Front Psychol。 2018; 9：144
オンラインで公開された2018 Mar 8。 土井： 10.3389 / fpsyg.2018.00144
PMCID：PMC5852108
PMID： 29568277
セシリー・S・アンドレアッセン,1,* ストールパレセン,1 マークD.グリフィス,2 トールビョルン・トルスハイム,1 (NAIST) および ラジタ・シンハ3
抽象
問題のある過剰な性的行動（「セックス依存症」）は行動依存症の一形態であるという見方は近年ますます信憑性を増していますが、この概念の運用に関しては依然としてかなりの論争があります。 さらに、これまでの研究のほとんどは少量の臨床サンプルに依存していました。 本研究は、確立された依存症の要素（顕著性/渇望、気分修正、耐性、禁断症状、葛藤/問題、再発/喪失など）に基づいて、セックス依存症を評価するための新しい方法であるベルゲン・エールセックス依存症スケール（BYSAS）を提示しています。コントロールの)。 横断調査を使用して、BYSAS は 23,533 人のノルウェー成人 [16 ～ 88 歳、 平均(± SD) 年齢 = 35.8 ± 13.3 歳]、ビッグ 0.046 の性格特性、ナルシシズム、自尊心、および性的依存行動の尺度の検証済みの尺度を併せて使用します。 探索的因子分析と確認的因子分析 (RMSEA = 0.998、CFI = 0.996、TLI = 1) の両方で 2 因子解決策が支持されましたが、0.83 つの項目 (項目 XNUMX と XNUMX) 間の局所的な依存性が検出されました。 さらに、スケールは良好な内部一貫性を持っていました (Cronbach の α = XNUMX)。 BYSAS は基準スケール (r = 0.52)、同様の収束妥当性と判別妥当性のパターンを実証しました。 BYSAS は、外向性、神経症傾向、知性/想像力、ナルシシズムと正の関係があり、良心性、協調性、自尊心と負の関係がありました。 BYSAS での高いスコアは、男性、独身、年齢が若く、高等教育を受けた人々の間でより一般的でした。 BYSAS は、性依存症を評価するための簡潔で心理測定的に信頼できる有効な尺度です。 ただし、他の国や状況では、BYSAS のさらなる検証が必要です。
イントロダクション
近年、頻繁かつ持続的な問題のある性行動に関する研究が増加しています（Kraus et al.、 2016）。 この制御不能で過度で問題のある性行動は、（とりわけ）過剰性欲、性的強迫性、性的衝動性、エロトマニア、ニンフォマニア（女性）、サチリアシス（男性）、性的依存症など、さまざまなラベルを使って説明されています。そして性的依存（カフカ、 2010; Karilaら、 2014; キングストン 2015; ウェリーとビリュー、 2017）。 この行動を強迫性障害、依存症、または衝動制御障害として概念化するのが最適であるかについては、長年にわたって多くの議論が行われてきました (Karila et al., 2014; Piquet-Pessôaet al。、 2014）、その結果、さまざまな概念モデルに従って説明されています（キャンベルとスタイン、 2015; キングストン 2015).
セックスには中毒性の可能性があることを示唆する新しい研究を受けて、おそらく報酬と多幸感の経験に関与することが知られている脳回路と神経伝達物質によって媒介されていると考えられ、中毒としての過剰性欲に対する概念的な関心が急速に高まっている（Holstegeら）みんな、 2003; ハマンら、 2004; 良い男、 2008; グリフィス、 2012; Korら、 2013; Karilaら、 2014; Voonら、 2014; キングストン 2015）。 この文脈では、「セックス依存症」 さまざまなメディア（サイバーセックス、テレフォンセックスなど）を介して性的活動（空想、マスターベーション、性交、ポルノなど）に激しく関与していると定義できます。 さらに、この症状を持つ人は、性的動機が制御できず、性的活動について考えたり、それに従事したりすることに多くの時間を費やしており、それが生活の他の多くの領域に悪影響を及ぼしていると報告しています。
「セックス依存症」は現在、精神医学の分類には記載されていません。 しかし 病気の国際分類 (ICD-10; 世界保健機関、 1992）、過剰な性的衝動と過度のマスターベーションが診断として含まれており、サチリジア（男性の場合）とニンフォマニア（女性の場合）に分けられますが、「強迫的セクシュアリティ」は現在、（衝動制御障害として）次の診断に含めることが検討されています。 ICD-11 (グラントら、 2014）。 最新版 (第 XNUMX 版) 精神疾患の分類と診断の手引 (DSM-5; アメリカ精神医学会、 2013）非化学物質依存症の認識が高まっています（Petry、 2015) 本文には行動依存症としてギャンブル障害が含まれ、付録の結果のセクションにはインターネット ゲーム障害が含まれています (さらなる研究のための条件)。 セックス依存症（「過剰性的障害」の形で）が提唱されましたが（カフカ、 2010) によって評価され、 DSM-5 タスクフォースと経験的にテストされた一連の基準 (Kafka、 2010; リードら、 2012）、診断基準に関する研究の不足と、この障害をどのように概念化するかについての見解が分かれていたため、それは拒否されました（カフカ、 2013; キャンベルとスタイン、 2015).
これと同様に、先行研究の限界は、性依存症をどのように決定、理解、評価すべきかについての一般的なコンセンサスが存在しないことです (Reid, 2016）。 したがって、代表的ではない（自ら選択した都合の良い）サンプルの間で、3 ～ 17%（およびそれ以上）にわたる信頼性の低い有病率推定値が報告されています。 人口動態変数の観点から見ると、研究では、セックス依存症と若年層、男性の性別、独身ステータス、および高学歴との間に比較的一貫した正の関係があることが示されています（最近のレビューについては、カフカ、 2010; Sussmanら、 2011; Karilaら、 2014; キャンベルとスタイン、 2015; ウェリーとビリュー、 2017）。 しかし、この研究分野では女性はほとんど過小評価されており、その結果、女性のセックス依存症のパターンについてはほとんど知られていないと主張されている（Dhuffar and Griffiths、 2014, 2015; Kleinら、 2014).
研究では、セックス依存症を、他の依存症行動を代表する性格要因と関連付けています（Karila et al.、 2014）、高レベルの外向性と神経症傾向、および低レベルの誠実さと協調性を含みます（シュミット、 2004; ピントら、 2013; レッテンバーガーら、 2016; Waltonら、 2017）。 これらの特徴は、控えめで、感情的に安定し、自己規律があり、社会の調和を気にする性格とは対照的に、非常に感覚を求め、感情的に敏感で、自発的で、思いやりのない性格を指します。 性格の XNUMX 要素モデルを使用した限定的な研究 (Costa と McCrae、 1992; ウィギンズ 1996）この文脈では、経験に対するオープンさの特性はセックス依存症と無関係であることがわかりました（シュミット、 2004; ピントら、 2013; レッテンバーガーら、 2016; Waltonら、 2017）。 しかし、「境界線」の経験を高く評価する「リベラルな性格」の人は、伝統的で視野が狭く慎重な人よりも、セックス依存症になるリスクが高いようです（例：Elmquist et al.、 2016）。 中毒性の性行動もナルシシズムと積極的に関連していることがよくあります (Black et al., 1997; レイモンドら、 2003; カフカ、 2010; カスパーら、 2015）、自尊心とマイナスの関係がある（Cooper et al.、 1999, 2004; デルモニコとグリフィン、 2008; Korら、 2014; ドーンワードら、 2016).
概念的にも経験的にも「セックス依存症」への関心の高まりに伴い、性依存症スクリーニングテスト（SAST; Carnes、 1989) および SAST-改訂版 (SAST-R; Carnes et al., 2010)、Shorter PROMIS Questionnaire–sex subscale (SPQ-S; Christo et al.、 2003)、パトス1 (カーンズら、 2012）、および短いインターネット依存症テスト（若者、 1998）オンラインの性的活動に適応した（s-IAT-sex; Laier et al.、 2013; Pawlikowskiら、 2013; ウェリーら、 2016a）。 他の検証された尺度が開発されている一方で、それらは「性的過剰」を強迫的、衝動的、および/または性的調節不全障害として評価し、概念化しています（例：カリチマンとロンパ、 1995; コールマンら、 2001; リードら、 2011).
