Front psychol. 2018; 9: 144.
Publicado en línea 2018 Mar 8. doi 10.3389 / fpsyg.2018.00144
PMCID: PMC5852108
PMID: 29568277
Cecilie S. Andreassen,1,* Ståle Pallesen,1 Mark D. Griffiths,2 Torbjørn Torsheim,1 y Rajita sinha3
Resumen
La opinión de que el comportamiento sexual excesivo y problemático ("adicción al sexo") es una forma de adicción al comportamiento ha ganado más credibilidad en los últimos años, pero aún existe una controversia considerable con respecto a la operacionalización del concepto. Además, la mayoría de los estudios anteriores se han basado en pequeñas muestras clínicas. El presente estudio presenta un nuevo método para evaluar la adicción al sexo, la Escala de Adicción al Sexo de Bergen-Yale (BYSAS), basada en componentes de adicción establecidos (es decir, saliencia / deseo, modificación del estado de ánimo, tolerancia, abstinencia, conflicto / problemas y recaída / pérdida de control). Utilizando una encuesta transversal, BYSAS se administró a una amplia muestra nacional de adultos noruegos 23,533 [años 16 – 88 de edad; media (± SD) edad = 35.8 ± 13.3 años], junto con medidas validadas de los cinco grandes rasgos de personalidad, narcisismo, autoestima y una medida de comportamiento adictivo sexual. Tanto un análisis factorial exploratorio como uno confirmatorio (RMSEA = 0.046, CFI = 0.998, TLI = 0.996) apoyaron una solución de un factor, aunque se detectó una dependencia local entre dos ítems (ítems 1 y 2). Además, la escala tuvo una buena consistencia interna (α de Cronbach = 0.83). El BYSAS se correlacionó significativamente con la escala de referencia (r = 0.52), y demostró patrones similares de validez convergente y discriminante. BYSAS se relacionó positivamente con la extroversión, el neuroticismo, el intelecto / imaginación y el narcisismo, y se relacionó negativamente con la conciencia, la amabilidad y la autoestima. Las puntuaciones altas en el BYSAS fueron más prevalentes entre los hombres, solteros, de edad más joven y con educación superior. El BYSAS es una medida breve, psicométricamente confiable y válida para evaluar la adicción al sexo. Sin embargo, se necesita una mayor validación de BYSAS en otros países y contextos.
Introducción
En los últimos años, la investigación sobre el comportamiento sexual problemático frecuente y persistente ha aumentado (Kraus et al., 2016). Este comportamiento sexual fuera de control, excesivo y problemático se ha descrito utilizando muchas etiquetas diferentes, que incluyen (entre otras) hipersexualidad, compulsividad sexual, impulsividad sexual, erotomanía, ninfomanía (en mujeres), satiriasis (en hombres), adicción sexual, y la dependencia sexual (Kafka, 2010; Karila et al. 2014; Kingston, 2015; Wéry y Billieux, 2017). Durante muchos años ha habido mucho debate sobre si este comportamiento se conceptualiza mejor como un trastorno obsesivo-compulsivo, una adicción o un trastorno del control de los impulsos (Karila et al., 2014; Piquet-Pessôa et al., 2014), y en consecuencia ha sido explicado de acuerdo con diferentes modelos conceptuales (Campbell y Stein, 2015; Kingston, 2015).
A raíz de una nueva investigación que sugiere que el sexo tiene un potencial adictivo, probablemente mediado por circuitos cerebrales y neurotransmisores que se sabe están involucrados en la experiencia de recompensa y euforia, el interés conceptual en la hipersexualidad como adicción ha crecido rápidamente (Holstege et al. Alabama., 2003; Hamann et al. 2004; Buen hombre, 2008; Griffiths, 2012; Kor et al. 2013; Karila et al. 2014; Voon et al. 2014; Kingston, 2015). En este contexto, "adicción al sexo puede definirse como estar intensamente involucrado con actividades sexuales (p. ej., fantasías, masturbación, relaciones sexuales, pornografía) en diferentes medios (cibersexo, sexo telefónico, etc.). Además, aquellos con la afección informan que su motivación sexual es incontrolable, y que pasan mucho tiempo pensando y participando en actividades sexuales que afectan negativamente a muchas otras áreas de sus vidas.
La "adicción al sexo" no está actualmente incluida en la taxonomía psiquiátrica. sin embargo, el Clasificación Internacional de Enfermedades (ICD-10; Organización Mundial de la Salud, 1992), incluido el impulso sexual excesivo y la masturbación excesiva como diagnósticos, dividida en satiriasis (para hombres) y ninfomanía (para mujeres), mientras que actualmente se está considerando la "sexualidad compulsiva" (como un trastorno de control de impulsos) para su inclusión en la próxima ICD-11 (Grant et al., 2014). La última (quinta) edición del Manual Diagnóstico y Estadístico de los Trastornos Mentales (DSM-5; Asociación Americana de Psiquiatría, 2013) ha aumentado su reconocimiento de las adicciones no químicas (Petry, 2015) con la inclusión de Gambling Disorder como una adicción conductual en el texto principal y en Internet Gaming Disorder en la sección Apéndice de resultados (condición para estudio adicional). Aunque se propuso la adicción al sexo (en forma de "trastorno hipersexual") (Kafka, 2010) y evaluado por el DSM-5 grupo de trabajo, junto con un conjunto de criterios empíricamente probados (Kafka, 2010; Reid et al. 2012), fue rechazado debido a la falta de investigación sobre los criterios de diagnóstico y una visión dividida sobre cómo conceptualizar el trastorno (Kafka, 2013; Campbell y Stein, 2015).
De acuerdo con esto, una limitación de la investigación previa es la ausencia de un consenso general sobre cómo se debe determinar, entender y evaluar la adicción al sexo (Reid, 2016). Por lo tanto, se han informado estimaciones de prevalencia no confiables entre muestras no representativas (conveniencia auto-seleccionada) que abarcan desde 3 hasta 17% (y más). En cuanto a las variables demográficas, la investigación ha demostrado una relación positiva relativamente constante entre la adicción al sexo y la edad joven, el sexo masculino, el estatus de soltero y la educación superior (para revisiones recientes, ver Kafka, 2010; Sussman et al. 2011; Karila et al. 2014; Campbell y Stein, 2015; Wéry y Billieux, 2017). Sin embargo, se ha argumentado que las mujeres han estado poco representadas en este campo de investigación y, por lo tanto, poco se sabe sobre su patrón de adicción al sexo (Dhuffar y Griffiths, 2014, 2015; Klein et al. 2014).
La investigación ha asociado la adicción al sexo con factores de personalidad representativos de otras conductas adictivas (Karila et al., 2014), incluidos los altos niveles de extroversión y neuroticismo y los bajos niveles de conciencia y amabilidad (Schmitt, 2004; Pinto et al. 2013; Rettenberger et al. 2016; Walton et al. 2017). Estas características se refieren a personalidades que son altamente buscadoras de sensaciones, emocionalmente reactivas, espontáneas y desconsideradas, a diferencia de ser discretas, emocionalmente estables, auto disciplinadas y preocupadas por la armonía social. La investigación limitada que emplea el modelo de personalidad de cinco factores (Costa y McCrae, 1992; Wiggins, 1996) En este contexto, se ha encontrado que la apertura a la experiencia no guarda relación con la adicción al sexo (Schmitt, 2004; Pinto et al. 2013; Rettenberger et al. 2016; Walton et al. 2017). Sin embargo, parece más probable que las "personalidades liberales" que aprecian las experiencias "límite" corran más riesgo de adicción al sexo que las personas tradicionales, de mente cerrada y cautelosas (por ejemplo, Elmquist et al., 2016). Los comportamientos sexuales adictivos también han sido frecuentemente relacionados positivamente con el narcisismo (Black et al., 1997; Raymond et al. 2003; Kafka, 2010; Kasper et al. 2015) y relacionado negativamente con la autoestima (Cooper et al., 1999, 2004; Delmonico y Griffin, 2008; Kor et al. 2014; Doornwaard et al. 2016).
El creciente interés en la "adicción al sexo", tanto conceptual como empíricamente, se ha visto acompañado por un rápido desarrollo de instrumentos como el Test de detección de adicciones sexuales (SAST; Carnes, 1989) y SAST – Revised (SAST – R; Carnes et al., 2010), el cuestionario de PROMIS más breve: subescala sexual (SPQ-S; Christo et al., 2003), PATHOS1 (Carnes et al., 2012), y la prueba corta de adicción a Internet (Young, 1998) adaptado a las actividades sexuales en línea (s-IAT-sex; Laier et al., 2013; Pawlikowski y otros, 2013; Wéry et al. 2016a). Mientras se han desarrollado otras escalas validadas, evalúan y conceptualizan la "hipersexualidad" como un trastorno compulsivo, impulsivo y / o de desregulación sexual (por ejemplo, Kalichman y Rompa, 1995; Coleman et al. 2001; Reid et al. 2011).
