10.11, α = 0.89). Je höher die Punktzahl, desto narzisstischer ist das Individuum. Die Gesamtpunktzahl wurde signifikant mit Expertenbewertungen der narzißtischen Persönlichkeitsstörung korreliert (Miller und Campbell, 2008).

Selbstachtung

Die Rosenberg-Selbstwertschätzung (RSES; Rosenberg, 1965) ist ein psychometrisch valides Instrument zur Beurteilung des Selbstwertgefühls (zB Huang und Dong, 2012). Die Teilnehmer beendeten das RSES mit einer 4-Punkt-Likert-Skala (0 = stimme voll und ganz zu und 3 = entschieden widersprechen; 10 Artikel [zB "Alles in allem bin ich geneigt zu fühlen, dass ich ein Versager bin", "Ich kann so gut wie die meisten anderen Menschen"]: M = 29.23, SD = 5.34, α = 0.89). Das RSES bewertet das Selbstwertgefühl als ein einziges Konstrukt und soll ein globales Maß für das wahrgenommene Selbstwertgefühl des Selbstwertgefühls des Teilnehmers darstellen. Es misst sowohl positive als auch negative Gefühle über das Selbst. Die fünf positiven Aussagen wurden neu kodiert, was bedeutet, dass eine hohe zusammengesetzte Punktzahl ein hohes Selbstwertgefühl widerspiegelte.

Datenanalyse

Die Dimensionalität des BYSAS wurde durch eine Kombination aus explorativer (EFA) und konfirmatorischer Item-Faktor-Analyse (CFA) getestet, die getrennt nach der zufälligen Aufteilung der gesamten Stichprobe durchgeführt wurde. Das Ziel der explorativen Analyse bestand darin, die Gesamtstruktur der enthaltenen Elemente zu testen, wobei ein besonderer Schwerpunkt auf der Erkennung von Abweichungen von der erwarteten eindimensionalen Struktur lag. Das Ziel des CFA bestand darin, die Anpassungsgüte des eindimensionalen Messmodells für das BYSAS zu bewerten. In der EFA waren Faktor-Extraktionskriterien sehr einfache Struktur (VSS) (Revelle und Rocklin, 1979) und Velicers (1976) minimale durchschnittliche Partial (MAP) Statistik. Eine Bifaktorrotation (Jennrich und Bentler, 2011) wurde benutzt. Die Bifaktorrotation ermöglicht die Trennung eines gemeinsamen Faktors und eines oder mehrerer spezifischer Faktoren. Wie von Reise et al. (2007), ist das Bifaktormodell besonders nützlich, um Verletzungen von Undimensionalität zu erkennen. Im Zusammenhang mit der Prüfung eindimensionaler Messmodelle ist das Vorhandensein spezifischer Faktoren in einem Bifaktormodell ein Zeichen lokaler Abhängigkeit innerhalb des Faktors. Solche spezifischen Faktoren könnten von substanziellem Interesse sein, stellen jedoch eine Verletzung der Eindimensionalität dar.

Die Ergebnisse der EFA-Probe wurden in den CFA-Test des eindimensionalen Modells bei der zweiten Teilung der Probe eingespeist. Das Hauptziel des CFA bestand darin, die Anpassung eines eindimensionalen Messmodells für das BYSAS zu untersuchen und die Diskriminierung und Informationen aus den enthaltenen Elementen zu testen. Die globale Modellanpassung wurde mit dem robusten Mplus-Schätzer für kleinste Quadrate bewertet. Der quadratische mittlere Approximationsfehler (RMSEA), der Vergleichsanpassungsindex (CFI) und der Tucker-Lewis-Index (TLI) wurden als Indikatoren für die globale Modellanpassung verwendet. Für eine gute Anpassung sollten diese Werte <0.06,> 0.95 bzw.> 0.95 sein (Hu und Bentler, 1999). Wir verglichen zwei Klassen eindimensionaler Item Response Theory (IRT) Modelle: Das Rasch Teilkreditmodell (Masters, 1982) und das abgestufte Antwortmodell (Samejima, 1997). Um die Position des Rasch-Teilkreditmodells zu beurteilen, haben wir Infit und mittlere Quadrate (Wright und Masters, 1982). Gemäß herkömmlichen Standards für Umfrageforschung sollten Infit und Outfit Mean Squares (MSQ) vorzugsweise im Bereich von 0.6 bis 1.4 liegen (Wright und Linacre, 1994), aber gerade Zahlen im Bereich 0.5 bis 1.5 können als "produktiv für die Messung" angesehen werden (Linacre, 2002). Ein Wert unterhalb von 1 bedeutet, dass die Itemantworten zu vorhersehbar sind (Overfit), während ein Wert über 1 bedeutet, dass die Datenantworten zu zufällig sind (Underfit). Der infit MSQ wird gewichtet, so dass Informationen in der Nähe des Zielelements oder der Person mehr Gewicht erhalten.

Um die Invarianz zu testen, wurde die differential item functioning (DIF) in Bezug auf Geschlecht und Altersgruppen unter Verwendung eines Constrained-Stepdown-Ansatzes untersucht, wie er im Rmirt-Paket implementiert ist (Chalmers, 2012). In der DIF-Analyse wurden die Elemente zunächst so eingeschränkt, dass sie über Gruppen hinweg gleiche Diskriminierungen und Schwellenwerte aufwiesen. Statistisch signifikante Einschränkungen wurden dann sequenziell freigegeben, wobei die verbleibenden Elemente als Ankerelemente verwendet wurden. Dieses sequenzielle Stepdown-Verfahren wurde zuerst für das Geschlecht angewendet, wobei Männer als fokale Gruppe und Frauen als Referenzgruppe behandelt wurden. Dasselbe Verfahren wurde für Altersgruppen wiederholt, wobei frühe Erwachsene (16-39-Jahre) als Referenzgruppe und mittleres / spätes Erwachsenenalter (40-88-Jahre) als fokale Gruppe behandelt wurden. Die Altersgruppe wurde als Kompromiss zwischen der Altersspanne (24 vs. 49 Jahre) und der Anzahl der Teilnehmer in den Gruppen (61.8% vs. 38.2%) erstellt. Abschließend wurde der Einfluss von DIF auf die Testergebnisse durch Differentialtestfunktion (DTF) nach Meade (2010) und von Chalmers et al. (2015).