前述のスケールは、開発手順、項目構造、カットオフ スコア、心理測定特性の点で大きく異なります (Hook et al., 2010; Karilaら、 2014; キャンベルとスタイン、 2015; ウェリーとビリュー、 2017）、主に小規模な非代表的な臨床サンプルおよび対象サンプルで調査されてきました（Karila et al.、 2014）。 集団特異性の高いものもあります (例: 男性、女性、同性愛者、カーンズ、 1991; オハラとカーンズ、 2000; カーンズとワイス、 2002）、コンテンツに特化したものもあります（例：オンラインの性的行為; Carnes et al.、 2010; ウェリーら、 2016a）。 広く使用されている尺度（SAST-R、PATHOS など）には、セックス依存症の定義に関しておそらく不適切である項目も含まれています。幼少期または青年期に性的虐待を受けましたか?、 ""あなたの両親は性的行為に関して問題を抱えていましたか?” (SAST; カーンズ、 1989、218-219ページ）、「気に入らない性行為について助けを求めたことがありますか?” (PATHOS; Carnes et al., 2012、p. 11)]。 SAST-R (Carnes et al., 2010) および PATHOS (Carnes et al., 2012) は、はい/いいえの二分法応答形式を採用していますが、実証研究では、問題のある性行動の次元的/連続的な評価が臨床診断業務の一部であるべきであることが示唆されています (Winters et al., 2010; ウォルターズら、 2011; カルヴァーリョら、 2015）。 問題のある性行動を評価する現在の尺度は、比較的長くなる傾向があります。 より具体的には、Ｗｏｍａｃｋら。 (2013) 平均 32.5 項目 (SD = 34.2) 24 の自己申告による過剰性欲の尺度を系統的に検討した場合。 ただし、適用可能な対策は主要な基準（簡潔さなど、Koronczai et al.、 2011）、特に、短期的な活動を評価し、参加する可能性が高い衝動的な人々の間で顕著です。
現在の尺度のおそらく大きな限界は、中毒性の性行動を評価する項目が依存症の中心的な要素を反映していないことである(ブラウン、 1993; グリフィス、 2005）。 このような基準は、仕事依存症を含むさまざまな行動依存症に対する多数の心理測定尺度を開発するためのフレームワークとして使用されてきました (Andreassen et al., 2012a)、ゲーム依存症 (Lemmens et al.、 2009）、買い物依存症（Andreassen et al.、 2015）、運動依存症（Terry et al.、 2004）、ソーシャルメディア中毒（Andreassen et al.、 2016）。 セックス依存症に関連すると、次のような症状が現れます。 顕著性/欲求- セックスに興味を持っている、またはセックスをしたい、 気分改善- 気分の変化を引き起こす過度のセックス 公差- 時間の経過とともにセックス量が増えます。 撤退—セックスをしていないときの不快な感情的／身体的症状 紛争- 過度の性別の直接の結果としての対人関係/対人関係の問題 再発- 禁欲/統制のある期間の後、以前のパターンに戻る 問題- 中毒性の性行動から生じる健康障害および健康障害。
現在のスケールは一般に、前述の症状の一部を捉えていますが、すべてをカバーしているわけではありません (PATHOS や SAST-R など)。 この理由の XNUMX つは、以前に開発された尺度が、文献で特定された XNUMX つの著名な提案基準セットに触発されていることである可能性があります。 これらは (i) カーンズの 1991 撤退と顕著性を除外する基準、(ii) グッドマンの (1998) 気分の修正を除外する基準、および (iii) 寛容、気分の修正、顕著性、撤退を含まない Kafka (2010, 2013) の基準 (Wéry および Billieux、 2017）。 s-IAT-性別スケール (Laier et al., 2013; Pawlikowskiら、 2013; ウェリーら、 2016a）には、すべての主要な依存症基準が含まれていますが、オンラインセックス依存症のみを評価するために特別に開発されました。 現代のインターネット アプリケーションは、利便性、匿名性、アクセシビリティ、脱抑制などの要因により、中毒性の性行動の出現を促進および強化する可能性があります (グリフィス、 2012; ウェリーとビリュー、 2017）、場所、状況、人口に関係なく、セックス依存症を判定する、簡潔で心理測定的に適切な評価尺度が求められているのは間違いありません。
前述の発見とこの分野での議論を考慮して、本研究では、新しい簡単な性依存症尺度であるバーゲン・イェール性依存症尺度（BYSAS）の心理測定的特性を調査しました。この尺度は、重視されてきた中核的な基準に基づいて構築された項目で構成されています。いくつかの行動依存症を対象としており、確立された依存症フレームワークを使用してコンテンツの妥当性を強調しています (Brown, 1993; グリフィス、 2005; アメリカ精神医学会、 2013; Andreassenら、 2013）。 新しい手段は、類似の構成要素 (すなわち、収束的妥当性) との相関性が高く、異なる構成要素 (すなわち、判別的妥当性) との相関性は低いことが予想されました。Nunnally と Bernstein、 1994）。 XNUMX つの仮説を検討しました。 それは次のとおりです。
- 仮説1。 BYSAS は、すべての尺度項目およびすべての指数 (近似二乗平均平方根誤差 [RMSEA] < 0.60、比較適合指数 [CFI] および Tucker-Lewis 指数 [TLI]) に対して高い因子負荷 (> 0.06) を備えた 0.95 因子構造を持っています。 ] > XNUMX; Hu と Bentler、 1999) 良好なデータ適合を示しています。
- 仮説2。 BYSAS は高い内部一貫性を持っています (Cronbach のアルファ > 0.80)。
- 仮説3。 BYSAS は、中毒性の性行動の別の尺度 (SPQ-S; Christo et al., 2003).
