De ontwikkeling en validatie van de Bergen-Yale-verslavingsschaal met een groot nationaal monster (2018)

. 2018; 9: 144.

Online gepubliceerd 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 en Rajita Sinha3

Abstract

De mening dat problematisch excessief seksueel gedrag ("seksverslaving") een vorm van gedragsverslaving is, is de afgelopen jaren meer geloofwaardig geworden, maar er is nog steeds veel controverse over de operationalisering van het concept. Bovendien zijn de meeste eerdere onderzoeken gebaseerd op kleine klinische monsters. De huidige studie presenteert een nieuwe methode voor het beoordelen van seksverslaving - de Bergen-Yale-verslavingsschaal (BYSAS) - gebaseerd op gevestigde verslavingscomponenten (dwz opvallendheid / verlangen, stemmingsverandering, tolerantie, terugtrekking, conflict / problemen en terugval / verlies van controle). Aan de hand van een cross-sectionele survey werd de BYSAS toegediend aan een brede nationale steekproef van 23,533 Noorse volwassenen [leeftijd 16-88 jaar; gemiddelde (± SD) leeftijd = 35.8 ± 13.3 jaar], samen met gevalideerde metingen van de Big Five-persoonlijkheidskenmerken, narcisme, zelfrespect en een mate van seksueel verslavend gedrag. Zowel een verkennende als een bevestigende factoranalyse (RMSEA = 0.046, CFI = 0.998, TLI = 0.996) ondersteunden een eenfactoroplossing, hoewel een lokale afhankelijkheid tussen twee items (items 1 en 2) werd gedetecteerd. Bovendien had de schaal een goede interne consistentie (Cronbach's α = 0.83). De BYSAS correleerde significant met de referentieschaal (r = 0.52), en vertoonden vergelijkbare patronen van convergente en discriminante validiteit. De BYSAS was positief gerelateerd aan extraversie, neuroticisme, intellect / verbeelding en narcisme en had een negatieve relatie met consciëntieusheid, vriendelijkheid en zelfrespect. Hoge scores op de BYSAS kwamen vaker voor bij mannen, alleenstaand, jonger en hoger opgeleid. De BYSAS is een korte, en psychometrisch betrouwbare en geldige maatstaf voor het beoordelen van seksverslaving. Verdere validatie van de BYSAS is echter nodig in andere landen en contexten.

sleutelwoorden: hyperseksualiteit, seksuele verslaving, meetontwikkeling, psychometrische schaal, vijffactorenmodel van persoonlijkheid, narcisme, zelfwaardering, demografie

Introductie

In de afgelopen jaren is het onderzoek naar frequent en aanhoudend problematisch seksueel gedrag toegenomen (Kraus et al., ). Dit oncontroleerbare, buitensporige en problematische seksuele gedrag is beschreven met behulp van veel verschillende labels, waaronder (onder andere) hyperseksualiteit, seksuele compulsiviteit, seksuele impulsiviteit, erotomanie, nymfomanie (bij vrouwen), satyriasis (bij mannen), seksuele verslaving, en seksuele afhankelijkheid (Kafka, ; Karila et al., ; Kingston, ; Wéry en Billieux, ). Er is gedurende vele jaren veel discussie geweest over de vraag of dit gedrag het beste kan worden geconceptualiseerd als een obsessief-compulsieve stoornis, een verslaving of een stoornis van impulsbeheersing (Karila et al., ; Piquet-Pessôa et al., ), en bijgevolg verklaard volgens verschillende conceptuele modellen (Campbell en Stein, ; Kingston, ).

Naar aanleiding van nieuw onderzoek dat suggereert dat seks een verslavend potentieel heeft - waarschijnlijk gemedieerd door hersencircuits en neurotransmitters waarvan bekend is dat ze betrokken zijn bij beleving en euforie - is de conceptuele interesse in hyperseksualiteit als een verslaving snel gegroeid (Holstege et al., ; Hamann et al., ; Goede man, ; Griffiths, ; Kor et al., ; Karila et al., ; Voon et al., ; Kingston, ). In deze context, "seksverslaving " kan worden gedefinieerd als intens betrokken bij seksuele activiteiten (bijvoorbeeld fantasieën, masturbatie, geslachtsgemeenschap, pornografie) in verschillende media (cyberseks, telefonische seks, enz.). Bovendien zijn degenen met de aandoening melden dat hun seksuele motivatie onbeheersbaar is en dat ze veel tijd besteden aan zowel nadenken over als bezig zijn met seksuele activiteiten die een negatieve invloed hebben op veel andere gebieden in hun leven.