Die anderen Analysen wurden mit SPSS, Version 22, durchgeführt. Das BYSAS wurde nach Transformation der Variablen in Ränge hinsichtlich der internen Konsistenz (Cronbachs Alpha-Koeffizient) und der korrigierten Gegenstands-Gesamt-Korrelationen bewertet, um zu vermeiden, dass die Ergebnisse durch Schiefe beeinflusst werden (Greer) et al., 2006). Korrelationskoeffizienten wurden berechnet, um die Wechselbeziehungen zwischen allen Studienvariablen zu bewerten; r über 0.1, 0.3 und 0.5 wurden jeweils als kleine, mittlere und große Effektgröße interpretiert (Cohen, 1988). Unterschiede in den Durchschnittswerten der BYSAS-Elemente zwischen Männern und Frauen wurden berechnet; Cohens d Werte von 0.2, 0.5 und 0.8 wurden als kleine, mittlere und große Effekte definiert (Cohen, 1988).

Bei der Untersuchung von Faktoren im Zusammenhang mit Sexsucht wurde eine multinomiale Regressionsanalyse durchgeführt, die auf der Kategorie „Keine Sexsucht“ (Punktzahl Null) (33.8% der Stichprobe) als Referenz basiert. „Niedriges Sexsuchtrisiko“ (Punktzahl 1–6) umfasste die zweite Kategorie (46.3% der Stichprobe), „Mäßiges Sexsuchtrisiko“ (Punktzahl 7 oder höher) umfasste die dritte Kategorie (19.1% der Stichprobe). und „Sexsucht“ (Punktzahl 3 oder 4 bei mindestens vier der sechs BYSAS-Kriterien) umfasste die vierte Kategorie (0.7% der Stichprobe). Unabhängige Variablen bestanden aus Geschlecht, Alter, Beziehungsstatus, Bildungsniveau, den fünf Persönlichkeitssubskalen des Mini-IPIP sowie dem Score des NPI-16 und des RSES. Die Ausbildung wurde Dummy-codiert, sodass die größte Kategorie (dh der Bachelor-Abschluss) die Referenzkategorie umfasste. In die Analyse wurde jede unabhängige Variable gleichzeitig einbezogen. Wenn das 95% -Konfidenzintervall (CI) 1.00 nicht enthält, wird das Ergebnis als statistisch signifikant angesehen.

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Die Ergebnisse

Maßstab Konstruktion und Entwicklung

Tisch Tabelle11 zeigt eine deskriptive Statistik der Antworten auf die sechs BYSAS-Elemente. Der Mittelwert in der Stichprobe war 3.54 aus 24 (SD = 4.14). Elemente 1 (BYSAS₁: Salienz / Verlangen) und 2 (BYSAS₂: Toleranz) wurden häufiger in der höheren Bewertungskategorie als andere Artikel befürwortet. Männer erzielten bei allen sechs BYSAS-Elementen und der Effektgröße (Cohens) eine höhere Punktzahl als Frauen d) der Differenz in Item Mittelwerte zwischen den Geschlechtern waren 0.84 für Salienz / Craving (groß), 0.75 für Toleranz (groß), 0.41 für Stimmungsänderung (mittel-klein), 0.69 für Rückfall / Verlust der Kontrolle (mittel-groß), 0.65 für den Rückzug (mittel-groß) und 0.36 für Konflikte / Probleme (mittel-klein).

Die EFA schlug vor, einen Faktor nach dem VSS-Kriterium zu extrahieren, aber zwei Faktoren nach dem MAP-Kriterium von Velicer. Die Bifaktorrotation der Zwei-Faktor-Lösung ergab einen starken allgemeinen Faktor für alle sechs Elemente mit Ladungen im Bereich von 0.70 (BYSAS)₁) zu 0.86 (BYSAS₄ und BYSAS₆) und ein zusätzlicher spezifischer Faktor von BYSAS₁ und BYSAS₂. Der spezifische Faktor könnte als lokale Abhängigkeit zwischen BYSAS interpretiert werden₁ und BYSAS₂und eine Verletzung der Eindimensionalität darstellt.

In Übereinstimmung mit den Ergebnissen der EFA ein Ein-Faktor-Modell mit korrelierten Fehlertermen für BYSAS¹ und BYSAS² wurde in einem CFA mit dem Mplus-robusten gewichteten Least-Square-Schätzer für kategoriale Daten getestet. Die Statistiken zur begrenzten Informationsanpassung aus der Mplus-Schätzung der robusten gewichteten kleinsten Quadrate zeigten eine RMSEA von 0.046 [90% CI = 0.041, 0.051], eine CFI von 0.998 und eine TLI von 0.996, was eine hohe Anpassungsgüte zwischen dem Ein-Faktor-Modell anzeigt und die Daten. Zahl Abbildung11 zeigt die Faktorladungen basierend auf der konfirmatorischen Teilstichprobe (n = 11,766).

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Figure 1

Die Faktorenstruktur der Bergen-Yale-Sexsucht-Skala (BYSAS) zeigt standardisierte Faktorladungen für die CFA-Unterstichprobe (n = 11,766).

Um die Überschneidung zwischen BYSAS zu berücksichtigen₁ und BYSAS₂ in den eindimensionalen IRT-Modellen ein Testlet der Summe von BYSAS₁ und BYSAS₂ wurde errichtet. Da die aktuellen Positionen stark verzerrt waren, basierten die Theta-Schätzungen auf der empirischen Histogrammmethode (Woods, 2007). Tabelle Tabelle22 zeigt die Infit- und Outfit-Mean-Quadrate (MSQ) aus dem Teilkreditmodell. Alle init-gemittelten Quadrate waren in der gewünschten 0.6 bis 1.4-Bandbreite (Wright und Linacre, 1994; Bond und Fuchs, 2015). Die untersuchte MSQ-Ausstattung für drei Artikel war in der Umfrageforschung zwar niedriger als die vorgeschriebene 0.6- bis 1.4-Bandbreite, lag aber immer noch im Bereich der "produktiven Messung" (Linacre, 2002). Das Testlet Outfit MSQ war 0.46. Die Borderline-Outfit-MSQ-Werte könnten ein gewisses Maß an Inhaltsredundanz in dem Testlet widerspiegeln. Das heißt, bei einer gegebenen Punktezahl gibt es eine hohe Übereinstimmung zwischen den Elementpaaren und zu wenige "unerwartete" Antworten. Die Infit-MSQ-Werte waren im Allgemeinen näher am erwarteten Wert von 1 und könnten dies widerspiegeln, obwohl die Antworten sehr konsistent waren, waren sie im Sinne von Guttman nicht deterministisch für eine streng geordnete Sequenz von Itemantworten innerhalb des Merkmals. Die beobachtete Bandbreite von Infit- und Outfit-Werten deutete darauf hin, dass die BYSAS-Positionen in etwa den Rasch-Teilkreditmodellen entsprachen. Dennoch war die Modellanpassung besser als die entspannten Annahmen des abgestuften Antwortmodells im Vergleich zum Rasch-Teilkreditmodell (Akaikes-Informationskriterium PCM = 95155; Akaikes-Informationskriterium abgestuftes Antwortmodell = 94843).