Las escalas mencionadas varían mucho en términos de procedimientos de desarrollo, estructura de elementos, puntaje de corte y propiedades psicométricas (Hook et al., 2010; Karila et al. 2014; Campbell y Stein, 2015; Wéry y Billieux, 2017), y se han investigado principalmente en muestras clínicas y representativas pequeñas no representativas (Karila et al., 2014). Algunos son altamente específicos de la población (por ejemplo, hombres, mujeres, homosexuales; Carnes, 1991; O'Hara y Carnes, 2000; Carnes y Weiss, 2002), mientras que otros son altamente específicos de contenido (por ejemplo, comportamiento sexual en línea; Carnes et al., 2010; Wéry et al. 2016a). Las escalas ampliamente utilizadas (p. Ej., SAST-R, PATHOS) también incluyen elementos que posiblemente sean inadecuados para definir la adicción al sexo [es decir, “¿Fuiste abusado sexualmente cuando eras niño o adolescente?, ""¿Tuvieron tus padres problemas con el comportamiento sexual?"(SAST; Carnes, 1989, pp. 218 – 219), “¿Alguna vez has buscado ayuda por comportamiento sexual que no te gustó?”(PATHOS; Carnes et al., 2012, pag. 11)]. El SAST-R (Carnes et al., 2010) y PATHOS (Carnes et al., 2012) emplean un formato dicotómico de respuesta sí / no, mientras que la investigación empírica sugiere que la evaluación dimensional / continua de la conducta sexual problemática debe ser parte de la práctica de diagnóstico clínico (Winters et al., 2010; Walters et al. 2011; Carvalho et al. 2015). Las escalas actuales que evalúan el comportamiento sexual problemático tienden a ser relativamente largas. Más específicamente, Womack et al. (2013) reportó una media de ítems 32.5 (SD = 34.2) cuando se revisan sistemáticamente las medidas de hiperesexualidad de autoinforme de 24. Sin embargo, las medidas aplicables deben satisfacer criterios clave (como la brevedad; Koronczai et al., 2011), especialmente entre las poblaciones impulsivas que tienen más probabilidades de valorar y participar en actividades que son de corta duración.
Una limitación importante de las escalas actuales es que los elementos que evalúan el comportamiento sexual adictivo no reflejan los componentes centrales de la adicción (Brown, 1993; Griffiths, 2005). Tales criterios se han utilizado como un marco para el desarrollo de una serie de escalas psicométricas para varias adicciones conductuales, incluida la adicción al trabajo (Andreassen et al., 2012a), adicción al juego (Lemmens et al., 2009), adicción a las compras (Andreassen et al., 2015), adicción al ejercicio (Terry et al., 2004), y la adicción a las redes sociales (Andreassen et al., 2016). En relación a la adicción al sexo, estos síntomas serían: saliencia / ansia—La preocupación por el sexo o el deseo sexual, el estado de ánimo de modificación- El sexo excesivo que causa cambios en el estado de ánimo, tolerancia- cantidades cada vez mayores de sexo con el tiempo, retirada-síntomas emocionales / físicos desagradables al no tener relaciones sexuales, el conflicto- problemas inter / intrapersonales como resultado directo del sexo excesivo, recaída—Volviendo a patrones previos después de períodos con abstinencia / control, y problemas—Mejoramiento de la salud y el bienestar derivado de la conducta sexual adictiva.
Las escalas actuales comúnmente capturan algunos de los síntomas antes mencionados, pero no los cubren todos (por ejemplo, PATHOS y SAST-R). Una razón para esto puede ser que las escalas desarrolladas previamente se inspiraron en tres conjuntos destacados de criterios propuestos identificados en la literatura. Estos son (i) Carnes 1991 criterios que excluyen la abstinencia y la prominencia, (ii) Goodman (1998) criterios que excluyen la modificación del estado de ánimo, y (iii) los criterios de Kafka (2010, 2013) que no incluyen tolerancia, modificación del estado de ánimo, prominencia y abstinencia (Wéry y Billieux, 2017). La escala s-IAT-sex (Laier et al., 2013; Pawlikowski y otros, 2013; Wéry et al. 2016a) incluye todos los criterios básicos de adicción, pero se desarrolló específicamente para evaluar solo la adicción al sexo en línea. Si bien las aplicaciones modernas de Internet pueden facilitar y mejorar la aparición de conductas sexuales adictivas debido a factores como la conveniencia, el anonimato, la accesibilidad y la desinhibición (Griffiths, 2012; Wéry y Billieux, 2017), podría decirse que existe una demanda de una medida de evaluación breve y psicométricamente sólida que determine la adicción al sexo independientemente del lugar, el contexto y la población.
Dados los hallazgos y debates en el campo mencionados anteriormente, el presente estudio exploró las propiedades psicométricas de una nueva medida breve de la adicción al sexo, la Escala de Adicción al Sexo de Bergen-Yale (BYAS), que consiste en elementos construidos sobre la base de criterios básicos que se han enfatizado a través de varias adicciones de comportamiento y que utiliza marcos de adicción establecidos para resaltar la validez del contenido (Brown, 1993; Griffiths, 2005; Asociación Americana de Psiquiatría, 2013; Andreassen y otros, 2013). Se esperaba que el nuevo instrumento estuviera altamente correlacionado con construcciones similares (es decir, validez convergente) y se correlacionara pobremente con construcciones diferentes (es decir, validez discriminante; Nunnally y Bernstein, 1994). Se examinaron seis hipótesis. Estos fueron:
- Hipótesis 1. El BYSAS tiene una estructura de un factor con una carga factorial alta (> 0.60) para todos los elementos de la escala y todos los índices (error cuadrático medio de aproximación [RMSEA] <0.06, índice de ajuste comparativo [CFI] e índice de Tucker-Lewis [TLI ]> 0.95; Hu y Bentler, 1999) que muestra buen ajuste de datos.
- Hipótesis 2. El BYSAS tiene una alta consistencia interna (alfa de Cronbach> 0.80).
- Hipótesis 3. El BYSAS se correlaciona positivamente con otra medida del comportamiento sexual adictivo (SPQ-S; Christo et al., 2003).
- Hipótesis 4. La puntuación de BYSAS se relaciona positivamente con ser hombre, soltero y con educación superior, y se relaciona inversamente con la edad.
- Hipótesis 5. La puntuación de BYSAS se relaciona positivamente con el neuroticismo, la extroversión y la apertura, y se relaciona negativamente con la amabilidad y la conciencia.
- Hipótesis 6. La puntuación de BYSAS está relacionada positivamente con el narcisismo y negativamente relacionada con la autoestima.
Materiales y métodos
Procedimiento
Los datos se recopilaron a través de una encuesta transversal basada en la web que evaluó comportamientos excesivos. La encuesta se emitió en la edición en línea de cinco periódicos noruegos nacionales diferentes durante la primavera de 2014. Para participar, los encuestados recibieron instrucciones de hacer clic en un enlace en línea. Todos los encuestados tenían que tener al menos 16 años de edad. La información sobre el estudio fue proporcionada en la página web. Se informó a los encuestados que recibirían una retroalimentación generada automáticamente en función de sus puntajes, así como una interpretación relacionada con varias de las escalas al completar la encuesta. No se proporcionaron incentivos materiales / monetarios. Todos los datos se almacenaron en un servidor alojado por una empresa que administra dichas encuestas para los investigadores (www.surveyxact.no). Una semana después del inicio del estudio, todos los datos recopilados se enviaron al equipo de investigación.
En total, los individuos de 23,533 completaron todos los ítems de la encuesta (y se conservaron para su análisis). La participación fue voluntaria, anónima, confidencial y no intervencionista, y siguió las pautas éticas de la Declaración de Helsinki y la Ley de Investigación de Salud de Noruega. La Junta de Revisión Institucional de la Facultad de Psicología de la Universidad de Bergen aprobó el estudio.
Participantes
La edad media de los participantes (N = 23,533) fue 35.8 años (SD = 13.3), con un rango de 16 a 88 años. En cuanto a los grupos de edad incluidos, la mayoría de los participantes tenían entre 16 y 30 años (40.7%), seguidos de los de 31 a 45 años (35%), 46-60 años (19.8%) y mayores de 60 años (4.5%). %). La muestra estuvo compuesta por 15,299 mujeres (65%) y 8,234 hombres (35%). En términos de estado civil, 15,373 (65.3%) estaban actualmente en una relación (es decir, casado, pareja de hecho, pareja, novio o novia) y 8,160 (34.7%) no (es decir, soltero, divorciado, separado, viuda , o viudo). Con respecto a la educación, 2,350 habían completado la escuela obligatoria (10%), 5,949 habían completado la secundaria (25.3%), 3,989 habían completado la formación profesional (17%), 7,630 tenían una licenciatura (32.4%), 3,343 tenían una maestría (14.2%) y 272 tenían un doctorado (1.2%).