"Sex-verslaving" staat momenteel niet in de psychiatrische taxonomie. echter, de Internationale classificatie van ziekten (ICD-10; Wereldgezondheidsorganisatie, ), inclusief excessieve seksuele drift en overdreven masturbatie als diagnoses, onderverdeeld in satyriasis (voor mannen) en nymfomanie (voor vrouwen), terwijl "compulsieve seksualiteit" momenteel wordt overwogen (als een impuls-controle stoornis) voor opname in de komende ICD-11 (Grant et al., ). De laatste (vijfde) editie van de Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders (DSM-5; American Psychiatric Association, ) heeft de erkenning van niet-chemische verslavingen (Petry, ) met de opname van Gambling Disorder als een gedragsverslaving in de hoofdtekst en Internet Gaming Disorder in de sectie Resultaten-appendix (voorwaarde voor verder onderzoek). Hoewel seksverslaving (in de vorm van 'hyperseksuele stoornis') werd voorgesteld (Kafka, ) en geëvalueerd door de DSM-5 werkgroep, samen met een reeks empirisch geteste criteria (Kafka, ; Reid et al., ), werd het afgewezen vanwege een gebrek aan onderzoek naar diagnostische criteria en een gesplitste visie op hoe de stoornis te conceptualiseren (Kafka, ; Campbell en Stein, ).

In overeenstemming hiermee is een beperking van eerder onderzoek de afwezigheid van een algemene consensus over hoe seksverslaving moet worden bepaald, begrepen en beoordeeld (Reid, ). Zo zijn er onbetrouwbare prevalentieschattingen gerapporteerd onder niet-representatieve (zelfgekozen gemak) steekproeven verspreid over 3 tot 17% (en hoger). Wat demografische variabelen betreft, heeft onderzoek een relatief consistent positief verband aangetoond tussen geslachtsverslaving en jonge leeftijd, mannelijk geslacht, enkelvoudige status en hoogopgeleid (voor recente beoordelingen, zie Kafka, ; Sussman et al., ; Karila et al., ; Campbell en Stein, ; Wéry en Billieux, ). Er is echter betoogd dat vrouwen in dit onderzoeksveld grotendeels ondervertegenwoordigd zijn en dat er bijgevolg weinig bekend is over hun patroon van geslachtsverslaving (Dhuffar en Griffiths, , ; Klein et al., ).

Onderzoek heeft seksverslaving geassocieerd met persoonlijkheidsfactoren die representatief zijn voor ander verslavend gedrag (Karila et al., ), inclusief hoge niveaus van extraversie en neuroticisme en lage niveaus van consciëntieusheid en vriendelijkheid (Schmitt, ; Pinto et al., ; Rettenberger et al., ; Walton et al., ). Deze kenmerken verwijzen naar persoonlijkheden die zeer sensation seeking, emotioneel reactief, spontaan en onattent zijn, in plaats van laaghangend, emotioneel stabiel, zelfdiscipline en bezorgd om sociale harmonie. Het beperkte onderzoek met het vijffactorenmodel van persoonlijkheid (Costa en McCrae, ; Wiggins, ) in deze context is gebleken dat de eigenschap openheid voor ervaring niet gerelateerd is aan seksverslaving (Schmitt, ; Pinto et al., ; Rettenberger et al., ; Walton et al., ). Het lijkt echter waarschijnlijker dat "liberale persoonlijkheden" die "borderline" -ervaringen op prijs stellen meer risico lopen op seksverslaving dan traditionele, goeddenkende en voorzichtige mensen (bijv. Elmquist et al., ). Verslavend seksueel gedrag is ook vaak positief gerelateerd aan narcisme (Black et al., ; Raymond et al., ; Kafka ; Kasper et al., ) en negatief gerelateerd aan zelfrespect (Cooper et al., , ; Delmonico en Griffin, ; Kor et al., ; Doornwaard et al., ).