Tabelle 2

Item-Fit-Statistik aus Rasch-Teilkreditmodell.

Artikel	Infiziere MSQ	z.infit	Outfit MSQ	z.outfit
BYSAS3	0.937	-3.430	0.696	-6.951
BYSAS4	0.942	-2.326	0.556	-7.082
BYSAS5	0.809	-10.684	0.575	-10.284
BYSAS6	0.916	-2.063	0.502	-6.545
Testlet BYSAS1 und 2	0.647	-26.029	0.459	-34.167

Bysas, Bergen-Yale-Sex-Sucht-Skala; MSQ, mittleres Quadrat.

Tisch Tabelle33 zeigt die Ergebnisse von Tests der Differentialfunktion (DIF) und die geschätzte Auswirkung von DIF auf Item-Scores und erwartete Gesamtscores (differential test functional; DTF). Die erste Spalte zeigt die Veränderung des Chi-Quadrats, wenn Annahmen über invariante Neigungen und Abschnitte freigegeben werden. Der sequenzielle Abwärts-Test des differenziellen Postens, der nach Geschlecht funktionierte, zeigte, dass BYSAS₃ und BYSAS₄ arbeitete anders für Männer und Frauen, mit einem signifikanten Rückgang der Chi-Quadrat bei der Freigabe Invarianz Einschränkungen [BYSAS₃: Chi-Quadrat (5) = 314.08, p <0.001; BYSAS₄: Chi-Quadrat (5) = 228.36, p <0.001]. Der DIF nach Altersgruppen identifizierte BYSAS₃ und BYSAS₄ wie Artikel, die nach Altersgruppen unterschiedlich funktionieren [BYSAS₃: Chi-Quadrat (5) = 67.28; BYSAS₄: Chi-Quadrat (5) = 54.33]. Für die anderen Elemente waren Modelleinschränkungen nicht signifikant, was darauf hinweist, dass die Invarianzannahme für diese Elemente konsistent mit den Daten war. Somit erfüllte das BYSA die Annahmen von teilweise skalare Äquivalenz über Geschlecht und Altersgruppen.

Tabelle 3

Test der Funktionsfähigkeit des Differentialteils und Funktion des Differentialtests.

	LRT DIF	df	p	SIDS / STD	ESSD / ETSSD
GESCHLECHT (WEIBLICHE REF.)
BYSAS3	314.083	5	<0.001	-0.281	-0.360
BYSAS4	228.358	5	<0.001	0.193	0.335
Auswirkung Gesamtpunktzahl				-0.088	-0.022
ALTERSGRUPPE (JUNGE ERWACHSENE REF.)
BYSAS3	67.289	5	<0.001	0.022	0.04
BYSAS4	54.334	5	<0.001	-0.018	-0.05
Auswirkung Gesamtpunktzahl				0.004	0.001

LRT, Wahrscheinlichkeits-Verhältnis-Test; DIF, Differentialfunktion; SIDS, unterzeichneter Artikelunterschied in der Stichprobe; STDS, signierter Testunterschied in der Stichprobe; ESSD, erwarteter Score standardisierte Differenz; ETSSD, erwarteter Test-Score standardisierte Differenz.

Die dritte und vierte Spalte der Tabelle Tabelle33 zeigt die Effektgröße von DIF und DTF für BYSAS₃ und BYSAS₄, zusammengefasst durch den Unterschied zwischen den unterzeichneten Punkten in der Stichprobe (SIDS / STDS) und die erwartete standardisierte Differenz (ESSD / ETSSD). Auf der gleichen Merkmalsstufe war der durchschnittliche Standardeinheitsunterschied zwischen Männern und Frauen -0.36 für BYSAS₃ und 0.335 für BYSAS₄. Auf der Test-Ebene lösten sich diese gegensätzlichen Effekte gegenseitig auf, wobei ein vernachlässigbarer differentieller Test für den erwarteten Gesamtsummenwert funktionierte. Ähnlich für DIF nach Altersgruppe, die Wirkung von BYSAS₃ und BYSAS₄ waren in der entgegengesetzten Richtung und löschten den Gesamteffekt aus. Junge Erwachsene bewerteten 0.04-Standardeinheiten höher auf BYSAS₃und 0.05-Standardeinheiten auf BYSAS₄ verglichen mit der mittleren / späten Erwachsenengruppe. Auf der Test-Ebene war der Einfluss von DIF nur 0.0001 Standard-Einheiten, was darauf hindeutet, dass der beobachtete DIF für BYSAS₃ und BYSAS₄ hatte keinen Einfluss auf die Gesamtpunktzahl. Zusammenfassend, obwohl DIF für zwei Punkte beobachtet wurde, war der Einfluss auf das Testniveau (DTF) sehr klein oder ignorierbar. Die Kurven für die Testinformationen für Männer und Frauen sind in Abbildung dargestellt Abbildung2.2. Die Abbildung zeigt, dass die BYSAS die meisten Informationen auf sehr hohem Niveau der Sexsucht (Theta) für Männer und Frauen hatte, aber sehr wenig Information bei niedrigeren Niveaus der Sexsucht.

Figure 2

Testinformationskurven aus der abgestuften Antwortmodellschätzung der Bergen-Yale-Sexsucht-Skala (n = 11,766).

Zuverlässigkeit und interne Konsistenz des BYSAS

Das Cronbach-Alpha für das BYSAS betrug 0.83, und die korrigierten Korrelationskoeffizienten zwischen Element und Gesamt für die Elemente 1 bis 6 betrugen 0.69 (BYSAS)₁: Salienz / Verlangen), 0.74 (BYSAS₂: Toleranz), 0.62 (BYSAS₃: Stimmungsmodifikation), 0.57 (BYSAS₄: Rückfall / Kontrollverlust), 0.66 (BYSAS₅: Entzugssymptome) und 0.42 (BYSAS₆: Konflikt / Probleme).

Konvergente und diskriminierende Validität

Der Korrelationskoeffizient zwischen dem zusammengesetzten Score des BYSAS und der Geschlechts-Subskala des SPQ betrug 0.52. Tabelle Tabelle44 zeigt, dass beide Skalen ähnliche Korrelationsmuster mit anderen in der Studie untersuchten Variablen aufwiesen. Die Korrelationskoeffizienten nullter Ordnung zwischen den Studienvariablen reichten von -0.53 (zwischen Selbstwertgefühl und Neurotizismus) bis 0.52 (zwischen dem BYSAS und dem SPQ-S).

Tabelle 4

Korrelationskoeffizienten nullter Ordnung (Pearson-Produkt-Moment-Korrelation, Punkt-Biserial-Korrelation, Phi-Koeffizient) zwischen Variablen.