Medidas
Demografía
Los participantes completaron las mediciones demográficas de un elemento (es decir, edad, sexo, estado de la relación, educación más alta completada) utilizando un formato de respuesta cerrado.
Escala de adicción al sexo de Bergen-Yale (BYSAS)
El BYSAS fue desarrollado utilizando los seis criterios de adicción enfatizados por Brown (1993), Griffiths (2005), y la Asociación Americana de Psiquiatría (2013) Abarca la saliencia, la modificación del estado de ánimo, la tolerancia, los síntomas de abstinencia, los conflictos y la recaída / pérdida de control. Un artículo fue creado para cada criterio único. Más específicamente, los criterios incluyeron elementos relacionados con la saliencia / el deseo (es decir, la preocupación por el sexo / la masturbación), la modificación del estado de ánimo (es decir, el sexo / la masturbación mejora el estado de ánimo), la tolerancia (es decir, se requiere más sexo / masturbación para estar satisfechos) , los síntomas de abstinencia (es decir, la reducción o la exclusión del sexo / la masturbación crean inquietud y sentimientos negativos), los conflictos / problemas (es decir, el sexo / la masturbación crean conflictos y causan algún tipo de problema) y la recaída / pérdida de control (es decir, el retorno a viejos patrones de sexo / masturbación después de un período de control o ausencia). La redacción específica de los ítems y las alternativas de respuesta se basaron en las alternativas de redacción y respuesta utilizadas en escalas que evalúan otras adicciones de comportamiento (Andreassen et al., 2012b). El período de tiempo se refiere al año pasado utilizando un formato de respuesta Likert de punto 5 (0 = muy raramente, 1 = raramente, 2 = a veces, 3 = a menudo, y 4 = muy a menudo; ver Apéndice A para obtener una lista completa de elementos y formatos de respuesta para BYSAS), se obtiene una puntuación BYSAS compuesta que varía de 0 a 24 (consulte la Tabla Table1) .1). Para poder ser clasificado operativamente como un "adicto al sexo" en el presente estudio, los síntomas tenían que estar presentes en un nivel / magnitud específico [definido como puntuación al menos 3 (a menudo) o 4 (muy a menudo)]. Esto está en línea con la forma en que se han operacionalizado los recortes para otras escalas que evalúan las adicciones de comportamiento (por ejemplo, Lemmens et al., 2009; Andreassen y otros, 2012b). Además, un número específico de criterios (a menudo más de la mitad) tuvo que ser aprobado (aquí "a menudo" o "muy a menudo") para ser clasificado como una adicción (American Psychiatric Association, 2013). En este caso, al menos cuatro de los seis artículos de BYSAS se aprobaron para considerar al participante como un adicto al sexo. La puntuación de 0 en la puntuación BYSAS compuesta se definió como "sin adicción al sexo", lo que parece razonable, ya que estos participantes respondieron "nunca" a los seis elementos. Un puntaje compuesto entre 1 y 6 se definió como "bajo riesgo de adicción al sexo" ya que estos participantes podrían obtener un puntaje máximo por encima del límite en dos de los seis ítems. Aquellos con un puntaje compuesto de 7 o superior pero que no cumplieron con los criterios para la adicción al sexo se definieron como "riesgo moderado de adicción al sexo". Esta etiqueta parece adecuada ya que equivale a una puntuación media superior a 1 en los seis elementos.
Tabla 1
La distribución de puntajes, puntaje promedio y desviación estándar (SD) en los seis artículos de la Escala de Adicción al Sexo de Bergen-Yale (BYSAS) para hombres (, n = 8,234), hembras (♀, n = 15,299), y la muestra entera (=) (N = 23,533).
| Objetos | Frecuencia (%) | Media | SD | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| ¿Con qué frecuencia durante el año pasado has ... | 0 | 1 | 2 | 3 | 4 | ||||
| 1. | ¿Pasó mucho tiempo pensando en el sexo / la masturbación o el sexo planificado? [BYSAS1 sobre la saliencia — ansia] | ♂ ♀ = | 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. | ¿Sintió la necesidad de masturbarse / tener relaciones sexuales más y más? [BYSAS2 sobre tolerancia] | ♂ ♀ = | 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. | ¿Utilizó el sexo / la masturbación para olvidarse / escapar de problemas personales? [BYSAS3 sobre modificación del estado de ánimo] | ♂ ♀ = | 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. | ¿Intentó reducir el sexo / la masturbación sin éxito? [BYSAS4 en recaída: pérdida de control] | ♂ ♀ = | 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. | ¿Se siente inquieto o molesto si se le ha prohibido tener relaciones sexuales / masturbación? [BYSAS5 sobre los síntomas de abstinencia] | ♂ ♀ = | 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. | ¿Tuvo tanto sexo que ha tenido un impacto negativo en sus relaciones privadas, economía, salud o trabajo, estudios? [BYSAS6 sobre conflicto — problemas] | ♂ ♀ = | 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 |
La escala varió de 0, "muy raramente", a 4, "muy a menudo". La puntuación media compuesta para toda la muestra fue 3.54 (SD = 4.14). Rango de puntuación compuesto 0 – 24.
Cuestionario de PROMIS más breve: subescala sexual
El cuestionario de PROMIS más corto [SPQ; Christo et al. 2003 (Cuestionario PROMIS; Lefever, 1988)] es una medida validada psicométricamente de los comportamientos adictivos de 16 (químicos y no químicos), incluido el sexo (por ejemplo, Haylett et al., 2004; Pallanti et al. 2006; MacLaren y Best, 2010, 2013). Los participantes completaron la subescala sexual de la SPQ utilizando una escala de puntos 6 [0 = no como yo en absoluto y 5 = más como yo; Artículos 10: M = 13.44, SD = 7.14, α = 0.90; artículo de muestra:Tomaría la oportunidad de tener sexo a pesar de haberlo tenido con otra persona"(Véase Apéndice B para la lista completa de artículos)]. La subescala sexual del SPQ (en lo sucesivo, el SPQ-S) evalúa algunos aspectos de la búsqueda de recompensas y la compulsión, incluidos algunos comportamientos potencialmente adictivos y los síntomas del trastorno sexual. Sin embargo, solo evalúa las tendencias adictivas hacia las relaciones / actividades sexuales (con otros) y también excluye los criterios básicos de adicción. Los artículos de 10 del SPQ-S fueron traducidos del inglés al noruego por separado por los autores noruegos del presente estudio.
Gran Cinco
El Mini-Grupo Internacional de Artículos de Personalidad (Mini-IPIP; Donnellan et al., 2006) se usó para evaluar la personalidad, y es una medida corta psicométricamente aceptable y prácticamente útil de los factores de los Cinco Grandes (Costa y McCrae, 1992; Wiggins, 1996). Los participantes completaron el Mini-IPIP del ítem 20 utilizando una escala de puntos 5 (1 = Muy impreciso y 5 = muy exacta) —Cuatro elementos que pertenecen a cada una de las siguientes subescalas: extroversión (por ejemplo, “Habla con muchas personas diferentes en las fiestas"; M = 14.47, SD = 3.65, α = 0.81), amabilidad (por ejemplo, "Siente las emociones de los demás"; M = 16.32, SD = 2.95, α = 0.76), conciencia (por ejemplo, “Como orden"; M = 14.90, SD = 3.22, α = 0.70), neuroticismo (por ejemplo, "Irritarse facilmente"; M = 11.81, SD = 3.54, α = 0.73), e intelecto / imaginación (por ejemplo, “Tener vívida imaginación"; M = 14.26, SD = 3.14, α = 0.69), siendo este último similar a la apertura del constructo.
Narcisismo
El Inventario de Personalidades Narcisistas-16 [NPI-16; Ames et al. 2006 (NPI; Raskin y Terry, 1988)] es una medida psicométricamente válida de narcisismo subclínico (por ejemplo, Konrath et al., 2014). Los participantes completaron el NPI-16 utilizando una escala Likert de punto 5 (1 = muy en desacuerdo y 5 = muy de acuerdo; Artículos 16 [por ejemplo, "Estoy dispuesto a presumir si tengo la oportunidad”]: M = 44.12, SD = 10.11, α = 0.89). Cuanto mayor sea la puntuación, más narcisista es el individuo. La puntuación total se ha correlacionado significativamente con las calificaciones de los expertos en el trastorno de personalidad narcisista (Miller y Campbell, 2008).