De groeiende belangstelling voor "seksverslaving", zowel conceptueel als empirisch, ging gepaard met een snelle ontwikkeling van instrumenten zoals de Seksuele Verslaving Screeningstest (SAST; Carnes, ) en SAST-Revised (SAST-R; Carnes et al., ), de kortere PROMIS-subschaal vragenlijst-seks (SPQ-S; Christo et al., ), PATHOS1 (Carnes et al., ) en de Short Internet Addiction Test (Young, ) aangepast aan online seksuele activiteiten (s-IAT-sex; Laier et al., ; Pawlikowski et al., ; Wéry et al., ). Hoewel andere gevalideerde schalen zijn ontwikkeld, beoordelen en conceptualiseren ze 'hyperseksualiteit' als een dwangmatige, impulsieve en / of seksuele ontregelingstoornis (bijv. Kalichman en Rompa, ; Coleman et al., ; Reid et al., ).

De hiervoor genoemde schalen variëren sterk in termen van ontwikkelingsprocedure, itemstructuur, cut-off score en psychometrische eigenschappen (Hook et al., ; Karila et al., ; Campbell en Stein, ; Wéry en Billieux, ) en zijn voornamelijk onderzocht in kleine niet-representatieve klinische en doelgerichte monsters (Karila et al., ). Sommige zijn zeer populatie-specifiek (bijv. Man, vrouw, homo; Carnes, ; O'Hara en Carnes, ; Carnes en Weiss, ), terwijl anderen zeer inhoudspecifiek zijn (bijvoorbeeld online seksueel gedrag; Carnes et al., ; Wéry et al., ). Veel gebruikte schalen (bijv. SAST-R, PATHOS) bevatten ook items die aantoonbaar ongeschikt zijn met betrekking tot het definiëren van seksverslaving [ie, "Ben je seksueel misbruikt als kind of adolescent?, ""Hadden je ouders problemen met seksueel gedrag?"(SAST; Carnes, , pp. 218-219), "Heb je ooit hulp gezocht voor seksueel gedrag dat je niet leuk vond?"(PATHOS; Carnes et al., , p. 11)]. De SAST-R (Carnes et al., ) en PATHOS (Carnes et al., ) gebruik maken van een dichotome ja / nee-antwoordformat, terwijl empirisch onderzoek suggereert dat de dimensionele / continuumbeoordeling van problematisch seksueel gedrag onderdeel moet zijn van de klinische diagnostiek (Winters et al., ; Walters et al., ; Carvalho et al., ). Huidige schalen die problematisch seksueel gedrag beoordelen, zijn meestal relatief lang. Meer specifiek, Womack et al. () meldde een gemiddelde van 32.5-items (SD = 34.2) bij het systematisch beoordelen van 24 zelfrapportage hyperseksualiteitsmaatregelen. De toepasselijke maatregelen moeten echter voldoen aan de belangrijkste criteria (zoals beknoptheid; Koronczai et al., ), met name onder impulsieve populaties die eerder geneigd zijn om te waarderen en deel te nemen aan activiteiten die van korte duur zijn.

Een aantoonbaar belangrijke beperking van de huidige schalen is dat de items die verslavend seksueel gedrag beoordelen geen centrale verslavingscomponenten weerspiegelen (Brown, ; Griffiths, ). Dergelijke criteria zijn gebruikt als een raamwerk voor het ontwikkelen van een aantal psychometrische schalen voor verschillende gedragsverslavingen inclusief werkverslaving (Andreassen et al., ), gokverslaving (Lemmens et al., ), winkelverslaving (Andreassen et al., ), bewegingsverslaving (Terry et al., ) en verslaving aan sociale media (Andreassen et al., ). Met betrekking tot seksverslaving zijn deze symptomen: opvallendheid / hunkering-Over-preoccupatie met seks of seks willen, stemming wijziging-Excessieve seks veroorzaakt veranderingen in stemming, tolerantie-Hoeveelheden seks in de loop van de tijd, withdrawal-onaangename emotionele / fysieke symptomen wanneer je geen seks hebt, conflict-Inter- / intrapersoonlijke problemen als een direct gevolg van overmatige seks, instorting- terugkeren naar eerdere patronen na perioden met onthouding / controle, en problemenVerminderde gezondheid en welzijn als gevolg van verslavend seksueel gedrag.