	Variablen	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11	12	13	14	15	16	17
1	BYSAS	-
2	SPQ-S	0.519
3	Geschlecht _{(1 = ♂, 2 = ♀)}	-0.377	-0.252
4	Alter	-0.190	-0.086	0.031
5	Beziehung^a	0.090	0.078	-0.065	-0.218
6	Grundschule	0.046	0.014	-0.028	-0.205	0.149
7	High School	0.036	0.027	0.015	-0.197	0.094	-0.194
8	Berufsschule	0.028	0.028	-0.123	0.138	-0.049	-0.150	-0.263
9	Bachelorabschluss	-0.051	-0.032	0.095	0.118	-0.081	-0.231	-0.403	-0.313
10	Master-Studium	-0.040	-0.029	0.015	0.097	-0.073	-0.136	-0.237	-0.184	-0.282
11	Doktorgrad	-0.014	-0.010	-0.018	0.057	-0.035	-0.036	-0.063	-0.049	-0.075	-0.044
12	Extroversion	0.014	0.091	0.088	0.013	-0.064	-0.050	-0.019	-0.021	0.049	0.024	-0.001
13	Angemessenheit	-0.151	-0.147	0.343	0.048	-0.048	-0.049	-0.017	-0.060	0.073	0.031	0.001	0.296
14	Gewissenhaftigkeit	-0.208	-0.155	0.143	0.200	-0.130	-0.085	-0.052	0.052	0.033	0.041	-0.010	0.093	0.131
15	Neurotizismus	0.086	0.025	0.234	-0.116	-0.005	0.059	0.041	-0.021	-0.024	-0.041	-0.022	-0.098	0.093	-0.157
16	Intellekt / Phantasie	0.093	0.075	-0.105	-0.036	0.043	-0.045	-0.042	-0.066	0.026	0.109	0.062	0.163	0.116	-0.116	-0.003
17	Narzissmus	0.213	0.213	-0.219	-0.125	-0.003	-0.023	-0.039	-0.049	0.034	0.067	0.009	0.370	-0.075	0.026	-0.150	0.196
18	Selbstachtung	-0.092	-0.016	-0.140	0.154	-0.125	-0.124	-0.104	0.017	0.072	0.109	0.037	0.315	0.055	0.296	-0.530	0.113	0.416

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N = 23,533. Bysas, Bergen-Yale-Sex-Sucht-Skala; SPQ-S, Kürzere PROMIS Fragebogen-Sex-Skala.

^a1 = in einer Beziehung, 2 = nicht in einer Beziehung.

–0.012 ≤ r ≤ 0.012 - ns, –0.016 ≤ r ≤ –0.013 oder 0.13 ≤ r ≤ 0.016 - p <0.05, –0.017 ≥ r oder r ≥ 0.017 - p <0.01.

Beziehungen zu Demographie, Big Five, Narzissmus und Selbstwertgefühl

Die unabhängigen Variablen erklärten 23.0% (Cox-Snell-Formel) der Varianz im Sex-Sucht-Risiko (26.0% nach Nagelkerke-Formel; siehe Tabelle Table5) .5). Die Wahrscheinlichkeit, zu den Kategorien „geringes Risiko für Sexsucht“, „mittleres Risiko für Sexsucht“ und „Sexsucht“ zu gehören, war bei Männern höher als bei Frauen. Das Alter war umgekehrt proportional zur Kategorie der Sexsucht. Wenn Sie nicht in einer Beziehung sind, erhöht sich die Wahrscheinlichkeit, zur Kategorie „mittleres Risiko für Sexsucht“ zu gehören. Die Grundschulbildung verringerte die Wahrscheinlichkeit, zu den Kategorien „geringes Risiko für Sexsucht“ und „mittleres Risiko für Sexsucht“ zu gehören. Ein Master-Abschluss senkte die Wahrscheinlichkeit, zur Kategorie „mittleres Risiko für Sexsucht“ zu gehören, während ein Doktortitel die Wahrscheinlichkeit einer Zugehörigkeit zur Kategorie „Sexsucht“ erhöhte. Extroversion erhöhte die Wahrscheinlichkeit, zu den drei Kategorien der oberen Geschlechtssucht zu gehören, während Gewissenhaftigkeit die entsprechenden Chancen senkte. Die Übereinstimmung verringerte die Wahrscheinlichkeit, zur Kategorie „Sexsucht“ zu gehören. Neurotizismus erhöhte die Wahrscheinlichkeit, zu den Kategorien „mäßiges Sexsuchtrisiko“ und „Sexsucht“ zu gehören. Intellekt / Vorstellungskraft wurde positiv mit der Zugehörigkeit zu den Kategorien „geringes Risiko für Sexsucht“ und „mittleres Risiko für Sexsucht“ assoziiert. Das Selbstwertgefühl war umgekehrt mit den Kategorien der Sexsucht verbunden. Schließlich wurde Narzissmus positiv mit der Zugehörigkeit zu den drei Kategorien der oberen Geschlechtssucht in Verbindung gebracht.

Tabelle 5

Multinomiale logistische Regression der Sexsucht (Referenzkategorie: BYSAS - Score von 0; OR = 1.00; n = 7,962).

	Geringes Sexsucht Risiko (BYSAS Punktzahl 1-6; n 10,907 =)	Moderates Sex-Sucht-Risiko (≥ 7 / <4 Kriterien erfüllt; n 4,490 =)	Hohe Sexsucht Risiko-Sex-Sucht (Erfüllung der 4-6-Kriterien; n 174 =)
Unabhängige Variable	OR (95% CI)	OR (95% CI)	OR (95% CI)
Geschlecht _{(1 = ♂, 2 = ♀)}	0.272 (0.250-0.295)	0.081 (0.073-0.090)	0.035 (0.023-0.051)
Alter	0.982 (0.980-0.985)	0.968 (0.965-0.972)	0.956 (0.941-0.972)
Beziehung _{(1 = in, 2 = nicht in)}	1.045 (0.977-1.118)	1.105 (1.010-1.210)	1.030 (0.738-1.437)
Bildungswesen _{(Referenz = Bachelor-Abschluss)}
Grundschule	0.752 (0.669-0.845)	0.694 (0.595-0.809)	1.238 (0.740-2.071)
Gymnasium	0.984 (0.906-1.069)	0.964 (0.860-1.080)	1.083 (0.680-1.727)
Berufsschule	1.034 (0.942-1.136)	1.066 (0.940-1.210)	1.299 (0.782-2.158)
Master-Studium	0.953 (0.867-1.047)	0.848 (0.740-0.971)	1.022 (0.554-1.884)
Doktorgrad	0.777 (0.587-1.030)	0.737 (0.493-1.102)	3.229 (1.071-9.734)
Extroversion	1.030 (1.020-1.040)	1.045 (1.031-1.059)	1.059 (1.010-1.111)
Angemessenheit	1.008 (0.995-1.020)	0.988 (0.973-1.004)	0.946 (0.900-0.995)
Gewissenhaftigkeit	0.958 (0.948-0.969)	0.915 (0.903-0.928)	0.886 (0.844-0.930)
Neurotizismus	1.010 (0.999-1.021)	1.097 (1.081-1.113)	1.249 (1.183-1.319)
Intellekt / Phantasie	1.015 (1.004-1.025)	1.025 (1.010-1.039)	1.002 (0.951-1.055)
Selbstachtung	0.976 (0.968-0.984)	0.928 (0.918-0.939)	0.858 (0.829-0.888)
Narzissmus	1.027 (1.023-1.030)	1.059 (1.054-1.065)	1.091 (1.072-1.111)

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Wesentliche Ergebnisse fett gedruckt. ODER, Odds Ratio; CI, Konfidenzintervall; BYSAS, Bergen-Yale-Sex-Sucht-Skala.