Amor propio
La escala de autoestima de Rosenberg (RSES; Rosenberg, 1965) es un instrumento psicométricamente válido para la evaluación de la autoestima (por ejemplo, Huang y Dong, 2012). Los participantes completaron el RSES utilizando una escala Likert de punto 4 (0 = muy de acuerdo y 3 = muy en desacuerdo; Artículos 10 [por ejemplo, "En general, me siento inclinado a sentir que soy un fracaso.,Soy capaz de hacer las cosas tan bien como la mayoría de las demás personas.”]: M = 29.23, SD = 5.34, α = 0.89). El RSES evalúa la autoestima como un solo constructo y está diseñado para representar una medida global de la autoestima percibida de la autoestima del participante. Mide sentimientos tanto positivos como negativos sobre uno mismo. Se recodificaron las cinco afirmaciones positivas, lo que significa que una puntuación compuesta alta reflejaba una alta autoestima.
El análisis de datos
La dimensionalidad del BYSAS se probó a través de una combinación de análisis exploratorio (EFA) y factor de factor de confirmación (CFA), realizado por separado en la división aleatoria de la muestra completa. El objetivo del análisis exploratorio fue probar la estructura general de los ítems incluidos, con un enfoque particular en detectar desviaciones de la estructura unidimensional esperada. El objetivo del CFA fue evaluar la bondad de ajuste del modelo de medición unidimensional para el BYSAS. En la EPT, los criterios de extracción de factores fueron una estructura muy simple (VSS) (Revelle y Rocklin, 1979), y de Velicer's (1976) promedio mínimo estadístico parcial (MAP). Una rotación de bifactor (Jennrich y Bentler, 2011) se utilizó. La rotación del bifactor permite la separación de un factor común y uno o más factores específicos. Según lo señalado por Reise et al. (2007), el modelo bifactor es particularmente útil como un método para detectar violaciones de la no dimensionalidad. En el contexto de la prueba de modelos de medición unidimensional, la presencia de factores específicos en un modelo bifactor es un signo de dependencia local dentro del factor. Tales factores específicos pueden ser de interés sustantivo, pero representan una violación de la unidimensionalidad.
Los resultados de la muestra de EFA se introdujeron en la prueba CFA del modelo unidimensional en la segunda división de la muestra. El objetivo principal del AFC fue examinar el ajuste de un modelo de medición unidimensional para el BYSAS, así como probar la discriminación y la información del conjunto de elementos incluidos. El ajuste del modelo global se evaluó mediante el estimador de mínimos cuadrados ponderados robusto de Mplus. El error cuadrático medio de aproximación (RMSEA), el índice de ajuste comparativo (CFI) y el índice de Tucker-Lewis (TLI) se utilizaron como indicadores del ajuste del modelo global. Para un buen ajuste, estos valores deben ser <0.06,> 0.95 y> 0.95, respectivamente (Hu y Bentler, 1999). Comparamos dos clases de modelos de teoría unidimensional de respuesta de ítems (IRT): el modelo de crédito parcial de Rasch (Masters, 1982), y el modelo de respuesta gradual (Samejima, 1997). Para evaluar el ajuste del elemento al modelo de crédito parcial de Rasch, evaluamos los cuadrados medios de infit y outfit (Wright y Masters, 1982). De acuerdo con los estándares convencionales para la investigación por levantamiento, el infito y los cuadrados medios del equipo (MSQ) deben estar preferiblemente en el rango de 0.6 a 1.4 (Wright y Linacre, 1994), pero los números pares en el rango 0.5 a 1.5 se pueden ver como "productivos para la medición" (Linacre, 2002). Un valor inferior a 1 significa que las respuestas del elemento son demasiado predecibles (overfit), mientras que un valor superior a 1 significa que las respuestas de los datos son demasiado aleatorias (underfit). El MSQ infit está ponderado de modo que la información cerca del elemento o la persona objetivo reciba más peso.
Para probar la invariancia, se examinó el funcionamiento diferencial de los ítems (DIF) entre los grupos de género y edad utilizando un enfoque de reducción gradual restringido, como se implementó en el paquete R mirt (Chalmers, 2012). En el análisis DIF, los elementos se restringieron inicialmente para tener una discriminación y umbrales iguales en todos los grupos. Las restricciones estadísticamente significativas se liberaron secuencialmente, utilizando los elementos restantes como elementos de anclaje. Este procedimiento de reducción secuencial se utilizó por primera vez en género, tratando a los hombres como grupo focal y a las mujeres como grupo de referencia. El mismo procedimiento se repitió para los grupos de edad, tratando a los adultos tempranos (16 – 39 años) como el grupo de referencia y la edad media / tardía (40 – 88 años) como el grupo focal. La división por grupo de edad se realizó como un compromiso entre el rango de edad (24 vs. 49 años) y el número de participantes en los grupos (61.8% vs. 38.2%). Finalmente, el impacto del DIF para los puntajes de las pruebas se evaluó mediante el funcionamiento diferencial de las pruebas (DTF), según lo define Meade (2010), e implementado por Chalmers et al. (2015).
Los demás análisis se realizaron con SPSS, versión 22. El BYSAS se evaluó en términos de consistencia interna (coeficiente alfa de Cronbach) y correlaciones ítem-total corregidas, luego de transformar las variables en rangos para evitar que los resultados se vieran influenciados por asimetría (Greer et al., 2006). Los coeficientes de correlación se calcularon para evaluar las interrelaciones entre todas las variables del estudio; r por encima de 0.1, 0.3 y 0.5 se interpretaron como tamaño de efecto pequeño, mediano y grande, respectivamente (Cohen, 1988). Se calcularon las diferencias en las puntuaciones medias de los ítems de BYSAS entre hombres y mujeres; Cohen's d los valores de 0.2, 0.5 y 0.8 se definieron como efectos pequeños, medianos y grandes, respectivamente (Cohen, 1988).
En la investigación de los factores relacionados con la adicción al sexo, se realizó un análisis de regresión multinomial basado en la categoría “no adicción al sexo” (puntuación cero) (33.8% de la muestra) como referencia. "Bajo riesgo de adicción al sexo" (puntuación de 1 a 6) comprendía la segunda categoría (46.3% de la muestra), "riesgo moderado de adicción al sexo" (puntuación de 7 o superior) comprendía la tercera categoría (19.1% de la muestra). y la “adicción al sexo” (puntuación de 3 o 4 en al menos cuatro de los seis criterios de BYSAS) comprendía la cuarta categoría (0.7% de la muestra). Las variables independientes consistieron en sexo, edad, estado civil, nivel educativo, las cinco subescalas de personalidad del Mini-IPIP y la puntuación en el NPI-16 y el RSES. La educación se codificó de forma ficticia para que la categoría más grande (es decir, licenciatura) comprendiera la categoría de referencia. En el análisis, cada variable independiente se incluyó simultáneamente. Cuando el intervalo de confianza (IC) del 95% no incluye 1.00, el resultado se considera estadísticamente significativo.
Resultados
Construcción y desarrollo de básculas.
Mesa Table11 Muestra estadísticas descriptivas de las respuestas en los seis ítems BYSAS. La puntuación media en la muestra fue 3.54 de 24 (SD = 4.14). Artículos 1 (BYSAS1: saliencia / ansia) y 2 (BYSAS2: tolerancia) fueron aprobados con mayor frecuencia en la categoría de calificación más alta que otros elementos. Los hombres obtuvieron puntajes más altos que las mujeres en los seis ítems de BYSAS, y el tamaño del efecto (Cohen's d) de la diferencia en las puntuaciones medias de los ítems entre los géneros fueron 0.84 para saliencia / deseo (grande), 0.75 para tolerancia (grande), 0.41 para modificación del estado de ánimo (medio-pequeño), 0.69 para recaída / pérdida de control (medio-grande), 0.65 para retiro (medio-grande) y 0.36 para conflicto / problemas (medio-pequeño).
La EFA sugirió la extracción de un factor según el criterio VSS, pero dos factores según el criterio MAP de Velicer. La rotación bifactorial de la solución de dos factores reveló un factor general fuerte en los seis ítems con cargas en el rango de 0.70 (BYSAS1) a 0.86 (BYSAS4 y BYSAS6) y un factor específico adicional de BYSAS1 y BYSAS2. El factor específico podría interpretarse como una dependencia local entre BYSAS1 y BYSAS2, y que representa una violación de la unidimensionalidad.
En línea con los hallazgos de la EFA, un modelo de un factor con términos de error correlacionados para BYSAS1 y BYSAS2 se probó en un CFA con el estimador de mínimos cuadrados ponderado robusto de Mplus para datos categóricos. Las estadísticas de ajuste de información limitada de la estimación de mínimos cuadrados ponderados robustos de Mplus indicaron un RMSEA de 0.046 [90% CI = 0.041, 0.051], un CFI de 0.998 y un TLI de 0.996, lo que indica una alta bondad de ajuste entre el modelo de un factor y los datos. Figura Figura11 muestra las cargas factoriales basadas en la submuestra de confirmación (n = 11,766).