- 仮説4。 BYSAS スコアは、男性、独身、高学歴であることと正の相関があり、年齢とは反比例します。
- 仮説5。 BYSAS スコアは、神経症傾向、外向性、オープンさとは正の関係にあり、協調性や誠実さとは負の関係にあります。
- 仮説6。 BYSAS スコアはナルシシズムと正の関係があり、自尊心と負の関係があります。
（材料および方法）
手順
データは、過剰な行動を評価するウェブベースの横断調査を通じて収集されました。 この調査は、2014 年春にノルウェー全国紙 16 紙のオンライン版で放送されました。参加するには、回答者はオンライン リンクをクリックするように指示されました。 すべての回答者は XNUMX 歳以上である必要がありました。 研究に関する情報はウェブページで提供されました。 回答者には、アンケートの完了時に、スコアといくつかの尺度に関連する解釈に基づいて自動的に生成されるフィードバックを受け取ることが通知されました。 物質的/金銭的なインセンティブは提供されませんでした。 すべてのデータは、研究者向けにそのような調査を管理する会社がホストするサーバーに保存されました (www.surveyxact.no）。 研究開始から XNUMX 週間後、収集されたすべてのデータが研究チームに転送されました。
合計 23,533 人が調査のすべての項目を完了しました (分析のために保持されました)。 参加は自主的、匿名、機密、非介入であり、ヘルシンキ宣言とノルウェー健康研究法の倫理ガイドラインに従って行われました。 ベルゲン大学心理学部の治験審査委員会はこの研究を承認した。
一般
参加者の平均年齢（N = 23,533) は 35.8 年 (SD = 13.3)、範囲は 16 歳から 88 歳までです。 対象年齢層に関しては、参加者の大多数は16～30歳（40.7％）で、次いで31～45歳（35％）、46～60歳（19.8％）、60歳以上（4.5％）であった。 %)。 サンプルは女性 15,299 人 (65%) と男性 8,234 人 (35%) で構成されていました。 関係ステータスに関しては、15,373人（65.3%）が現在交際中（つまり、既婚、事実婚パートナー、パートナー、ボーイフレンド、またはガールフレンド）、8,160人（34.7%）が交際中ではなかった（つまり、独身、離婚、別居、未亡人）。 、または未亡人）。 教育に関しては、義務教育を修了した人が2,350人（10％）、高校を卒業した人が5,949人（25.3％）、専門学校を卒業した人が3,989人（17％）、学士号を取得した人が7,630人（32.4％）、修士号を取得した人が3,343人でした。 (14.2%)、博士号取得者は 272 名 (1.2%) でした。
措置
人口動態
参加者は、クローズドエンド回答形式を使用して、人口統計の XNUMX 項目の測定値 (つまり、年齢、性別、交際状況、最高学歴) を回答しました。
バーゲン・エール大学の性依存症スケール (BYSAS)
BYSAS は、ブラウンによって強調された XNUMX つの依存症基準を利用して開発されました (1993)、グリフィス (2005)、およびアメリカ精神医学会 (2013）顕著性、気分の修正、耐性、離脱症状、葛藤、再発/コントロール喪失が含まれます。 単一の基準ごとに XNUMX つの項目が作成されました。 より具体的には、この基準には、顕著性/渇望（つまり、セックス/マスターベーションへの没頭）、気分の修正（つまり、セックス/マスターベーションによって気分が改善される）、耐性（つまり、満たされるためにはより多くのセックス/マスターベーションが必要である）に関連する項目が含まれていました。 、禁断症状（つまり、セックス/マスターベーションの減少または排除が落ち着きのなさや否定的な感情を引き起こす）、葛藤/問題（つまり、セックス/マスターベーションが葛藤を生み出し、何らかの問題を引き起こす）、および再発/コントロールの喪失（つまり、元の状態に戻る）一定期間のコントロールまたは不在後の古いセックス/マスターベーション パターン)。 項目の具体的な文言と回答の選択肢は、他の行動依存症を評価する尺度で使用される文言と回答の選択肢に基づいています (Andreassen et al., 2012b）。 期間は、5 点リッカート応答形式 (0 = めったにありません、1 = まれに、2 = 時々、3 = 頻繁に、および 4 = よく; 付録A BYSAS の項目と応答形式の完全なリストについては、0 ～ 24 の範囲の複合 BYSAS スコアが得られます (表を参照) Table1）.1）。 本研究で運用上「セックス依存症」として分類されるためには、症状が特定のレベル/大きさで存在する必要がありました[スコアが少なくとも 3 (頻繁に）または4（よく)]。 これは、行動依存症を評価する他の尺度でカットオフが運用されている方法と一致しています（例、Lemmens et al.、 2009; Andreassenら、 2012b）。 さらに、依存症として分類するには、特定の数の基準（多くの場合半分以上）が承認される必要がありました（ここでは「頻繁に」または「非常に頻繁に」）（米国精神医学会、 2013）。 この場合、参加者をセックス依存症と見なすために、BYSAS の 0 項目のうち少なくとも 1 項目が承認されていました。 複合 BYSAS スコアのスコア 6 は「セックス依存症ではない」と定義され、参加者が 7 つの項目すべてに「まったくない」と回答したため、これは合理的であると思われます。 これらの参加者は、1 項目のうち XNUMX 項目でカットオフを最大限に上回るスコアを獲得できるため、XNUMX から XNUMX までの複合スコアを「性依存症リスクが低い」と定義しました。 総合スコアが XNUMX 以上であるものの、セックス依存症の基準を満たしていない人は、「中程度のセックス依存症リスク」があると定義されました。 これは XNUMX つの項目すべてで XNUMX を超える平均スコアに等しいため、このラベルは適切であると思われます。
テーブル1
スコアの分布、平均スコア、標準偏差 (SD）男性（♂、 n = 8,234)、メス (♀、 n = 15,299)、および全体 (=) サンプル (N = 23,533）。
| アイテム | 頻度（％） | 平均 | SD | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 過去 XNUMX 年間にどのくらいの頻度で… | 0 | 1 | 2 | 3 | 4 | ||||
| 1. | セックスやマスターベーション、あるいはセックスの計画について考えることに多くの時間を費やしましたか? [BYSAS1 顕著性 - 渇望] |
♂ ♀ = |
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. | もっと自慰行為やセックスをしたいという衝動を感じましたか? [BYSAS2 の許容誤差] |
♂ ♀ = |
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. | 個人的な問題を忘れたり、そこから逃れるためにセックスやマスターベーションを利用しましたか? [BYSAS3 の気分修正] |
♂ ♀ = |
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. | セックスやマスターベーションの量を減らそうとしましたが、うまくいきませんでしたか? [再発時のBYSAS4 - 制御不能] |
♂ ♀ = |
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. | セックスやマスターベーションを禁止されると、落ち着かなくなったり、不安になったりしませんか? 【離脱症状に関するBYSAS5】 |
♂ ♀ = |
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. | セックスが多すぎて、プライベートな人間関係、経済、健康、仕事、勉強に悪影響を及ぼしましたか? [BYSAS6 の競合 - 問題] |
♂ ♀ = |
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 |
スケールの範囲は 0 (「非常にまれに」) から 4 (「非常に頻繁に」) までです。 サンプル全体の平均複合スコアは 3.54 (SD = 4.14) でした。 複合スコア範囲 0 ～ 24.
より短い PROMIS アンケート - 性別サブスケール
より短い PROMIS アンケート [SPQ; クリストら、 2003 (PROMIS アンケート; Lefever、 1988)] は、セックスを含む 16 の (化学的および非化学的) 依存性行動の心理測定的に検証された尺度です (例: Haylett et al.、 2004; パランティら、 2006; マクラーレンとベスト、 2010, 2013）。 参加者は、6 段階評価 [0 = 全然私らしくない と5 = 私に最も似ている; 10項目: M = 13.44、 SD = 7.14、α = 0.90; サンプルアイテム：「他の人とセックスしたばかりであるにもかかわらず、セックスする機会を利用するだろう" （見る 付録B アイテムの完全なリストについては)]。 SPQ のセックスサブスケール (以下、SPQ-S と呼びます) は、潜在的な中毒性の行動や性障害の症状など、報酬の追求と強迫のいくつかの側面を評価します。 ただし、これは（他者との）性交/性行為に対する依存性の傾向のみを評価し、中核的な依存症基準も除外します。 SPQ-S の 10 項目は、本研究のノルウェー人著者によって個別に英語からノルウェー語に翻訳されました。
ビッグファイブ
Mini-International Personality Items Pool (Mini-IPIP; Donnellan et al.、 2006) は性格を評価するために使用され、心理測定的に受け入れられ、ビッグ XNUMX 因子 (コスタとマクレー、 1992; ウィギンズ 1996）。 参加者は、20 段階評価 (5 = ) を使用して 1 項目の Mini-IPIP を完了しました。 非常に不正確 と5 = 非常に正確)—次の下位尺度のそれぞれに属する XNUMX つの項目: 外向性 (例: 「パーティーで色々な人と話す"; M = 14.47、 SD = 3.65、α = 0.81）、共感性（例：「他人の感情を感じる"; M = 16.32、 SD = 2.95、α = 0.76）、誠実さ（例：「いいね！"; M = 14.90、 SD = 3.22、α = 0.70）、神経質症（例：「すぐに動揺する"; M = 11.81、 SD = 3.54、α = 0.73）、および知性/想像力（例：「鮮やかな想像力を持つ"; M = 14.26、 SD = 3.14、α = 0.69)、後者は構成の開放性に似ています。
ナルシシズム
自己愛性人格目録-16 [NPI-16; エイムズら、 2006 (NPI; ラスキンとテリー、 1988)] は、潜在性ナルシシズムの心理測定的に有効な尺度です (例、Konrath et al.、 2014）。 参加者は、16 段階リッカート スケール (5 = 強く同意しない と5 = 強く同意します; 16項目 [例：「機会があれば自慢しがちです”]: M = 44.12、 SD = 10.11、α = 0.89)。 スコアが高いほど、その人はよりナルシストであることを示します。 合計スコアは、自己愛性人格障害の専門家の評価と有意に相関しています (Miller と Campbell、 2008).