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Diskussion

Obwohl problematisches Sexualverhalten als eine suchterzeugende Störung dargestellt wurde, haben früher entwickelte Screening-Tools, die die Störung bewerten, keine Kernsuchtkriterien enthalten. Folglich wurde das BYSAS entwickelt, um diese Einschränkung zu überwinden, und seine psychometrischen Eigenschaften wurden in einer großen nationalen Stichprobe untersucht. Um die inhaltliche Validität sicherzustellen, basierte der Konstruktionsprozess auf Komponenten, die alle Kerndimensionen der Sucht theoretisch reflektieren. Rigorose Analysen zeigten, dass die BYSAS eine gute Psychometrie hat und weiter unten diskutiert wird.

Ein Ein-Faktor-Modell mit einer zusätzlichen spezifischen Korrelation zwischen Salienz (BYSAS₁) und Toleranz (BYSAS₂) Fehlerterme haben eine hohe Übereinstimmung mit den beobachteten Daten erreicht. Nach diesem Modell erhöht eine Zunahme der Sexsucht die Wahrscheinlichkeit, dass jede der Hauptmerkmale der Sucht bestätigt wird, und die hohe Faktorbelastung deutet darauf hin, dass jeder Indikator Informationen über die zugrunde liegende Abhängigkeit erfasst. Während ein dominanter Faktor vorgeschlagen wird, verdient die lokale Abhängigkeit zwischen Salienz und Toleranz Aufmerksamkeit. Wenn man den Inhalt dieser beiden Punkte betrachtet, geht es bei der Restkorrelation nicht primär um logische Konsistenz, sondern könnte eine spezifische motivationale Überlappung widerspiegeln, in der Salienz zu einem erhöhten Sexualdrang beitragen könnte. Im Kontext der praktischen Verwaltung ist die lokale Abhängigkeit weniger wichtig, da die Summe der Elemente im Wesentlichen eine Dimension widerspiegelt. Die hohe Anpassungsgüte für das Ein-Faktor-Modell und die gleichmäßig hohen Faktorladungen legen nahe, dass das BYSAS ein einzelnes Konstrukt widerspiegelt. Folglich wurden Hypothese 1 und 2 durch Ergebnisse der Datenanalyse unterstützt. In Bezug auf die DIF-Analysen hatten Männer mit BYSAS höhere Werte als Frauen₄ und niedriger auf BYSAS₃ in der Erwägung, dass junge Erwachsene (16-39 Jahre) bei BYSAS höher bewertet wurden₃ und niedriger auf BYSAS₄ im Vergleich zu älteren Erwachsenen (40 bis 88 Jahre). Auf der Teststufe lösten sich diese Effekte insgesamt auf, so dass der Einfluss auf das Testniveau vernachlässigbar war.

Es gab eine signifikante und positive Korrelation (0.52) zwischen den Scores von BYSAS und SPQ-S (Christo et al., 2003). Diese hohe Korrelation zeigt die konvergente Validität des BYSAS an und unterstützt Hypothese 3. Die Ergebnisse zeigten auch, dass das BYSAS und das SPQ-S ähnliche Korrelationen mit anderen in der vorliegenden Studie untersuchten Variablen zeigten. Es sind jedoch weitere Studien erforderlich, in denen die konvergente Validität und die Zuverlässigkeit von Testwiederholungen des BYSAS untersucht werden. Die Verteilung der BYSAS-Scores war stark nach links verschoben (dh niedrige Scores), was zu erwarten ist, da das BYSAS die Symptome der Sexsucht in einer großen, nicht ausgewählten bevölkerungsbasierten Stichprobe bewertete. Salience / Craving und Toleranz wurden in der höheren Bewertungskategorie häufiger als bei anderen Artikeln befürwortet, und diese Artikel hatten die höchsten Faktorladungen. Dies erscheint vernünftig, da diese weniger schwerwiegende Symptome widerspiegeln (z. B. Frage zu Depressionen: Menschen, die sich depressiv fühlen, erzielen höhere Werte, wenn sie Selbstmord begehen wollen). Dies kann auch eine Unterscheidung zwischen Engagement und Sucht widerspiegeln (häufig im Bereich der Spielsucht zu sehen) - wobei Elemente, die Informationen über Salience, Verlangen, Toleranz und Stimmungsänderung abrufen, als Ausdruck von Engagement angesehen werden, während Elemente, die Rückzug, Rückfall und Konflikt betreffen, mehr Maßnahmen ergreifen Sucht. Eine andere Erklärung könnte sein, dass Auffälligkeit, Verlangen und Toleranz bei Verhaltensabhängigkeiten relevanter und wichtiger sind als Rückzug und Rückfall.

Demografisch stimmen Ergebnisse aus multivariaten Analysen mit Befunden früherer Studien überein (Kafka, 2010; Karilaet al., 2014; Campbell und Stein, 2015; Wéry et al., 2016a; Wéry und Billieux, 2017) und unterstützte Hypothese 4. Ein Highscore auf der BYSAS war mit männlichen und Männer höher als Frauen auf allen sechs Bysas Punkte verbunden, die darauf hinweisen, dass Männer ein höheres Risiko als Frauen in der Entwicklung von Sexsucht sind. Dies entspricht auch der Tatsache, dass die Mehrheit der Personen, die professionelle Hilfe für suchterzeugendes Sexualverhalten suchen, Männer sind (Kafka, 2010; Griffiths und Dhuffar, 2014; Campbell und Stein, 2015). In gewissem Maße könnte dies auch darauf zurückzuführen sein, dass Frauen in geringerem Maße aufgrund potenziell sozialer Stigmatisierung und innerer Scham hervortreten als Männer (Gilliland et al., 2011; Dhuffar und Griffiths, 2014, 2015). Das Alter war invers mit der Sexsucht verbunden und entspricht der empirischen Evidenz, dass ein junges Alter ein Vulnerabilitätsfaktor für die Entwicklung und Aufrechterhaltung von Süchten im Allgemeinen ist (Chambers et al., 2003). Darüber hinaus, da einige Arten von übermäßigem Sex körperlich anstrengend sein können und die sexuelle Libido mit zunehmendem Alter tendenziell abnimmt, ist es vielleicht nicht überraschend, dass Sexsucht mit jüngerem Alter assoziiert wird.