La estructura factorial de la Escala de Adicción al Sexo de Bergen-Yale (BYSAS) que muestra las cargas factoriales estandarizadas para la submuestra de CFA (n = 11,766).
Para tener en cuenta la superposición entre BYSAS.1 y BYSAS2 en los modelos IRT unidimensionales, un testlet de la suma de BYSAS1 y BYSAS2 fue construido. Como los ítems actuales estaban muy sesgados, las estimaciones de theta se basaron en el método de histograma empírico (Woods, 2007). Mesa Table22 muestra los cuadrados medios infit y outfit (MSQ) del modelo de crédito parcial. Todos los cuadrados medios de infit estaban en el rango deseado de 0.6 a 1.4 (Wright y Linacre, 1994; Bond y fox, 2015). El MSQ del equipo observado para tres artículos fue inferior al rango prescrito de 0.6 a 1.4 en la investigación de la encuesta, pero aún se encontraba en el rango considerado "productivo para la medición" (Linacre, 2002). El equipo de testlet MSQ fue 0.46. Los valores de MSQ del equipo límite pueden reflejar cierto grado de redundancia de contenido en el testlet. Es decir, en un nivel de puntuación determinado, existe una alta consistencia entre los pares de elementos y muy pocas respuestas "inesperadas". Los valores de MSQ en el infit fueron en general más cercanos al valor esperado de 1, y podrían reflejar que, aunque las respuestas fueron altamente consistentes, no fueron deterministas en el sentido de Guttman de una secuencia estrictamente ordenada de respuestas de ítems en todo el rasgo. El rango observado de los valores de la infraestructura y la vestimenta indicaron que los elementos del BYSAS estaban razonablemente en línea con los previstos por el modelo de crédito parcial de Rasch. Aún así, el ajuste del modelo fue mejor con las suposiciones relajadas del modelo de respuesta gradual, en comparación con el modelo de crédito parcial de Rasch (Akaikes criterio de información PCM = 95155; Akaikes criterio de respuesta calificado grado = 94843).
Tabla 2
Estadísticas de ajuste de ítems del modelo de crédito parcial de Rasch.
| Asunto | Infit MSQ | z.infit | Traje 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 y 2 | 0.647 | -26.029 | 0.459 | -34.167 |
BYSAS, Escala de Adicción al Sexo de Bergen-Yale; MSQ, media cuadrática.
Mesa Table33 muestra los resultados de las pruebas de funcionamiento diferencial de ítems (DIF), y el impacto estimado de DIF en las puntuaciones de ítems y las puntuaciones totales esperadas (funcionamiento de prueba diferencial; DTF). La primera columna muestra el cambio en chi-cuadrado cuando se liberan supuestos de pendientes invariables e intercepciones. La prueba de reducción secuencial del funcionamiento diferencial del ítem por género indicó que BYSAS3 y BYSAS4 funcionó de manera diferente para hombres y mujeres, con una caída significativa en chi-cuadrado al liberar restricciones de invarianza [BYSAS3: Chi-cuadrado (5) = 314.08, p <0.001; BYSAS4: Chi-cuadrado (5) = 228.36, p <0.001]. El DIF por grupo de edad identificado BYSAS3 y BYSAS4 como artículos que trabajan de manera diferente por grupos de edad [BYSAS3: Chi-cuadrado (5) = 67.28; BYSAS4: Chi-cuadrado (5) = 54.33]. Para los otros ítems, las restricciones del modelo no fueron significativas, lo que indica que el supuesto de invariancia para estos ítems fue consistente con los datos. Así, el BYSAS cumplió los supuestos de equivalencia escalar parcial A través del género y grupos de edad.
Tabla 3
Prueba de funcionamiento diferencial de ítems y funcionamiento de prueba diferencial.
| LRT DIF | df | p | SIDS / STDS | ESSD / ETSSD | |
|---|---|---|---|---|---|
| GÉNERO (FEMALES REF.) | |||||
| BYSAS3 | 314.083 | 5 | <0.001 | -0.281 | -0.360 |
| BYSAS4 | 228.358 | 5 | <0.001 | 0.193 | 0.335 |
| Puntuación total de impacto | -0.088 | -0.022 | |||
| GRUPO DE EDAD (ADULTOS JOVENES REF.) | |||||
| BYSAS3 | 67.289 | 5 | <0.001 | 0.022 | 0.04 |
| BYSAS4 | 54.334 | 5 | <0.001 | -0.018 | -0.05 |
| Puntuación total de impacto | 0.004 | 0.001 | |||
LRT, prueba de razón de verosimilitud; DIF, funcionamiento diferencial del ítem; SIDS, diferencia de artículo firmado en la muestra; STDS, diferencia de prueba firmada en la muestra; ESSD, puntaje esperado diferencia estandarizada; ETSSD, puntaje esperado en la prueba diferencia estandarizada.
La tercera y cuarta columna de tabla. Table33 Muestra el tamaño del efecto de DIF y DTF para BYSAS.3 y BYSAS4, resumido a través de la diferencia del artículo firmado en la muestra (SIDS / STDS) y la diferencia estandarizada de puntaje esperado (ESSD / ETSSD). En el mismo nivel de rasgo, la diferencia de unidad estándar promedio entre hombres y mujeres fue −0.36 para BYSAS3 y 0.335 para BYSAS4. En el nivel de prueba, estos efectos opuestos se cancelaron mutuamente, con una prueba diferencial insignificante que funciona para la puntuación total esperada. Del mismo modo, para DIF por grupo de edad, el efecto de BYSAS3 y BYSAS4 estaban en la dirección opuesta, anulando el efecto total. Los adultos jóvenes puntuaron 0.04 unidades estándar más alto en BYSAS3, y las unidades estándar 0.05 bajan en BYSAS4 En comparación con el grupo de adultos de mediana y avanzada edad. En el nivel de prueba, el impacto de DIF fue solo de las unidades estándar de 0.0001, lo que sugiere que el DIF observado para BYSAS3 y BYSAS4 No tuvo ningún impacto en el nivel de puntuación total. En resumen, aunque se observó DIF para dos ítems, el impacto en el nivel de prueba (DTF) fue muy pequeño o ignorable. Las curvas de información de prueba para hombres y mujeres se muestran en la Figura Figura2.2. La figura muestra que BYSAS tenía más información con niveles muy altos de adicción al sexo (theta) para hombres y mujeres, pero muy poca información con niveles más bajos de adicción al sexo.
Curvas de información de prueba de la estimación del modelo de respuesta gradual de la Escala de Adicción al Sexo de Bergen-Yale (n = 11,766).
Fiabilidad y consistencia interna del BYSAS.
El alfa de Cronbach para BYSAS fue 0.83 y los coeficientes de correlación ítem-total corregidos para los ítems 1 a 6 fueron 0.69 (BYSAS1: saliencia / ansia), 0.74 (BYSAS2: tolerancia), 0.62 (BYSAS3: modificación del estado de ánimo), 0.57 (BYSAS4: recaída / pérdida de control), 0.66 (BYSAS5: síntomas de abstinencia), y 0.42 (BYSAS6: conflicto / problemas), respectivamente.
Validez convergente y discriminativa.
El coeficiente de correlación entre la puntuación compuesta de BYSAS y la subescala de sexo del SPQ fue de 0.52. Mesa Table44 muestra que ambas escalas demostraron patrones de correlación similares con otras variables examinadas en el estudio. Los coeficientes de correlación de orden cero entre las variables del estudio oscilaron entre −0.53 (entre la autoestima y el neuroticismo) y 0.52 (entre BYSAS y SPQ-S).