自尊心
ローゼンバーグ自尊心尺度 (RSES; ローゼンバーグ、 1965）は、自尊心を評価するための心理測定的に有効な手段です（例：HuangとDong、 2012）。 参加者は、4 点リッカート スケール (0 = 強く同意します と3 = 強く同意しない; 10項目 [例：「全体として、私は自分が失敗者であると感じる傾向があります"、"私は他のほとんどの人たちと同じように物事を行うことができます”]: M = 29.23、 SD = 5.34、α = 0.89)。 RSES は自尊心を単一の構成要素として評価し、参加者の自尊心の知覚の全体的な尺度を表すように設計されています。 自分自身についての肯定的な感情と否定的な感情の両方を測定します。 XNUMX つの肯定的な発言が記録されており、総合スコアが高いことは自尊心の高さを反映していることを意味します。
データ分析
BYSAS の次元性は、完全なサンプルのランダムな分割に対して個別に実施された、探索的 (EFA) と確認的項目因子分析 (CFA) の組み合わせを通じてテストされました。 探索的分析の目的は、予想される一次元構造からの逸脱を検出することに特に焦点を当てて、含まれるアイテムの全体的な構造をテストすることでした。 CFA の目的は、BYSAS の一次元測定モデルの適合度を評価することでした。 EFA では、因子抽出基準は非常に単純な構造 (VSS) でした (Revelle と Rocklin、 1979)、およびヴェリサーの (1976) 最小平均部分 (MAP) 統計。 二因子回転 (Jennrich と Bentler、 2011） 使われた。 二因子回転により、共通因子と XNUMX つ以上の特定の因子を分離できます。 Reise らによって指摘されているように。 (2007)、二因子モデルは、無次元性の違反を検出する方法として特に役立ちます。 一次元測定モデルのテストのコンテキストでは、二因子モデル内の特定の因子の存在は、因子内の局所的な依存性の兆候です。 このような特定の要素は実質的に興味深いものである可能性がありますが、一次元性の侵害を表します。
EFA サンプルからの結果は、サンプルの 0.06 番目の分割の一次元モデルの CFA テストに入力されました。 CFA の主な目的は、一次元測定モデルの BYSAS への適合性を検査することと、含まれる一連の項目からの識別と情報をテストすることでした。 グローバル モデルの適合性は、Mplus の堅牢な重み付き最小二乗推定量を通じて評価されました。 近似二乗平均平方根誤差 (RMSEA)、比較適合指数 (CFI)、およびタッカー ルイス指数 (TLI) が、全体的なモデルの適合性の指標として使用されました。 適切に適合させるには、これらの値がそれぞれ < 0.95、> 0.95、> XNUMX である必要があります (Hu と Bentler、 1999）。 私たちは、一次元項目応答理論 (IRT) モデルの XNUMX つのクラスを比較しました。 Rasch 部分信用モデル (Masters、 1982)、および段階的応答モデル (Samejima, 1997）。 Rasch 部分信用モデルへの項目の適合性を評価するために、infit およびoutfit の平均二乗を評価しました (Wright および Masters、 1982）。 調査研究の従来の基準によれば、インフィットおよびアウトフィット平均二乗 (MSQ) は 0.6 ～ 1.4 の範囲にあることが望ましいとされています (Wright と Linacre、 1994）、ただし、0.5 ～ 1.5 の範囲の偶数は「測定に有益」であると見なすことができます（Linacre、 2002）。 1 未満の値は項目応答が予測可能すぎる (過適合) ことを意味し、1 より大きい値はデータ応答がランダムすぎる (過小適合) ことを意味します。 infit MSQ は、対象となるアイテムや人物に近い情報がより重み付けされるように重み付けされます。
不変性をテストするために、R mirt パッケージ (Chalmers、Chalmers、 2012）。 DIF 分析では、項目は最初に、グループ全体で等しい識別力と閾値を持つように制約されました。 その後、残りの項目をアンカー項目として使用して、統計的に有意な制約が順番に解除されました。 この逐次ステップダウン手順は、最初に性別に関して使用され、男性を焦点グループとして扱い、女性を参照グループとして扱いました。 同じ手順を年齢グループに対して繰り返し、早期成人（16～39歳）を参照グループ、中期/後期成人（40～88歳）を焦点グループとして扱いました。 年齢グループの分割は、年齢範囲 (24 歳対 49 歳) とグループの参加者数 (61.8% 対 38.2%) の間の妥協点として行われました。 最後に、テストスコアに対する DIF の影響は、Meade によって定義された差分テスト機能 (DTF) を通じて評価されました (2010)、Chalmers らによって実装されました。 (2015).
他の分析は SPSS バージョン 22 で実施されました。BYSAS は、結果が歪度 (グリア) の影響を受けることを避けるために、変数をランクに変換した後、内部一貫性 (クロンバックのアルファ係数) の観点から評価され、項目と合計の相関関係が修正されました。ら、 2006）。 すべての研究変数間の相互関係を評価するために、相関係数が計算されました。 r 0.1、0.3、0.5 を超えると、それぞれ効果量が小さい、中程度、大きいと解釈されました (Cohen, 1988）。 男性と女性の間のBYSAS項目の平均スコアの差が計算されました。 コーエンさんの d 0.2、0.5、0.8 の値は、それぞれ小、中、大の効果として定義されました (Cohen, 1988).
セックス依存症に関連する要因を調査するにあたり、「セックス依存症ではない」（スコア33.8）カテゴリー（サンプルの1％）を基準として多項回帰分析を実施しました。 「低セックス依存症リスク」（スコア 6 ～ 46.3）は 7 番目のカテゴリ（サンプルの 19.1%）を構成し、「中等度のセックス依存症リスク」（スコア 3 以上）は 4 番目のカテゴリ（サンプルの 0.7%）を構成しました。そして「セックス依存症」（BYSASの16つの基準のうち少なくとも95つでスコア1.00またはXNUMX）がXNUMX番目のカテゴリー（サンプルのXNUMX％）を占めた。 独立変数は、性別、年齢、関係ステータス、教育レベル、Mini-IPIP の XNUMX つの性格下位尺度、NPI-XNUMX および RSES のスコアで構成されました。 教育はダミーコード化されており、最大のカテゴリ (つまり学士号) が参照カテゴリを構成するようになりました。 分析では、各独立変数を同時に含めました。 XNUMX% 信頼区間 (CI) に XNUMX が含まれない場合、結果は統計的に有意であるとみなされます。
結果
規模の構築と開発
表 Table11 3.54 つの BYSAS 項目に関する回答の記述統計を示します。 サンプルの平均スコアは 24 点中 XNUMX でした (SD = 4.14)。 アイテム 1 (BYSAS)1: 顕著性/渇望) および 2 (BYSAS)2：許容範囲）は、他の項目よりも高い評価のカテゴリーで支持されることが多かった。 男性は、BYSAS の XNUMX つの項目すべてにおいて女性よりも高いスコアを獲得し、その効果量 (Cohen の d）男女間の項目平均スコアの差は、顕著性/渇望（大）で0.84、耐性（大）で0.75、気分修正で0.41（中～小）、再発/コントロール喪失（中～大）で0.69、離脱（中～大）は0.65、紛争/問題（中～小）は0.36。
EFA は、VSS 基準に従って 0.70 つの因子を抽出することを提案しましたが、Velicer の MAP 基準に従って XNUMX つの因子を抽出しました。 XNUMX 因子解の XNUMX 因子ローテーションにより、負荷量が XNUMX の範囲にある XNUMX 項目すべてにわたって強力な一般因子が明らかになりました (BYSAS)1) ～ 0.86 (BYSAS)4 とバイサス6) および BYSAS からの追加の特定の要素1 とバイサス2。 特定の要因は、BYSAS 間のローカルな依存関係として解釈される可能性があります。1 とバイサス2、一次元性の違反を表します。
EFA の調査結果に沿って、BYSAS の相関誤差項を含む XNUMX 因子モデル1 とバイサス2 カテゴリカル データに対する Mplus の堅牢な加重最小二乗推定量を使用して CFA でテストされました。 Mplus の堅牢な重み付き最小二乗推定による限られた情報の適合統計では、RMSEA が 0.046 [90% CI = 0.041, 0.051]、CFI が 0.998、TLI が 0.996 であり、XNUMX 因子モデル間の適合度が高いことを示しています。そしてデータ。 形 Figure11 は、確認用のサブサンプルに基づく因子負荷量を示します (n = 11,766）。
BYSAS 間の重複を考慮するため1 とバイサス2 一次元 IRT モデルでは、BYSAS の合計のテストレット1 とバイサス2 建設されました。 現在の項目は非常に偏っていたため、シータ推定値は経験的ヒストグラム法に基づいていました (Woods、 2007） 表 Table22 は、部分信用モデルからのインフィットおよびアウトフィット平均二乗 (MSQ) を示しています。 すべての infit 平均二乗は、望ましい 0.6 ～ 1.4 の範囲内にありました (Wright と Linacre、 1994; ボンドとフォックス、 2015）。 0.6 つのアイテムについて観察された服装 MSQ は、調査研究で規定された 1.4 ～ XNUMX の範囲よりも低かったが、それでも「測定に適している」とみなされる範囲内にありました (Linacre、 2002）。 テストレットのMSQは0.46でした。 境界線にある MSQ 値は、テストレット内のコンテンツの冗長性をある程度反映している可能性があります。 つまり、特定のスコア レベルでは、項目のペア全体で高い一貫性があり、「予期しない」応答が少なすぎます。 infit MSQ 値は一般に期待値 1 に近く、応答の一貫性は非常に高いものの、形質全体にわたる項目応答の厳密に順序付けられたシーケンスというガットマンの意味では決定論的ではないことを反映している可能性があります。 観察された infit 値とoutfit 値の範囲は、BYSAS の項目が Rasch 部分信用モデルによって予測されたものと合理的に一致していることを示しました。 それでも、モデルの適合性は、Rasch 部分信用モデルと比較して、段階的応答モデルの緩和された仮定の方が良好でした (Akaikes 情報基準 PCM = 95155; Akaikes 情報基準段階的応答モデル = 94843)。
テーブル2
Rasch 部分信用モデルからの項目適合統計。
| Item | インフィット MSQ | z.infit | 衣装MSQ | z.衣装 |
|---|---|---|---|---|
| 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 |
| テストレット BYSAS1 および 2 | 0.647 | -26.029 | 0.459 | -34.167 |
BYSAS、バーゲン・エール大学のセックス依存症スケール。 MSQ、二乗平均.