De huidige schalen vangen gewoonlijk enkele van de bovengenoemde symptomen op, maar dekken ze niet allemaal (bijv. PATHOS en SAST-R). Een reden hiervoor kan zijn dat eerder ontwikkelde schalen werden geïnspireerd door drie prominente sets van voorgestelde criteria die in de literatuur zijn geïdentificeerd. Dit zijn (i) Carnes ' criteria die terugtrekking en saillantie uitsluiten, (ii) Goodman's () criteria die stemmingswijziging uitsluiten, en (iii) Kafka's (2010, 2013) criteria die geen tolerantie, stemmingswijziging, opvallendheid en terugtrekking omvatten (Wéry en Billieux, ). De s-IAT-geslachtsschaal (Laier et al., ; Pawlikowski et al., ; Wéry et al., ) bevat alle kernverslavingcriteria, maar is specifiek ontwikkeld om online seksverslaving alleen te beoordelen. Hoewel moderne internettoepassingen de opkomst van verslavend seksueel gedrag kunnen vergemakkelijken en verbeteren vanwege factoren als gemak, anonimiteit, toegankelijkheid en ontremming (Griffiths, ; Wéry en Billieux, ), is er aantoonbaar een vraag naar een korte en psychometrisch verantwoorde beoordelingsmaatregel die seksverslaving bepaalt, ongeacht plaats, context en populatie.

Gezien de bovengenoemde bevindingen en debatten in het veld, onderzocht de huidige studie de psychometrische eigenschappen van een nieuwe korte verslavingsmaatregel, de Bergen-Yale Sex Addiction Scale (BYSAS), bestaande uit items gebouwd op basis van kerncriteria die benadrukt zijn over verschillende gedragsverslavingen en die gebruik maakt van gevestigde verslavingskaders om de inhoudsvaliditeit te benadrukken (Brown, ; Griffiths, ; American Psychiatric Association, ; Andreassen et al., ). Er werd verwacht dat het nieuwe instrument sterk gecorreleerd zou zijn met vergelijkbare constructen (dwz convergente validiteit) en slecht zou correleren met ongelijke constructen (dwz discriminant validity; Nunnally en Bernstein, ). Zes hypothesen werden onderzocht. Dit waren die:

  • Hypothese 1. De BYSAS heeft een één-factorstructuur met hoge factorbelasting (> 0.60) voor alle schaalitems en alle indexen (gemiddelde kwadratenfout van benadering [RMSEA] <0.06, vergelijkende fitindex [CFI] en Tucker-Lewis-index [TLI ]> 0.95; Hu en Bentler, ) met een goede pasvorm van de gegevens.
  • Hypothese 2. De BYSAS heeft een hoge interne consistentie (Cronbach's alpha> 0.80).
  • Hypothese 3. De BYSAS correleert positief met een andere maatstaf van verslavend seksueel gedrag (SPQ-S; Christo et al., ).
  • Hypothese 4. De BYSAS-score is positief gerelateerd aan mannelijk, alleenstaand en hoger opgeleid en omgekeerd gerelateerd aan leeftijd.
  • Hypothese 5. De BYSAS-score is positief gerelateerd aan neuroticisme, extraversie en openheid en heeft een negatieve relatie met de acceptabelheid en consciëntieusheid.
  • Hypothese 6. De BYSAS-score is positief gerelateerd aan narcisme en heeft een negatief verband met het zelfrespect.