Tabla 4
Coeficientes de correlación de orden cero (correlación producto-momento de Pearson, correlación punto-biserial, coeficiente phi) entre las variables.
| Variables | 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 | Género (1 = ♂, 2 =) | -0.377 | -0.252 | |||||||||||||||
| 4 | Edad | -0.190 | -0.086 | 0.031 | ||||||||||||||
| 5 | Relación familiara | 0.090 | 0.078 | -0.065 | -0.218 | |||||||||||||
| 6 | Escuela primaria | 0.046 | 0.014 | -0.028 | -0.205 | 0.149 | ||||||||||||
| 7 | Secundaria. | 0.036 | 0.027 | 0.015 | -0.197 | 0.094 | -0.194 | |||||||||||
| 8 | Escuela vocacional | 0.028 | 0.028 | -0.123 | 0.138 | -0.049 | -0.150 | -0.263 | ||||||||||
| 9 | Título de licenciatura | -0.051 | -0.032 | 0.095 | 0.118 | -0.081 | -0.231 | -0.403 | -0.313 | |||||||||
| 10 | Maestría | -0.040 | -0.029 | 0.015 | 0.097 | -0.073 | -0.136 | -0.237 | -0.184 | -0.282 | ||||||||
| 11 | Doctorado | -0.014 | -0.010 | -0.018 | 0.057 | -0.035 | -0.036 | -0.063 | -0.049 | -0.075 | -0.044 | |||||||
| 12 | Extroversión | 0.014 | 0.091 | 0.088 | 0.013 | -0.064 | -0.050 | -0.019 | -0.021 | 0.049 | 0.024 | -0.001 | ||||||
| 13 | Agradecimiento | -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 | Escrupulosidad | -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 | Neuroticismo | 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 | Intelecto / imaginación | 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 | Narcisismo | 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 | Amor propio | -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 |
N = 23,533. BYSAS, Escala de Adicción al Sexo Bergen-Yale; SPQ-S, Cuestionario de PROMIS más breve: escala de sexo.
−0.012 ≤ r ≤ 0.012 — ns, −0.016 ≤ r ≤ −0.013 o 0.13 ≤ r ≤ 0.016 — p <0.05, −0.017 ≥ ro r ≥ 0.017 — p <0.01.
Relaciones con la demografía, los cinco grandes, el narcisismo y la autoestima.
Las variables independientes explicaron 23.0% (fórmula de Cox-Snell) de la varianza en el riesgo de adicción al sexo (26.0% según la fórmula de Nagelkerke; consulte la Tabla Table5) .5). Las probabilidades de pertenecer a las categorías de "bajo riesgo de adicción al sexo", "riesgo moderado de adicción al sexo" y "adicción al sexo" eran más altas para los hombres que para las mujeres. La edad se relacionó inversamente con la categoría de adicción al sexo. No estar en una relación aumentó las probabilidades de pertenecer a la categoría de “riesgo moderado de adicción al sexo”. La educación primaria redujo las probabilidades de pertenecer a las categorías de “bajo riesgo de adicción al sexo” y “riesgo moderado de adicción al sexo”. Tener una maestría redujo las probabilidades de pertenecer a la categoría de “riesgo moderado de adicción al sexo”, mientras que tener un doctorado aumentó las probabilidades de pertenecer a la categoría de “adicción al sexo”. La extroversión aumentó las probabilidades de pertenecer a las tres categorías superiores de adicción al sexo, mientras que la conciencia redujo las probabilidades correspondientes. La amabilidad redujo las probabilidades de pertenecer a la categoría de "adicción al sexo". El neuroticismo aumentó las probabilidades de pertenecer a las categorías de "riesgo moderado de adicción al sexo" y "adicción al sexo". El intelecto / imaginación se asoció positivamente con pertenecer a las categorías de “bajo riesgo de adicción al sexo” y “riesgo moderado de adicción al sexo”. La autoestima se relacionó inversamente con las categorías de adicción al sexo. Finalmente, el narcisismo se asoció positivamente con la pertenencia a las tres categorías superiores de adicción al sexo.
Tabla 5
Regresión logística multinomial de la adicción al sexo (categoría de referencia: puntuación BYSAS de 0; OR = 1.00; n = 7,962).
| Bajo riesgo de adicción al sexo. (Puntuación BYSAS 1 – 6; n 10,907 =) | Riesgo moderado de adicción al sexo. (≥ 7 / <4 criterios cumplidos; n 4,490 =) | Alto riesgo de adicción al sexo: adicción al sexo (Cumpliendo con los criterios de 4 – 6; n 174 =) | |
|---|---|---|---|
| Variable independiente | OR (95% CI) | OR (95% CI) | OR (95% CI) |
| Género (1 = ♂, 2 =) | 0.272 (0.250 – 0.295) | 0.081 (0.073 – 0.090) | 0.035 (0.023 – 0.051) |
| Edad | 0.982 (0.980 – 0.985) | 0.968 (0.965 – 0.972) | 0.956 (0.941 – 0.972) |
| Relación familiar (1 = in, 2 = no en) | 1.045 (0.977 – 1.118) | 1.105 (1.010 – 1.210) | 1.030 (0.738 – 1.437) |
| Educación (referencia = Licenciatura) | |||
| Escuela Primaria | 0.752 (0.669 – 0.845) | 0.694 (0.595 – 0.809) | 1.238 (0.740 – 2.071) |
| Preparatoria | 0.984 (0.906 – 1.069) | 0.964 (0.860 – 1.080) | 1.083 (0.680 – 1.727) |
| Escuela vocacional | 1.034 (0.942 – 1.136) | 1.066 (0.940 – 1.210) | 1.299 (0.782 – 2.158) |
| Maestría | 0.953 (0.867 – 1.047) | 0.848 (0.740 – 0.971) | 1.022 (0.554 – 1.884) |
| Doctorado | 0.777 (0.587 – 1.030) | 0.737 (0.493 – 1.102) | 3.229 (1.071 – 9.734) |
| Extroversión | 1.030 (1.020 – 1.040) | 1.045 (1.031 – 1.059) | 1.059 (1.010 – 1.111) |
| Agradecimiento | 1.008 (0.995 – 1.020) | 0.988 (0.973 – 1.004) | 0.946 (0.900 – 0.995) |
| Escrupulosidad | 0.958 (0.948 – 0.969) | 0.915 (0.903 – 0.928) | 0.886 (0.844 – 0.930) |
| Neuroticismo | 1.010 (0.999 – 1.021) | 1.097 (1.081 – 1.113) | 1.249 (1.183 – 1.319) |
| Intelecto / imaginación | 1.015 (1.004 – 1.025) | 1.025 (1.010 – 1.039) | 1.002 (0.951 – 1.055) |
| Amor propio | 0.976 (0.968 – 0.984) | 0.928 (0.918 – 0.939) | 0.858 (0.829 – 0.888) |
| Narcisismo | 1.027 (1.023 – 1.030) | 1.059 (1.054 – 1.065) | 1.091 (1.072 – 1.111) |
Hallazgos significativos en negrita. O, cociente de probabilidades; IC, intervalo de confianza; BYSAS, Escala de Adicción al Sexo Bergen-Yale.
Discusión
Aunque se ha argumentado que el comportamiento sexual problemático representa un trastorno adictivo, las herramientas de evaluación desarrolladas previamente que evalúan el trastorno no han incluido criterios de adicción principales. En consecuencia, el BYSAS se desarrolló para superar esta limitación y sus propiedades psicométricas se examinaron en una gran muestra nacional. Para garantizar la validez del contenido, el proceso de construcción se basó en componentes que, en teoría, reflejan todas las dimensiones centrales de la adicción. Los análisis rigurosos demostraron que el BYSAS tiene buena psicometría y se analiza más adelante.
Un modelo de un factor con una correlación específica adicional entre la prominencia (BYSAS1) y tolerancia (BYSAS2) los términos de error lograron una alta bondad de ajuste a los datos observados. Según este modelo, un aumento en la adicción al sexo aumenta la probabilidad de respaldar cada una de las características clave de la adicción, y la alta carga de factores indicó que cada indicador estaba aprovechando la información sobre la adicción subyacente. Aunque sugiere un factor dominante, la dependencia local entre la importancia y la tolerancia merece cierta atención. Teniendo en cuenta el contenido de estos dos elementos, la correlación residual no tiene que ver principalmente con la consistencia lógica, sino que podría reflejar una superposición motivacional específica, ya que la prominencia podría contribuir a un aumento del deseo sexual. En el contexto de la administración a escala práctica, la dependencia local es menos importante, ya que la suma de los elementos refleja esencialmente una dimensión. La alta bondad de ajuste para el modelo de un factor y las cargas de factor uniformemente altas sugirieron que el BYSAS refleja una sola construcción. En consecuencia, la hipótesis 1 y 2 fueron respaldadas por los resultados del análisis de datos. En términos de los análisis DIF, los varones obtuvieron puntuaciones más altas que las mujeres en BYSAS4 y baja en BYSAS3 mientras que los adultos jóvenes (16 – 39 años) obtuvieron puntuaciones más altas en BYSAS3 y baja en BYSAS4 en comparación con los adultos mayores (40 a 88 años). En el nivel de prueba, estos efectos se cancelaron entre sí, por lo que el impacto en el nivel de prueba fue ignorable.