表 Table33 は、差分項目機能 (DIF) のテストの結果、項目スコアおよび予想される合計スコアに対する DIF の推定影響 (差分テスト機能、DTF) を示しています。 最初の列は、不変の傾きと切片の仮定を解放したときのカイ XNUMX 乗の変化を示しています。 性別による差分項目機能の逐次ステップダウン テストでは、BYSAS が次のことを示しました。3 とバイサス4 男性と女性では異なる働きをし、不変性制約を解放するとカイ二乗が大幅に低下した [BYSAS3: カイ二乗 (5) = 314.08、 p < 0.001; バイサス4: カイ二乗 (5) = 228.36、 p < 0.001]。 BYSASを特定した年齢層別のDIF3 とバイサス4 年齢層ごとに効果が異なるアイテムとして[BYSAS]3: カイ二乗 (5) = 67.28; バイサス4:カイ二乗 (5) = 54.33]。 他の項目については、モデルの制約は有意ではなく、これらの項目の不変性の仮定がデータと一致していることを示しています。 したがって、BYSAS は次の仮定を満たしました。 部分スカラー等価性 性別や年齢層を超えて。
テーブル3
差分項目の機能テストと差分テスト機能。
| LRTの差 | df | p | SIDS/STDS | ESSD/ETSSD | |
|---|---|---|---|---|---|
| 性別 (女性参照) | |||||
| BYSAS3 | 314.083 | 5 | <0.001 | -0.281 | -0.360 |
| BYSAS4 | 228.358 | 5 | <0.001 | 0.193 | 0.335 |
| インパクト合計スコア | -0.088 | -0.022 | |||
| 年齢層 (若年成人参照) | |||||
| BYSAS3 | 67.289 | 5 | <0.001 | 0.022 | 0.04 |
| BYSAS4 | 54.334 | 5 | <0.001 | -0.018 | -0.05 |
| インパクト合計スコア | 0.004 | 0.001 | |||
LRT、尤度比検定。 DIF、差分項目機能。 SIDS、サンプル内の署名済みアイテムの違い。 STDS、サンプル内の署名付きテスト差分。 ESSD、期待スコア標準化差。 ETSSD、予想されるテストスコアの標準化差.
表の XNUMX 列目と XNUMX 列目 Table33 BYSAS の DIF と DTF の効果の大きさを示します。3 とバイサス4、サンプル内の署名された項目の差異 (SIDS/STDS) および予想されるスコアの標準化された差異 (ESSD/ETSSD) を通じて要約されます。 同じレベルの形質では、男性と女性の間の平均標準単位の差は、BYSAS では -0.36 でした。3 BYSASの場合は0.3354。 テストレベルでは、これらの相反する効果が互いに打ち消し合い、予想される合計スコアに対して無視できる差分テストが機能します。 同様に年齢層別DIFについてもBYSASの効果3 とバイサス4 は逆方向であり、全体の効果が相殺されます。 若者はBYSASで0.04標準単位高いスコアを獲得した3、BYSAS では 0.05 標準単位が低い4 中期/後期成人グループと比較して。 テストレベルでは、DIF の影響はわずか 0.0001 標準単位であり、BYSAS で観察された DIF が3 とバイサス4 合計スコアレベルには影響しませんでした。 要約すると、XNUMX つの項目で DIF が観察されましたが、テスト レベル (DTF) での影響は非常に小さいか無視できる程度でした。 男性と女性の検査情報曲線を図に示します。 Figure2.2。 この図は、BYSAS は男性と女性の非常に高いレベルのセックス依存症 (シータ) ではほとんどの情報を持っていたが、より低いレベルのセックス依存症ではほとんど情報を持っていなかったことを示しています。
バーゲン・イェール性依存症尺度の段階的反応モデル推定からのテスト情報曲線 (n = 11,766）。
BYSAS の信頼性と内部一貫性
BYSAS のクロンバックのアルファは 0.83 で、項目 1 ～ 6 の補正後の項目合計相関係数は 0.69 でした (BYSAS)1: 顕著性/渇望)、0.74 (BYSAS)2：許容差）、0.62（BYSAS）3: 気分修正)、0.57 (BYSAS)4: 再発/制御不能)、0.66 (BYSAS)5：離脱症状）、0.42（BYSAS）6: 競合/問題)、それぞれ。
収束的かつ識別的な妥当性
BYSAS の複合スコアと SPQ の性別サブスケール間の相関係数は 0.52 でした。 テーブル Table44 は、両方のスケールが、研究で調べられた他の変数と同様の相関パターンを示したことを示しています。 研究変数間のゼロ次相関係数は、-0.53 (自尊心と神経症傾向の間) から 0.52 (BYSAS と SPQ-S の間) の範囲でした。
テーブル4
変数間のゼロ次相関係数 (ピアソン積率相関、点双直列相関、ファイ係数)。
| 変数 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | 11 | 12 | 13 | 14 | 15 | 16 | 17 | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | バイサス | – | ||||||||||||||||
| 2 | SPQ-S | 0.519 | ||||||||||||||||
| 3 | ジェンダー (1=♂、2=♀) | -0.377 | -0.252 | |||||||||||||||
| 4 | 年数 | -0.190 | -0.086 | 0.031 | ||||||||||||||
| 5 | 関係a | 0.090 | 0.078 | -0.065 | -0.218 | |||||||||||||
| 6 | 小学校 | 0.046 | 0.014 | -0.028 | -0.205 | 0.149 | ||||||||||||
| 7 | 高校 | 0.036 | 0.027 | 0.015 | -0.197 | 0.094 | -0.194 | |||||||||||
| 8 | 専門学校 | 0.028 | 0.028 | -0.123 | 0.138 | -0.049 | -0.150 | -0.263 | ||||||||||
| 9 | 学士号 | -0.051 | -0.032 | 0.095 | 0.118 | -0.081 | -0.231 | -0.403 | -0.313 | |||||||||
| 10 | 修士号 | -0.040 | -0.029 | 0.015 | 0.097 | -0.073 | -0.136 | -0.237 | -0.184 | -0.282 | ||||||||
| 11 | 博士号 | -0.014 | -0.010 | -0.018 | 0.057 | -0.035 | -0.036 | -0.063 | -0.049 | -0.075 | -0.044 | |||||||
| 12 | 外向性 | 0.014 | 0.091 | 0.088 | 0.013 | -0.064 | -0.050 | -0.019 | -0.021 | 0.049 | 0.024 | -0.001 | ||||||
| 13 | 合理性 | -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 | 良心 | -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 | 神経症 | 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 | 知性・想像力 | 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 | ナルシシズム | 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 | 自尊心 | -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、ベルゲン - イェール大学のセックス依存症スケール。 SPQ-S、短い PROMIS アンケート - 性別スケール.