Nicht in einer Beziehung zu sein war auch mit Sexsucht verbunden, möglicherweise weil einzelne Individuen mehr motiviert sind, unerfüllte sexuelle Bedürfnisse zu befriedigen als diejenigen in einer stabilen Beziehung (Ballester-Arnal et al., 2014; Sun et al., 2014). Eine andere Erklärung könnte sein, dass "Sexsüchtige" Schwierigkeiten haben, Beziehungen aufzubauen und aufrechtzuerhalten (zB Kindheitstrauma, unsichere Bindung, etc .; Dhuffar und Griffiths, 2015; Weinsteinet al., 2015). Die vorliegenden Ergebnisse zeigten auch, dass diejenigen mit höherer Bildung (dh mit einem Doktortitel) im Vergleich zur Referenzkategorie (mit einem Bachelor-Abschluss) eher einen hohen BYSAS-Score hatten. Angesichts der Tatsache, dass Bildung mit einem hohen sozialen Status verbunden ist, kann es sein, dass solche Personen Zugang zu mehr sexuellen Möglichkeiten erhalten, insbesondere bei Männern (Buss, 1998). Wir untersuchten jedoch die Interaktionseffekte (Gender x PhD), von denen keine signifikant ausfiel (Gender x Bachelor als Kontrast; Ergebnisse nicht gezeigt). Dennoch sollten zukünftige Studien die Interaktion zwischen Geschlecht und Bildung in Bezug auf Sexsucht untersuchen.

Die Ergebnisse auf dem BYSAS hatten positive Assoziationen mit Neurotizismus, Extroversion und Intellekt / Vorstellungskraft und negative Assoziationen mit Verträglichkeit und Gewissenhaftigkeit. Insgesamt waren die Ergebnisse der multivariaten Analysen wie erwartet und stützen die Diskriminanzvalidität von BYSAS (Hypothese 5). Die positive Beziehung zur Extroversion könnte die Tendenz der Extrovertierten widerspiegeln, in Gesellschaft anderer Anregungen zu suchen, und ihre Besorgnis über den individuellen Ausdruck und die Steigerung der persönlichen Attraktivität (Costa und Widiger, 2002). Ihre soziale Natur kann auch das Potenzial für mehr sexuelle Möglichkeiten erhöhen (z. B. Geselligkeit bei Partys, Freizeitveranstaltungen usw.). Die positive Beziehung zum Neurotizismus bestätigt auch die Ergebnisse früherer Studien (Pinto et al., 2013; Rettenberger et al., 2016; Waltonet al., 2017), und stimmt mit der Annahme überein, dass Sex eine anxiolytische Wirkung hat (Coleman, 1992), und dass sexuelle Aktivitäten als Flucht vor dysphorischen Gefühlen dienen können (O'Brien und DeLongis, 1996; Dhuffar et al., 2015; Wéry et al., 2016b). Intellekt / Phantasie hatte auch eine positive Beziehung mit süchtig machendem Sexualverhalten. Dies mag die Tatsache widerspiegeln, dass Menschen, die bei diesem Merkmal hohe Punktzahlen erreichen, dazu tendieren, sich selbst zu verwirklichen, indem sie intensive, ungewöhnliche und / oder euphorische Erfahrungen suchen, wie zum Beispiel spezifisches Sexualverhalten und das Halten eines liberalen Glaubenssystems (Costa und Widiger, 2002). Gewissenhaftigkeit und Verträglichkeit standen in umgekehrter Beziehung zur Sexsucht, was durch die Tatsache erklärt werden kann, dass diese Merkmale Merkmale wie Selbstkontrolle und die Fähigkeit widerspiegeln, Versuchungen zu widerstehen, andere Interessen vor die eigenen zu stellen und sensibel und gutmütig zu sein. Zusammengenommen stützen die aktuellen Ergebnisse die Auffassung, dass Verträglichkeit und Gewissenhaftigkeit (im Allgemeinen) vor Sucht schützen, während Extroversion und Neurotizismus (Few et al., 2014) erleichtern sie - Befunde, die an anderer Stelle berichtet wurden (zB Hill et al., 2000; Kotov et al., 2010; Maclaren et al., 2011; Andreassen et al., 2013; Waltonet al., 2017).

Die vorliegende Studie fand auch, dass Sexsucht positiv mit Narzissmus assoziiert ist und negativ mit Selbstwertgefühl assoziiert ist, was sowohl die Hypothese 6 als auch frühere Studien (Kafka, 2010; Koret al., 2014; Kasper et al., 2015; Doornwaardet al., 2016). Diese Ergebnisse deuten darauf hin, dass sexuelles Verhalten eine Möglichkeit sein kann, einem niedrigen Selbstwertgefühl entgegenzuwirken und ein höheres Selbstwertgefühl zu fördern (z. B. durch sexuelle Aktivität, einschließlich des Gefühls, beliebt zu sein, Komplimente zu erhalten, Allmacht bei der sexuellen Betätigung) Aufmerksamkeit beim Sex, etc.), Flucht aus niedrigen Selbstwertgefühl, oder süchtig machenden Sex reduziert das Selbstwertgefühl. Narzisstische Tendenzen und Sexualabhängigkeit haben in früheren Studien durchweg variiert (Black et al., 1997; Raymond et al., 2003; Kafka, 2010; MacLaren und Beste, 2013; Kasper et al., 2015), und könnte widerspiegeln, dass Sexualverhalten eine Manifestation von narzißtischen Eigenschaften ist (z. B. Wunsch nach Aufmerksamkeit, Bewunderung und Macht, Ausbeutung und Sinn des Anspruchs, etc.). Eine andere Möglichkeit ist, dass exzessives Sexualverhalten narzisstische Züge bei denen mit einer hohen Anzahl von Sexualpartnern fördert.