Hubo una correlación significativa y positiva (0.52) entre las puntuaciones en el BYSAS y el SPQ-S (Christo et al., 2003). Esta alta correlación indica la validez convergente de BYSAS y apoya la Hipótesis 3. Los resultados también demostraron que el BYSAS y el SPQ-S mostraron correlaciones similares con otras variables examinadas en el presente estudio. Sin embargo, se necesitan más estudios que examinen la validez convergente y la fiabilidad test-retest del BYSAS. La distribución de los puntajes de BYSAS estaba fuertemente sesgada hacia la izquierda (es decir, puntajes bajos), que es como se esperaba porque el BYSAS evaluó los síntomas de adicción al sexo en una gran muestra de población no seleccionada. La prominencia / deseo y tolerancia fueron respaldados con más frecuencia en la categoría de calificación más alta que otros elementos, y estos elementos tenían las cargas de factores más altas. Esto parece razonable ya que reflejan síntomas menos graves (p. Ej., Pregunta sobre la depresión: las personas obtienen una puntuación más alta en sentirse deprimidas, luego planean suicidarse). Esto también puede reflejar una distinción entre compromiso y adicción (a menudo visto en el campo de la adicción al juego), donde se argumenta que los elementos que aprovechan la información sobre la prominencia, el deseo, la tolerancia y la modificación del estado de ánimo reflejan el compromiso, mientras que los elementos que aprovechan la retirada, la recaída y el conflicto miden más adiccion. Otra explicación podría ser que la prominencia, el deseo y la tolerancia pueden ser más relevantes y prominentes en las adicciones conductuales que la abstinencia y la recaída.
En términos demográficos, los resultados de los análisis multivariados coinciden con los hallazgos de estudios anteriores (Kafka, 2010; Karila et al. 2014; Campbell y Stein, 2015; Wéry et al. 2016a; Wéry y Billieux, 2017), y la hipótesis apoyada 4. Un puntaje alto en el BYSAS se asoció con ser hombre y los hombres obtuvieron un puntaje más alto que el de las mujeres en los seis artículos de BYSAS, lo que sugiere que los hombres corren más riesgo que las mujeres en el desarrollo de la adicción al sexo. Esto también corresponde al hecho de que la mayoría de las personas que buscan ayuda profesional para el comportamiento sexual adictivo son hombres (Kafka, 2010; Griffiths y Dhuffar, 2014; Campbell y Stein, 2015). Hasta cierto punto, esto también podría reflejar que las mujeres se presentan en menor grado debido a un estigma social y vergüenza potencialmente mayor que los hombres (Gilliland et al., 2011; Dhuffar y Griffiths, 2014, 2015). La edad se relacionó inversamente con la adicción al sexo y corresponde a la evidencia empírica que muestra que la edad temprana es un factor de vulnerabilidad para desarrollar y mantener adicciones en general (Chambers et al., 2003). Además, dado que algunos tipos de sexo excesivo pueden ser físicamente exigentes y que la libido sexual tiende a disminuir a medida que las personas crecen, tal vez no sea sorprendente que la adicción al sexo se asocie con una edad más temprana.
No estar en una relación también se asoció con la adicción al sexo, posiblemente porque los individuos solteros están más motivados para satisfacer las necesidades sexuales no satisfechas que aquellos en una relación estable (Ballester-Arnal et al., 2014; Sun et al. 2014). Otra explicación puede ser que los "adictos al sexo" tienen dificultades para establecer y mantener relaciones (por ejemplo, trauma infantil, apego inseguro, etc.; Dhuffar y Griffiths, 2015; Weinstein et al. 2015). Los presentes resultados también mostraron que, en comparación con la categoría de referencia (tener una licenciatura), aquellos con educación superior (es decir, tener un doctorado) tenían más probabilidades de tener una puntuación BYSAS alta. Dado que la educación está relacionada con un estatus social alto, es posible que dichos individuos obtengan acceso a más oportunidades sexuales, especialmente en los hombres (Buss, 1998). Sin embargo, exploramos los efectos de interacción (género x doctorado), ninguno de los cuales resultó significativo (género x licenciatura como contraste; no se muestran los resultados). Aún así, los estudios futuros deben examinar las interacciones de Género x Educación con respecto a la adicción al sexo.
Las puntuaciones del BYSAS tenían asociaciones positivas con el neuroticismo, la extroversión y el intelecto / imaginación, y asociaciones negativas con la amabilidad y la conciencia. En general, los resultados de los análisis multivariados fueron los esperados y apoyan la validez discriminante de BYSAS (hipótesis 5). La relación positiva con la extroversión puede reflejar la tendencia de los extrovertidos a buscar estimulación en compañía de otros, y su preocupación por la expresión individual y la mejora del atractivo personal (Costa y Widiger, 2002). Su naturaleza social también puede aumentar el potencial de más oportunidades sexuales (por ejemplo, socializar en fiestas, eventos de ocio, etc.). La relación positiva con el neuroticismo también corrobora los hallazgos de estudios previos (Pinto et al., 2013; Rettenberger et al. 2016; Walton et al. 2017), y es congruente con la suposición de que el sexo tiene un efecto ansiolítico (Coleman, 1992), y que participar en actividades sexuales puede funcionar como un escape de los sentimientos disfóricos (O'Brien y DeLongis, 1996; Dhuffar et al. 2015; Wéry et al. 2016b). Intelecto / imaginación también tuvo una relación positiva con el comportamiento sexual adictivo. Esto puede reflejar el hecho de que las personas con puntuaciones altas en este rasgo tienden a perseguir la autoactualización al buscar experiencias intensas, inusuales y / o eufóricas, como comportamientos sexuales específicos, y su forma de sostener un sistema de creencias liberales (Costa y Widiger, 2002). La escrupulosidad y la amabilidad estaban inversamente relacionadas con la adicción al sexo, lo que puede explicarse por el hecho de que estos rasgos reflejan características como el autocontrol y la capacidad de resistir las tentaciones, anteponer otros intereses a los propios, ser sensible y bondadoso. En conjunto, los hallazgos actuales apoyan la noción de que la amabilidad y la conciencia (en general) protegen contra las adicciones, mientras que la extroversión y el neuroticismo (Few et al., 2014) facilitarlos: los hallazgos que se han informado en otros lugares (por ejemplo, Hill et al., 2000; Kotov et al. 2010; Maclaren et al. 2011; Andreassen y otros, 2013; Walton et al. 2017).
El presente estudio también encontró que la adicción al sexo se asociaba positivamente con el narcisismo y se asociaba negativamente con la autoestima, apoyando tanto la Hipótesis 6 como estudios previos (Kafka, 2010; Kor et al. 2014; Kasper et al. 2015; Doornwaard et al. 2016). Estos hallazgos indican que el comportamiento sexual puede ser una forma de contrarrestar la baja autoestima y aumentar la autoestima (por ejemplo, los efectos asociados de ser sexualmente activo, incluidos los sentimientos de ser popular, recibir cumplidos, los sentimientos de omnipotencia al participar en el sexo, recibirlos). atención durante el sexo, etc.), escapar de los sentimientos de baja autoestima, o que el sexo adictivo reduce la autoestima. Las tendencias narcisistas y la adicción al sexo han variado consistentemente en estudios previos (Black et al., 1997; Raymond et al. 2003; Kafka, 2010; MacLaren y Best, 2013; Kasper et al. 2015), y podría reflejar que el comportamiento sexual es una manifestación de rasgos narcisistas (por ejemplo, deseo de atención, admiración y poder, explotación y sentido de derecho, etc.). Otra posibilidad es que el comportamiento sexual excesivo fomente los rasgos narcisistas entre aquellos que tienen un alto número de parejas sexuales.
Limitaciones y fortalezas del presente estudio.
El presente estudio está limitado por todas las deficiencias comunes de los datos de autoinforme y la metodología de muestreo de autoselección (por ejemplo, sesgo de autoselección, tasa de respuesta desconocida y falta de información sobre los no encuestados). Como las puntuaciones en el BYSAS tenían una distribución sesgada correcta, se presentó un riesgo de que los efectos de piso influyeran en los resultados (por ejemplo, la reducción de las relaciones entre constructos). Sin embargo, el rango completo de puntuaciones en todas las variables se presentó en los datos, lo que fortalece la validez de la relación estimada entre los constructos investigados. También debe señalarse que aproximadamente una cuarta parte de la varianza en el análisis de regresión multinomial se explicó por las variables independientes. La creación de cuatro categorías de niveles de adicción al sexo realizada en el presente estudio debe considerarse tentativa porque no existen límites bien definidos o criterios de diagnóstico acordados. Esto también nos impidió utilizar el análisis de la curva de características operativas del receptor, donde los valores de corte pueden evaluarse en términos de sensibilidad y especificidad frente a un "estándar de oro". El diseño del estudio transversal puede haber influido en los resultados debido a factores como el método común sesgo, creando así relaciones infladas entre las variables examinadas en el presente estudio (Podsakoff et al., 2003). Además, debido al gran tamaño de la muestra que proporciona poder a los análisis, varias correlaciones pequeñas pueden haber resultado significativas. Aunque algunos de los hallazgos significativos pueden reflejar relaciones triviales debido al gran tamaño de la muestra, algunos tamaños del efecto en el análisis de correlación fueron de moderados a grandes, lo que sugiere algunas relaciones sustanciales y significativas entre las variables del estudio (Cohen, 1988).