−0.012 ≤ r ≤ 0.012—ns、−0.016 ≤ r ≤ −0.013 または 0.13 ≤ r ≤ 0.016—p < 0.05、−0.017 ≥ r または r ≥ 0.017—p < 0.01.
人口動態、ビッグ XNUMX、ナルシシズム、自尊心との関係
独立変数は、性依存症リスクの分散の 23.0% (Cox-Snell 式) を説明しました (Nagelkerke 式によれば 26.0%、表を参照) Table5）.5）。 「セックス依存症リスクが低い」、「セックス依存症リスクが中程度」、「セックス依存症」のカテゴリーに属する確率は、女性よりも男性の方が高かった。 年齢はセックス依存症のカテゴリと反比例しました。 恋愛関係にない場合、「中程度のセックス依存症リスク」のカテゴリーに属する確率が高くなります。 小学校教育は、「性依存症リスクが低い」および「性依存症リスクが中程度」のカテゴリーに属する確率を低下させた。 修士号を取得していると「中等度のセックス依存症リスク」のカテゴリーに属する確率が低下し、博士号を取得していると「セックス依存症」のカテゴリーに属する確率が増加しました。 外向性はセックス依存症の上位 XNUMX つのカテゴリに属する確率を高めましたが、誠実さは対応する確率を下げました。 協調性があると、「セックス依存症」のカテゴリーに属する可能性が低くなります。 神経症傾向は、「中等度のセックス依存症リスク」および「セックス依存症」のカテゴリーに属する確率を高めました。 知性/想像力は、「性依存症リスクが低い」および「性依存症リスクが中程度」のカテゴリーに属することと正の相関がありました。 自尊心はセックス依存症のカテゴリーと逆相関していた。 最後に、ナルシシズムは、上位 XNUMX つのセックス依存症カテゴリーに属することと積極的に関連していました。
テーブル5
セックス依存症の多項ロジスティック回帰 (参照カテゴリ: BYSAS スコア 0; OR = 1.00; n = 7,962）。
| セックス依存症のリスクが低い (BYSAS スコア 1 ～ 6; n = 10,907） |
中等度のセックス依存症リスク (≧ 7/< 4 の基準が満たされています。 n = 4,490） |
高いセックス依存症リスク - セックス依存症 (4 ～ 6 の基準を満たしている; n = 174） |
|
|---|---|---|---|
| 独立変数 | OR （95％CI） | OR （95％CI） | OR （95％CI） |
| ジェンダー (1=♂、2=♀) | 0.272（0.250 - 0.295） | 0.081（0.073 - 0.090） | 0.035（0.023 - 0.051） |
| 年数 | 0.982（0.980 - 0.985） | 0.968（0.965 - 0.972） | 0.956（0.941 - 0.972） |
| 関係 （1 = in、2 = ありませんで) | 1.045（0.977 - 1.118） | 1.105（1.010 - 1.210） | 1.030（0.738 - 1.437） |
| 教育支援 (参考=学士号) | |||
| 小学校 | 0.752（0.669 - 0.845） | 0.694（0.595 - 0.809） | 1.238（0.740 - 2.071） |
| ハイスクール | 0.984（0.906 - 1.069） | 0.964（0.860 - 1.080） | 1.083（0.680 - 1.727） |
| 職業学校 | 1.034（0.942 - 1.136） | 1.066（0.940 - 1.210） | 1.299（0.782 - 2.158） |
| 修士号 | 0.953（0.867 - 1.047） | 0.848（0.740 - 0.971） | 1.022（0.554 - 1.884） |
| 博士号 | 0.777（0.587 - 1.030） | 0.737（0.493 - 1.102） | 3.229（1.071 - 9.734） |
| 外向性 | 1.030（1.020 - 1.040） | 1.045（1.031 - 1.059） | 1.059（1.010 - 1.111） |
| 合理性 | 1.008（0.995 - 1.020） | 0.988（0.973 - 1.004） | 0.946（0.900 - 0.995） |
| 良心 | 0.958（0.948 - 0.969） | 0.915（0.903 - 0.928） | 0.886（0.844 - 0.930） |
| 神経症 | 1.010（0.999 - 1.021） | 1.097（1.081 - 1.113） | 1.249（1.183 - 1.319） |
| 知性・想像力 | 1.015（1.004 - 1.025） | 1.025（1.010 - 1.039） | 1.002（0.951 - 1.055） |
| 自尊心 | 0.976（0.968 - 0.984） | 0.928（0.918 - 0.939） | 0.858（0.829 - 0.888） |
| ナルシシズム | 1.027（1.023 - 1.030） | 1.059（1.054 - 1.065） | 1.091（1.072 - 1.111） |
重要な発見は太字で示されています。 または、オッズ比。 CI、信頼区間。 BYSAS、ベルゲン - イェールのセックス依存症スケール.