Einschränkungen und Stärken der vorliegenden Studie

Die vorliegende Studie ist durch all die üblichen Mängel der Selbstberichtdaten und der selbstgewählten Stichprobenmethodik (z. B. Selbstselektionsverzerrung, unbekannte Antwortquote und fehlende Information über Nicht-Befragte) begrenzt. Da die Scores der BYSAS eine rechtsschiefe Verteilung aufwiesen, war das Risiko von Bodeneffekten, die die Ergebnisse beeinflussten (z. B. die Beziehung zwischen den Konstrukten zu verringern) vorhanden. In den Daten wurde jedoch der volle Bereich von Scores für alle Variablen dargestellt, was die Validität der geschätzten Beziehung zwischen den untersuchten Konstrukten verstärkt. Es sollte auch angemerkt werden, dass etwa ein Viertel der Varianz in der multinomialen Regressionsanalyse durch die unabhängigen Variablen erklärt wurde. Die Schaffung von vier Kategorien von Ebenen der Sexsucht, die in der vorliegenden Studie vorgenommen wurden, sollte als vorläufig betrachtet werden, da keine klar definierten Cut-offs oder vereinbarten diagnostischen Kriterien existieren. Dies hat uns auch daran gehindert, eine Analyse der Betriebskennlinie des Empfängers zu verwenden, bei der die Grenzwerte hinsichtlich Empfindlichkeit und Spezifität gegen einen "Goldstandard" bewertet werden können Bias, was zu überhöhten Beziehungen zwischen den in der vorliegenden Studie untersuchten Variablen führt (Podsakoff et al., 2003). Aufgrund der großen Stichprobengröße, die den Analysen Energie liefert, können sich mehrere kleine Korrelationen als signifikant herausgestellt haben. Obwohl einige der signifikanten Ergebnisse triviale Beziehungen aufgrund der großen Stichprobengröße widerspiegeln, waren einige Effektgrößen in der Korrelationsanalyse moderat bis groß, was auf einige wesentliche und bedeutungsvolle Beziehungen zwischen den Studienvariablen hindeutet (Cohen, 1988).

Obwohl der Abschluss der Umfrage anonym war, kann die Meldung problematischer sexueller Verhaltensweisen mit Scham und Tabu (Dhuffar und Griffiths, 2014) und könnte sozial wünschenswerte Antworten hervorgerufen haben. Die freiwillige Beantwortung eines Online-Zeitungsartikels über übermäßiges Verhalten hat möglicherweise bestimmte Arten von Personen angezogen (z. B. diejenigen, die das Internet übermäßig genutzt haben, jüngere Personen). Das Anziehen solcher Personen könnte jedoch auch ein Vorteil gewesen sein, da Personen in der Stichprobe, die Suchtprobleme haben, die Gültigkeit der Skala für die Verwendung in klinischen Kontexten gestärkt haben könnten. Weitere Studien, die die Eigenschaften des BYSAS psychometrisch testen, sind erforderlich, insbesondere im Hinblick auf die Zuverlässigkeit von Testwiederholungen und seine kulturelle Anpassungsfähigkeit und Generalisierbarkeit.

Die Auswahl der Maßnahmen mag die vorliegende Studie ebenfalls eingeschränkt haben, da andere psychometrisch gültige Skalen, die problematisches Geschlecht beurteilen, im Vergleich zur BYSAS nicht verwendet wurden. Zum Beispiel der Hypersexual Disorder Questionnaire (HDQ; Reid et al., 2012) ist eine umfassende Bewertungsmaßnahme einschließlich der vorgeschlagenen diagnostischen Kriterien für Hypersexualstörung (Kafka, 2010). Jedoch, der vorgeschlagene DSM-5 Die Kriterien spiegeln nicht die grundlegenden Suchtfaktoren wie Toleranz, Entzug und Stimmungsmodifikation wider. Daher erschien es angemessener, die BYSAS mit einer Skala zu vergleichen, die unter Verwendung von Suchttheorie und -kriterien entwickelt wurde.

Die extrem große Stichprobengröße in der vorliegenden Studie ist eine der Hauptstärken für die Bereitstellung einer hohen statistischen Aussagekraft in Bezug auf alle durchgeführten Analysen. Die Ergebnisse ergänzen viele der früheren kleinräumigen und bevölkerungsspezifischen Studien auf diesem Gebiet. Eine weitere Stärke der vorliegenden Studie ist die Einbeziehung spezifischer und zentraler Suchtkriterien in den Maßstabsaufbau und -entwicklungsprozess sowie die Verwendung relevanter Konstrukte und validierter Instrumente im Validierungsprozess. Außerdem berücksichtigt das BYSA das Konzept des Verlangens (Wunsch / Verlangen), das jetzt in der DSM-5 (Amerikanische Psychiatrische Vereinigung, 2013) als Suchtsymptom. Darüber hinaus ist das BYSAS eher ein allgemeines Suchtmittel-Screening-Instrument, da es sich nicht auf bestimmte demographische Gruppen (z. B. männlich, schwul) oder mittel (z. B. Online-Sex) konzentriert. Folglich kann das BYSAS dazu verwendet werden, sowohl die sexuelle Aktivität im Internet als auch im Offline-Bereich zu beurteilen, und es ist wohl besser geeignet, das gegenwärtige Sexualverhalten zu beurteilen. Eine weitere wichtige Stärke war, dass die Studie national und nicht lokal (in der nationalen Presse) beworben wurde. Die nationale Presse in Norwegen ist dafür bekannt, dass sie im Vergleich zur lokalen Presse ein breites demografisches Publikum hat. Daher ist die Stichprobe wahrscheinlich repräsentativer für die norwegische Bevölkerung und ist wohl repräsentativer als andere Studien, die selbst ausgewählte Stichproben verwenden. Dies ist auch eine der wenigen Studien in diesem Bereich, die sich auf die allgemeine Bevölkerung konzentriert und einen großen Anteil von Frauen umfasst. Darüber hinaus eignet sich die neue Skala aufgrund ihrer Kürze für die Aufnahme in raumbegrenzte Umfragen.

Schlussfolgerungen

In der vorliegenden Studie wurde eine neue Skala zur Beurteilung des suchterzeugenden Sexualverhaltens, die BYSAS, entwickelt. Zuverlässigkeit und BYSAS wurden mit einer nationalen Stichprobe von 23,533 norwegischen Erwachsenen ermittelt. Die angenommene Ein-Faktor-Struktur wurde von EFA und CFA bestätigt, und die interne Konsistenz war hoch. Durch die Einbeziehung von Items, die alle wichtigen Suchterscheinungen abdecken, wurde die Validität der Inhalte sichergestellt. Die BYSAS wurde gegen eine andere Maßnahme der Sexualabhängigkeit, sowie Maßnahmen der Demographie, Persönlichkeit und Selbstwertgefühl validiert; und ein vorläufiger Cut-Off Score wird vorgeschlagen. Insgesamt ist das BYSAS ein psychometrisch fundiertes und valides Instrument zur Messung der Sexsucht, das von Forschern und Praktikern in epidemiologischen Studien und Behandlungssettings frei verwendet werden kann.