Aunque la finalización de la encuesta fue anónima, los comportamientos sexuales problemáticos pueden estar asociados con vergüenza y tabú (Dhuffar y Griffiths, 2014), y podría haber provocado respuestas socialmente deseables. Además, responder voluntariamente a un artículo de un periódico en línea sobre comportamientos excesivos posiblemente haya atraído a tipos específicos de individuos (por ejemplo, aquellos que usaban Internet en exceso, individuos más jóvenes). Sin embargo, podría decirse que atraer a estos individuos también puede haber sido una ventaja porque tener individuos en la muestra que tienen problemas adictivos puede haber fortalecido la validez de la escala para su uso en contextos clínicos. Se necesitan más estudios que prueben psicométricamente las propiedades de BYSAS, especialmente en términos de confiabilidad test-retest y su adaptabilidad cultural y generalización.
La selección de medidas también puede haber limitado el presente estudio, ya que no se usaron otras escalas psicométricamente válidas que evalúan el sexo problemático en comparación con BYSAS. Por ejemplo, el Cuestionario de trastorno hipersexual (HDQ; Reid et al., 2012) es una medida de evaluación integral que incluye los criterios diagnósticos propuestos para el trastorno hipersexual (Kafka, 2010). Sin embargo, la propuesta DSM-5 los criterios no reflejan completamente los elementos básicos de la adicción, como la tolerancia, el retiro y la modificación del estado de ánimo. Por lo tanto, se consideró más apropiado comparar el BYSAS con una escala desarrollada utilizando la teoría y los criterios de la adicción.
El tamaño de muestra extremadamente grande en el presente estudio es una de las fortalezas clave para proporcionar un alto poder estadístico en relación con todos los análisis realizados. Los hallazgos complementan muchos de los estudios previos a pequeña escala y específicos de la población en el campo. Otro punto fuerte del presente estudio es la inclusión de criterios específicos y fundamentales de adicción en el proceso de construcción y desarrollo de la escala y el uso de construcciones relevantes e instrumentos validados en el proceso de validación. Además, BYSAS toma en cuenta el concepto de deseo (estado de deseo / deseo), que ahora se agrega en el DSM-5 (Asociación Americana de Psiquiatría, 2013) como síntoma de adicción. Además, BYSAS es más un instrumento genérico de detección de adicción al sexo, ya que no se enfoca en grupos demográficos particulares (por ejemplo, hombres, homosexuales) o medios (por ejemplo, sexo en línea). En consecuencia, BYSAS se puede utilizar para evaluar la actividad sexual en línea y fuera de línea y es posiblemente más adecuado para evaluar el comportamiento sexual contemporáneo. Otra fortaleza clave fue que el estudio se anunció a nivel nacional en lugar de a nivel local (en la prensa nacional). La prensa nacional en Noruega es conocida por tener una amplia audiencia demográfica en comparación con la prensa local. Por lo tanto, la muestra es probablemente más representativa de la población noruega y podría decirse que es más representativa que otros estudios que utilizan muestras auto-seleccionadas. Este es también uno de los pocos estudios en este campo que se enfoca en la población general y abarca una gran proporción de mujeres también. Además, la brevedad de esta nueva escala hace que sea adecuado para ser incluido en encuestas de espacio limitado.
Conclusiones
En el presente estudio se desarrolló una nueva escala para evaluar el comportamiento sexual adictivo, el BYSAS. La confiabilidad y de BYSAS se establecieron con una muestra nacional de adultos noruegos 23,533. La supuesta estructura de un factor fue confirmada por EFA y CFA, y la consistencia interna fue alta. Al incluir elementos que cubren todos los síntomas centrales de adicción, se aseguró la validez del contenido. El BYSAS fue validado contra otra medida de adicción al sexo, así como medidas demográficas, de personalidad y de autoestima; y se propone un puntaje provisional de corte. En general, el BYSAS es un instrumento psicométricamente sólido y válido para medir la adicción al sexo, que puede ser utilizado libremente por investigadores y profesionales en estudios epidemiológicos y entornos de tratamiento.
Contribuciones de autor
CA: Contribuyó a la concepción y diseño del trabajo, la adquisición, análisis e interpretación de datos; TT: Contribuyó al análisis; SP, MG, TT y RS: contribuyó a la interpretación de los datos para el trabajo; CA: redactó el trabajo; Todos los autores revisaron el trabajo críticamente en términos de contenido intelectual importante; Todos los autores aprobaron la versión final y son responsables de todos los aspectos del trabajo en términos de garantizar que las preguntas relacionadas con la precisión o integridad de cualquier parte del trabajo se hayan investigado y resuelto adecuadamente.
Declaracion de conflicto de interes
Los autores declaran que la investigación se llevó a cabo en ausencia de cualquier relación comercial o financiera que pudiera interpretarse como un posible conflicto de intereses.
Apéndice A
Escala de adicción al sexo de Bergen-Yale
A continuación hay algunas preguntas sobre su relación con el sexo / la masturbación. (¡NOTA! Por sexo significa aquí diferentes fantasías sexuales, impulsos y comportamientos como la masturbación, la pornografía, las actividades sexuales con adultos que lo consienten, el cibersexo, el sexo telefónico, los clubes de striptease, etc.). Elija la alternativa de respuesta para cada pregunta que mejor lo describa.
| ¿Con qué frecuencia durante el año pasado has... | Muy rara vez se | Rara vez | A veces | A menudo | Muy a menudo | |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 1. | ¿Pasó mucho tiempo pensando en el sexo / la masturbación o el sexo planificado? | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 2. | ¿Sintió la necesidad de masturbarse / tener relaciones sexuales más y más? | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 3. | ¿Utilizó el sexo / la masturbación para olvidarse / escapar de problemas personales? | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 4. | ¿Intentó reducir el sexo / la masturbación sin éxito? | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 5. | ¿Se siente inquieto o molesto si se le ha prohibido tener relaciones sexuales / masturbación? | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 6. | ¿Tuvo tanto sexo que ha tenido un impacto negativo en sus relaciones privadas, economía, salud y / o trabajo / estudios? | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
Todos los elementos se califican en la siguiente escala: 0 = Muy rara vez, 1 = Rara vez, 2 = A veces, 3 = A menudo, 4 = Muy a menudo
Apéndice B
Cuestionario de PROMIS más corto – subescala de sexo
A continuación se presentan algunas preguntas sobre su relación con el sexo. Elige la alternativa de respuesta para cada pregunta que mejor te describaa
| Las respuestas deben darse para el uso de por vida en lugar de solo el uso reciente, es decir, ¿alguna vez ...? | No como yo en absoluto | La mayoría como yo | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 0 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | ||
| 1. | Me resulta difícil dejar pasar una oportunidad para tener relaciones sexuales ocasionales o ilícitas | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 2. | Otros han expresado repetida preocupación por mi comportamiento sexual. | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 3. | Me enorgullezco de la velocidad con la que puedo tener sexo con alguien y encuentro que el sexo con un completo extraño es estimulante. | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 4. | Tomaría la oportunidad de tener sexo a pesar de haberlo tenido con otra persona | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 5. | Encuentro que hacer una conquista sexual me hace perder interés en esa pareja y me lleva a comenzar a buscar otra. | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 6. | Tiendo a asegurarme de tener relaciones sexuales de un tipo u otro en lugar de esperar a que mi pareja habitual vuelva a estar disponible después de una enfermedad o ausencia | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 7. | He tenido asuntos repetidos a pesar de tener una relación regular | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 8. | He tenido tres o más parejas sexuales regulares al mismo tiempo | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 9. | He tenido sexo voluntario con alguien que no me gusta | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 10. | Tiendo a cambiar de pareja si el sexo se vuelve repetitivo | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
Fuente: De Cómo identificar el comportamiento adictivo por R. Lefever, 1988, Londres, Reino Unido: Publicación de PROMIS. [Esta es la fuente de referencia para el cuestionario PROMIS, del cual se tomaron los ítems para la subescala de sexo.] Derechos de autor de PROMIS Clinics. Reimpreso con amable permiso de R. Lefever (comunicación personal, March 14, 2017).
Notas a pie de página
1El conjunto de criterios (Preocupado, avergonzado, tratamiento, lastimar a otros, fuera de control, triste) se basa en el acrónimo PATHOS, que los griegos utilizaban para "sufrir".
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