議論
問題のある性行動は依存性障害を表すと主張されているが、障害を評価する以前に開発されたスクリーニングツールには中核となる依存症基準が含まれていなかった。 その結果、この制限を克服するために BYSAS が開発され、その心理測定特性が大規模な全国サンプルで検査されました。 コンテンツの妥当性を確保するために、構築プロセスは理論的に依存症のすべての核となる側面を反映するコンポーネントに基づいていました。 厳密な分析により、BYSAS には優れた心理測定機能があることが実証されました。これについては、以下でさらに説明します。
顕著性間の特定の相関関係を追加した XNUMX 要素モデル (BYSAS)1) および許容誤差 (BYSAS)2) 誤差項は、観測データに対する高い適合度を達成しました。 このモデルによると、セックス依存症の増加は、依存症の主要な特性のそれぞれを支持する確率を高め、高い因子負荷量は、各指標が根底にある依存症に関する情報を活用していることを示しました。 1 つの支配的な要因を示唆していますが、顕著性と寛容性の間の局所的な依存性にはある程度の注意が必要です。 これら 2 つの項目の内容を考慮すると、残差相関は主に論理的一貫性に関するものではなく、顕著性が性衝動の増加に寄与する可能性があるという点で、特定の動機の重複を反映している可能性があります。 実際の規模の管理では、項目の合計は本質的に XNUMX つの側面を反映するため、局所的な依存性はそれほど重要ではありません。 XNUMX 因子モデルの高い適合度と均一に高い因子負荷量は、BYSAS が XNUMX つの単一の構成を反映していることを示唆しています。 その結果、仮説 XNUMX および XNUMX はデータ分析の結果によって裏付けられました。 DIF 分析に関しては、BYSAS では男性の方が女性よりも高いスコアを示していました。4 BYSAS ではそれ以下3 一方、若年成人（16～39歳）はBYSASのスコアが高かった3 BYSAS ではそれ以下4 高齢者（40～88歳）と比較して。 テスト レベルでは、これらの効果は全体として互いに打ち消し合うため、テスト レベルでの影響は無視できます。
BYSAS と SPQ-S のスコアの間には、有意な正の相関関係 (0.52) がありました (Christo et al., 2003）。 この高い相関関係は、BYSAS の収束妥当性を示し、仮説 3 の裏付けとなります。結果は、BYSAS と SPQ-S が、本研究で調べた他の変数と同様の相関関係を示すことも実証しました。 ただし、BYSAS の収束妥当性とテスト再テストの信頼性を調べるさらなる研究が必要です。 BYSAS のスコアの分布は左に大きく偏っていました (つまり、スコアが低かった)。これは、BYSAS が大規模な未選択の母集団ベースのサンプルで性依存症の症状を評価したため、予想どおりでした。 顕著性/渇望および耐性は、他の項目よりも高評価のカテゴリーで支持されることが多く、これらの項目の因子負荷量が最も高かった。 これらはそれほど深刻ではない症状を反映しているため、これは合理的であると思われます (たとえば、うつ病に関する質問: 人々はうつ病を感じていることでスコアが高く、その後自殺を計画します)。 これは、エンゲージメントと依存症（ゲーム依存症の分野でよく見られる）の区別も反映している可能性があります。顕著性、渇望、耐性、気分転換に関する情報を利用するアイテムはエンゲージメントを反映していると主張されるのに対し、離脱、再発、葛藤を利用するアイテムはより多くの尺度を示します。依存症。 別の説明としては、顕著性、渇望、および寛容が、禁断症状や再発よりも行動依存症に関連しており、顕著である可能性があるということです。
人口統計の観点から見ると、多変量解析の結果は以前の研究の結果と一致しています (Kafka、 2010; Karilaら、 2014; キャンベルとスタイン、 2015; ウェリーら、 2016a; ウェリーとビリュー、 2017）、仮説 4 を支持しました。BYSAS の高いスコアは男性であることと関連しており、BYSAS の XNUMX つの項目すべてで男性のスコアが女性よりも高かったため、男性の方が女性よりもセックス依存症を発症するリスクが高いことが示唆されています。 これは、中毒性の性行動について専門家の助けを求めている人の大多数が男性であるという事実にも対応しています（カフカ、 2010; グリフィスとダファール、 2014; キャンベルとスタイン、 2015）。 これはある程度、女性が男性よりも社会的偏見や内面の恥辱を潜在的に抱えているために、程度は低いが名乗り出ることが少ないことを反映している可能性がある（Gilliland et al.、 2011; ダファールとグリフィス、 2014, 2015）。 年齢はセックス依存症と逆相関しており、一般に若い年齢であることが依存症の発症と維持にとって脆弱な要因であることを示す経験的証拠と一致しています（Chambers et al.、 2003）。 さらに、ある種の過剰なセックスは肉体的に負担がかかるものであり、加齢とともに性的性欲が低下する傾向があることを考慮すると、セックス依存症が若年化と関連していることはおそらく驚くべきことではないでしょう。
恋愛関係にないこともセックス依存症と関連しており、これはおそらく、独身者は安定した関係にある人よりも満たされていない性的ニーズを満たす意欲が高いためであると考えられます (Ballester-Arnal et al., 2014; Ｓｕｎら、 2014）。 別の説明としては、「セックス依存症」は人間関係を確立し、維持するのが難しいということかもしれない（例：幼少期のトラウマ、不安定な愛着など。Dhuffar and Griffiths、 2015; ワインスタインら、 2015）。 今回の結果は、基準カテゴリー（学士号取得）と比較して、高等教育を受けた人（つまり博士号取得）が高いBYSASスコアを持つ可能性が高いことも示した。 教育が高い社会的地位に関連していることを考えると、そのような人々、特に男性において、より多くの性的機会へのアクセスが得られる可能性がある（バス、 1998）。 ただし、相互作用効果 (性別 x 博士号) を調査しましたが、いずれも有意な結果は得られませんでした (対比として性別 x 学士、結果は示されていません)。 それでも、将来の研究では、セックス依存症に関するジェンダーと教育の相互作用を調査する必要があります。
BYSAS のスコアは、神経症傾向、外向性、知性/想像力と正の関連があり、協調性や誠実さとは負の関連がありました。 全体として、多変量解析の結果は予想どおりであり、BYSAS の判別妥当性 (仮説 5) を裏付けています。 外向性との前向きな関係は、外向性の人が他人と一緒にいると刺激を求める傾向と、個人の表現や個人の魅力の向上に対する関心を反映している可能性があります (Costa と Widiger、 2002）。 彼らの社交的な性質により、より性的な機会が増える可能性もあります（例：パーティー、レジャーイベントなどでの社交）。 神経症との肯定的な関係は、以前の研究からの発見も裏付けています（Pinto et al.、 2013; レッテンバーガーら、 2016; Waltonら、 2017）、セックスには抗不安作用があるという仮定と一致します（Coleman、 1992）、性的活動に従事することは不快感からの逃避として機能する可能性がある（オブライエンとデロンギス、 1996; ドゥッファーら、 2015; ウェリーら、 2016b）。 知性/想像力も中毒性の性行動と正の関係がありました。 これは、この特性で高得点をとった人々が、特定の性行動などの強烈で非日常的、多幸感に満ちた経験を求めることによって自己実現を追求する傾向があること、およびリベラルな信念体系を保持していることを反映している可能性があります（コスタとウィディガー、 2002）。 誠実さと協調性はセックス依存症と逆相関しており、これはこれらの特性が自制心や誘惑に抵抗する能力、自分の利益よりも他の利益を優先すること、敏感で気立てがよいことなどの特徴を反映しているという事実によって説明されるかもしれない。 まとめると、現在の調査結果は、協調性と誠実さが（一般的に）依存症から身を守るのに対し、外向性と神経質性は（Few et al., 2014）他の場所で報告されている発見（例：Hill et al.、 2000; コトフら、 2010; マクラーレンら、 2011; Andreassenら、 2013; Waltonら、 2017).
また、本研究では、セックス依存症がナルシシズムと正の関連性があり、自尊心と負の関連性があることも判明し、仮説 6 と以前の研究 (カフカ、カフカ) の両方を裏付けています。 2010; Korら、 2014; カスパーら、 2015; ドーンワードら、 2016）。 これらの発見は、性的行動が低い自尊心を打ち消し、より高い自尊心を高める方法である可能性があることを示している（例：人気がある、褒められる、セックスをするときの全能感、与えられているという感情など、性的に活動的であることに伴う関連効果）セックス中の注意など）、低い自尊心の感情から逃れるか、中毒性のセックスが自尊心を低下させると考えています。 これまでの研究では、ナルシスト傾向とセックス依存症は一貫して共変動していた(Black et al., 1997; レイモンドら、 2003; カフカ、 2010; マクラーレンとベスト、 2013; カスパーら、 2015）、性行動がナルシシスティックな特性（例、注目、賞賛、権力への欲求、搾取と権利意識など）の現れであることを反映している可能性があります。 もう一つの可能性は、性的パートナーの数が多い人の過剰な性的行動がナルシシストの特性を助長するということです。
本研究の限界と長所
本研究は、自己報告データと自己選択サンプリング方法論に共通するすべての欠点（自己選択バイアス、未知の回答率、非回答者に関する情報の欠如など）によって制限されています。 BYSAS のスコアは右に偏った分布を持っていたため、結果に影響を与えるフロア効果のリスク (構成要素間の関係の低下など) が存在しました。 ただし、すべての変数のスコアの全範囲がデータに示されており、調査された構成要素間の推定された関係の妥当性が強化されています。 多項回帰分析の分散の約 XNUMX 分の XNUMX が独立変数によって説明されたことにも注意してください。 明確に定義されたカットオフ値や合意された診断基準が存在しないため、本研究で作成されたセックス依存症のレベルの XNUMX つのカテゴリーの作成は暫定的なものとみなされるべきです。 これにより、「ゴールドスタンダード」に対する感度と特異度の観点からカットオフを評価できる受信機動作特性曲線分析を使用することもできなくなりました。 横断的な研究デザインは、一般的な方法のバイアスなどの要因により結果に影響を与えた可能性があり、そのため、本研究で調査された変数間の膨張した関係が作成されました (Podsakoff et al., 2003）。 さらに、サンプルサイズが大きいため、分析に威力を発揮し、いくつかの小さな相関関係が重要であることが判明した可能性があります。 重要な発見の一部は、サンプルサイズが大きいために些細な関係を反映している可能性がありますが、相関分析の一部の効果サイズは中程度から大であり、研究変数間にいくつかの実質的で意味のある関係があることを示唆しています（Cohen、 1988).