Autorenbeiträge

CA: Beitrag zur Konzeption und Gestaltung der Arbeit, zur Erfassung, Analyse und Interpretation von Daten; TT: Beitrag zur Analyse; SP, MG, TT und RS: Beitrag zur Interpretation von Daten für die Arbeit; CA: Entwurf der Arbeit; Alle Autoren haben die Arbeit in Bezug auf wichtige intellektuelle Inhalte kritisch überarbeitet; Alle Autoren haben die endgültige Version genehmigt und sind für alle Aspekte der Arbeit verantwortlich, um sicherzustellen, dass Fragen in Bezug auf die Genauigkeit oder Integrität eines Teils der Arbeit angemessen untersucht und gelöst werden.

Interessenkonflikt

Die Autoren erklären, dass die Untersuchung in Abwesenheit von kommerziellen oder finanziellen Beziehungen durchgeführt wurde, die als möglicher Interessenkonflikt ausgelegt werden könnten.

Anhang A

Bergen-Yale-Sex-Sucht-Skala

Im Folgenden finden Sie einige Fragen zu Ihrer Beziehung zu Sex / Masturbation. (NB! Sex bedeutet hier verschiedene sexuelle Phantasien, Triebe und Verhaltensweisen wie Masturbation, Pornographie, sexuelle Aktivitäten mit Erwachsenen, Cybersex, Telefonsex, Stripclubs und dergleichen). Wählen Sie die Antwortalternative für jede Frage, die Sie am besten beschreibt.

	Wie oft haben Sie während des letzten Jahres...	Sehr selten	Selten	Manchmal	Häufig	Sehr oft
1.	Haben Sie viel Zeit damit verbracht, über Sex / Masturbation oder geplanten Sex nachzudenken?	❑	❑	❑	❑	❑
2.	Fühlten Sie einen Drang, mehr und mehr zu masturbieren / Sex zu haben?	❑	❑	❑	❑	❑
3.	Benutzter Sex / Masturbation, um persönliche Probleme zu vergessen / zu entkommen?	❑	❑	❑	❑	❑
4.	Versucht, Sex / Masturbation ohne Erfolg zu reduzieren?	❑	❑	❑	❑	❑
5.	Unruhig oder unruhig werden, wenn dir Sex / Masturbation verboten wurde?	❑	❑	❑	❑	❑
6.	Hatte so viel Sex, dass es negative Auswirkungen auf Ihre privaten Beziehungen, Wirtschaft, Gesundheit und / oder Arbeit / Studium hatte?	❑	❑	❑	❑	❑

Alle Punkte werden nach folgender Skala bewertet: 0 = Sehr selten, 1 = Selten, 2 = Manchmal, 3 = Oft, 4 = Sehr oft

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Anhang B

Kürzere PROMIS Fragebogen-Sex Subskala

Im Folgenden finden Sie einige Fragen zu Ihrer Beziehung zum Geschlecht. Wählen Sie die Antwortalternative für jede Frage, die Sie am besten beschreibt^a

Antworten sollten für den Lebenszeitgebrauch gegeben werden, anstatt nur den letzten Gebrauch, dh, haben Sie jemals ...		Nicht wie ich					Die meisten mögen mich
		0	1	2	3	4	5
1.	Ich finde es schwierig, eine Gelegenheit für gelegentlichen oder unerlaubten Sex zu übergehen	❑	❑	❑	❑	❑	❑
2.	Andere haben wiederholt ernste Besorgnis über mein sexuelles Verhalten geäußert	❑	❑	❑	❑	❑	❑
3.	Ich bin stolz auf die Geschwindigkeit, mit der ich Sex mit jemandem bekommen kann und finde, dass Sex mit einem völlig Fremden stimulierend ist	❑	❑	❑	❑	❑	❑
4.	Ich würde die Gelegenheit nutzen, Sex zu haben, obwohl ich es gerade mit jemand anderem gehabt habe	❑	❑	❑	❑	❑	❑
5.	Ich finde, dass eine sexuelle Eroberung dazu führt, dass ich das Interesse an diesem Partner verliere und mich dazu bringt, nach einem anderen zu suchen	❑	❑	❑	❑	❑	❑
6.	Ich tendiere dazu, sicherzustellen, dass ich Sex der einen oder anderen Art habe, anstatt darauf zu warten, dass mein regelmäßiger Partner nach einer Krankheit oder Abwesenheit wieder verfügbar ist	❑	❑	❑	❑	❑	❑
7.	Ich hatte wiederholt Affären, obwohl ich eine normale Beziehung hatte	❑	❑	❑	❑	❑	❑
8.	Ich habe drei oder mehr regelmäßige Sexualpartner gleichzeitig gehabt	❑	❑	❑	❑	❑	❑
9.	Ich habe freiwilligen Sex mit jemandem gehabt, den ich nicht mag	❑	❑	❑	❑	❑	❑
10	Ich neige dazu, den Partner zu wechseln, wenn sich der Sex wiederholt	❑	❑	❑	❑	❑	❑

In einem separaten Fenster öffnen

Quelle: Von Wie Identifizieren Suchtes Verhalten von R. Lefever, 1988, London, UK: PROMIS Publishing. [Dies ist die Quellenreferenz für den PROMIS-Fragebogen, aus dem die Artikel für die Geschlechtsunterskala entnommen wurden.]. Copyright von PROMIS Kliniken. Nachdruck mit freundlicher Genehmigung von R. Lefever (persönliche Mitteilung, März 14, 2017).

^aAnweisungswortlaut, der in der aktuellen Studie verwendet wird, und nicht aus dem SPQ.

Fußnoten

¹Der Satz von Kriterien (Beschäftigt, Beschämt, Behandlung, Andere verletzen, außer Kontrolle, traurig) basiert auf dem Akronym PATHOS, das die Griechen für "Leiden" verwendeten.

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Die Entwicklung und Validierung der Bergen-Yale-Sex-Sucht-Skala mit einer großen nationalen Stichprobe (2018)

Abstrakt

Einleitung

Material und Methoden

Verfahren

Teilnehmer

Maßnahmen

Demographie

Bergen-Yale-Sex-Sucht-Skala (BYSAS)

Tabelle 1

Kürzere PROMIS Fragebogen-Sex Subskala

Große Fünf

Narzissmus

Selbstachtung

Datenanalyse

Die Ergebnisse

Maßstab Konstruktion und Entwicklung

Tabelle 2

Tabelle 3

Zuverlässigkeit und interne Konsistenz des BYSAS

Konvergente und diskriminierende Validität

Tabelle 4

Beziehungen zu Demographie, Big Five, Narzissmus und Selbstwertgefühl

Tabelle 5

Diskussion

Einschränkungen und Stärken der vorliegenden Studie

Schlussfolgerungen

Autorenbeiträge

Interessenkonflikt

Anhang A

Bergen-Yale-Sex-Sucht-Skala

Anhang B

Kürzere PROMIS Fragebogen-Sex Subskala

Fußnoten

Bibliographie

Quick Links