調査は匿名で回答されましたが、問題のある性的行動の報告は恥やタブーと関連付けられる可能性があります (Dhuffar と Griffiths、 2014）、社会的に望ましい回答を引き起こした可能性があります。 また、過剰な行為に関するオンライン新聞記事に自発的に応答することは、おそらく特定のタイプの個人 (例: インターネットを過剰に使用する人、若い人) を惹きつけた可能性があります。 しかし、サンプルに依存症の問題を抱えている人がいることで、臨床現場で使用するスケールの妥当性が強化された可能性があるため、そのような人を引き付けることは間違いなく利点でもあった可能性があります。 BYSAS の特性を心理測定的にテストするさらなる研究が、特にテストと再テストの信頼性、文化的適応性と一般化性の観点から必要とされています。
問題のある性を評価する他の心理測定的に有効な尺度がBYSASと比較して使用されていなかったため、尺度の選択も本研究を制限した可能性がある。 たとえば、過剰性的障害アンケート (HDQ; Reid et al., 2012）は、性的過剰症の提案された診断基準を含む包括的な評価尺度です（カフカ、 2010）。 ただし、提案された DSM-5 この基準は、耐性、禁断症状、気分転換などの依存症の中核要素を完全には反映していません。 したがって、BYSAS を依存症の理論と基準を使用して開発されたスケールと比較することがより適切であると考えられました。
本研究におけるサンプルサイズが非常に大きいことは、実施されたすべての分析に関して高い統計的検出力を提供する上で重要な強みの XNUMX つです。 この発見は、この分野におけるこれまでの小規模で集団に特化した研究の多くを補完するものである。 本研究のもう XNUMX つの強みは、スケールの構築と開発プロセスに特定かつ中核となる依存症基準を含めること、および検証プロセスで関連する構成要素と検証済みの手段を使用していることです。 また、BYSAS は、現在、 DSM-5 (アメリカ精神医学会、 2013) 依存症の症状として。 さらに、BYSAS は、特定の人口統計グループ (男性、同性愛者など) や媒体 (オンライン セックスなど) に焦点を当てていないため、一般的なセックス依存症のスクリーニング手段と言えます。 したがって、BYSAS はオンラインとオフラインの両方の性的活動を評価するために使用でき、おそらく現代の性的行動を評価するのにより適しています。 もう XNUMX つの重要な強みは、この研究が地元（全国紙）ではなく全国的に宣伝されたことです。 ノルウェーの国営新聞は、地元の新聞に比べて幅広い層の読者を抱えていることで知られています。 したがって、このサンプルはおそらくノルウェー人集団をより代表しており、おそらく、自ら選択したサンプルを使用した他の研究よりもより代表的であると考えられます。 これは、一般人口に焦点を当てた、この分野における数少ない研究の XNUMX つでもあり、女性も大部分を占めています。 さらに、この新しいスケールは簡潔であるため、スペースが限られた調査に含めるのに適しています。
結論
本研究では、中毒性の性行動を評価するための新しい尺度であるBYSASが開発されました。 BYSAS の信頼性は、ノルウェー成人 23,533 人の全国サンプルを用いて確立されました。 想定された XNUMX 因子構造は EFA および CFA によって確認され、内部整合性は高かった。 依存症の中核症状をすべて網羅する項目を含めることで、コンテンツの妥当性が確保されました。 BYSAS は、人口統計、性格、自尊心の尺度だけでなく、別の性依存症の尺度に対しても検証されました。 そして暫定的なカットオフスコアが提案されます。 全体として、BYSAS は心理測定的に健全で、性依存症を測定するための有効な手段であり、疫学研究や治療現場の研究者や実践者が自由に使用できます。
投稿者の投稿
CA: 作品の構想と設計、データの取得、分析、解釈に貢献しました。 TT: 分析に貢献しました。 SP、MG、TT、RS: 作業のデータの解釈に貢献しました。 CA: 作品の下書きを書きました。 すべての著者は、重要な知的内容の観点から作品を批判的に改訂しました。 すべての著者は最終バージョンを承認しており、作業のあらゆる部分の正確性または完全性に関連する問題が適切に調査され、解決されていることを確認するという点で、作業のあらゆる側面に対して責任を負います。
利益相反の声明
著者らは、潜在的な利益相反として解釈される可能性がある商業的または金銭的関係がない状態で研究が行われたと宣言しています。
付録A
バーゲン・イェール大学の性依存症スケール
以下は、セックス/マスターベーションとの関係に関するいくつかの質問です。 （注意！ここでのセックスとは、マスターベーション、ポルノ、同意した成人との性的活動、サイバーセックス、テレフォンセックス、ストリップクラブなどのさまざまな性的空想、衝動、行動を意味します）。 各質問に対して、あなたを最もよく表す回答を選択してください。
| 過去 XNUMX 年間にどのくらいの頻度で... | めったにありません | まれに | 時々 | しばしば | よく | |
|---|---|---|---|---|---|---|
| 1. | セックスやマスターベーション、あるいはセックスの計画について考えることに多くの時間を費やしましたか? | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 2. | もっと自慰行為やセックスをしたいという衝動を感じましたか? | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 3. | 個人的な問題を忘れたり、そこから逃れるためにセックスやマスターベーションを利用しましたか? | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 4. | セックスやマスターベーションの量を減らそうとしましたが、うまくいきませんでしたか? | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 5. | セックスやマスターベーションを禁止されると、落ち着かなくなったり、不安になったりしませんか? | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 6. | セックスが多すぎて、プライベートな人間関係、経済、健康、仕事や学業に悪影響を及ぼしましたか? | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
すべての項目は次のスケールに従ってスコア付けされます: 0 = 非常にまれ、1 = まれに、2 = 時々、3 = 頻繁に、4 = 非常に頻繁に
付録B
より短い PROMIS アンケート - 性別サブスケール
以下は、セックスとあなたの関係についてのいくつかの質問です。 各質問に対して、あなたを最もよく表す回答の選択肢を選択してくださいa
| 回答は、最近使用しただけではなく、生涯使用できるようにする必要があります。つまり、これまでに… | 全然私らしくない | 最も私に似ています | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 0 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | ||
| 1. | カジュアルまたは違法なセックスの機会を逃すのは難しいと感じます | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 2. | 私の性的行動について、他の人が繰り返し深刻な懸念を表明しました | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 3. | 私は誰かとセックスするスピードが速いことに誇りを持っており、まったく知らない人とのセックスは刺激的であると感じています。 | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 4. | 他の人とセックスしたばかりであるにもかかわらず、セックスする機会を利用するだろう | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 5. | 性的征服をするとそのパートナーへの興味を失い、別のパートナーを探し始めることに気づきました | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 6. | 私は、病気や休暇の後にいつものパートナーが再び利用できるようになるのを待つのではなく、何らかのセックスを確実に行う傾向があります | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 7. | 定期的に交際していても浮気を繰り返してしまった | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 8. | 私は同時に XNUMX 人以上の定期的な性的パートナーを持っていました | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 9. | 嫌いな相手と自発的にセックスをしたことがある | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
| 10. | セックスが繰り返されるとパートナーを変える傾向があります | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ | ❑ |
出典: R. Lefever 著、How to Identify Addictive Behavior、1988 年、ロンドン、英国: PROMIS Publishing より。 [これは、PROMIS アンケートの参照元であり、そこから性別の下位尺度の項目が取得されました。] 著作権はプロミスクリニックにあります。 R. Lefever 氏のご厚意により転載（個人通信、14 年 2017 月 XNUMX 日）。
脚注
1一連の基準（夢中、恥ずかしい、治療、他人を傷つける、制御不能、悲しい）は、ギリシャ人が「苦しみ」を意味する「PATHOS」の頭字語に基づいています。
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