materialen en methodes

Procedure

Gegevens werden verzameld via een op het web gebaseerd cross-sectioneel onderzoek naar excessief gedrag. De enquête werd uitgezonden in de online-editie van vijf verschillende Noorse landelijke kranten in het voorjaar van 2014. Om deel te nemen, kregen de respondenten de opdracht om op een online link te klikken. Alle respondenten moesten ten minste 16 jaar oud zijn. Informatie over de studie werd op de webpagina verstrekt. De respondenten werden geïnformeerd dat zij automatisch een feedback zouden ontvangen op basis van hun scores en een interpretatie gerelateerd aan verschillende van de schalen na voltooiing van de enquête. Er werd geen materiële / monetaire stimulans verstrekt. Alle gegevens zijn opgeslagen op een server die wordt gehost door een bedrijf dat dergelijke enquêtes voor de onderzoekers beheert (www.surveyxact.no). Een week na de start van het onderzoek werden alle verzamelde gegevens doorgestuurd naar het onderzoeksteam.

In totaal voltooiden 23,533-individuen alle items van de enquête (en werden bewaard voor analyse). Deelname was vrijwillig, anoniem, vertrouwelijk en niet-interventioneel, en volgde de ethische richtlijnen van de Verklaring van Helsinki en de Noorse Gezondheidsonderzoekswet. De Institutional Review Board van de Faculteit Psychologie, Universiteit van Bergen, heeft de studie goedgekeurd.

Deelnemers

De gemiddelde leeftijd van deelnemers (N = 23,533) was 35.8 jaar (SD = 13.3), variërend van 16 tot 88 jaar. In termen van geïncludeerde leeftijdsgroepen was de meerderheid van de deelnemers 16-30 jaar (40.7%), gevolgd door 31-45 jaar (35%), 46-60 jaar (19.8%) en ouder dan 60 jaar (4.5 %). De steekproef bestond uit 15,299 vrouwen (65%) en 8,234 mannen (35%). In termen van relatiestatus hadden 15,373 (65.3%) momenteel een relatie (dwz gehuwd, partner in gemeen recht, partner, vriend of vriendin) en 8,160 (34.7%) niet (dwz alleenstaand, gescheiden, gescheiden, weduwe , of weduwnaar). Wat betreft onderwijs: 2,350 hadden de leerplicht afgerond (10%), 5,949 hadden de middelbare school afgerond (25.3%), 3,989 hadden een beroepsopleiding afgerond (17%), 7,630 hadden een bachelordiploma (32.4%), 3,343 hadden een masterdiploma (14.2%), en 272 waren gepromoveerd (1.2%).

Maatregelen

Demografie

Deelnemers voltooiden demografische gegevens van één item (zoals leeftijd, geslacht, relatiestatus, hoogst voltooide opleiding) met behulp van een antwoordformat met een gesloten einde.

Bergen-yale-schaal voor geslachtsverslaving (BYSAS)

De BYSAS is ontwikkeld met behulp van de zes verslavingscriteria die worden benadrukt door Brown (), Griffiths (), en American Psychiatric Association () die saillantie, stemmingsverandering, tolerantie, ontwenningsverschijnselen, conflicten en terugval / verlies van controle omvat. Eén item is gemaakt voor elk afzonderlijk criterium. Meer specifiek omvatten de criteria items met betrekking tot opvallendheid / begeerte (dwz preoccupatie met seks / masturbatie), stemmingsverandering (dwz seks / masturbatie verbetert de stemming), tolerantie (dwz meer seks / masturbatie is vereist om tevreden te zijn) , ontwenningsverschijnselen (dwz vermindering of uitsluiting van seks / masturbatie creëren rusteloosheid en negatieve gevoelens), conflicten / problemen (dwz seks / masturbatie veroorzaakt conflicten en veroorzaken een soort probleem) en terugval / verlies van controle (dwz terugkeer naar oude sex / masturbatiepatronen na een periode van controle of afwezigheid). De specifieke bewoording van de items en de antwoordalternatieven waren gebaseerd op de formulering en responsalternatieven die werden gebruikt in schalen voor het beoordelen van andere gedragsverslavingen (Andreassen et al., ). Het tijdsbestek had betrekking op het afgelopen jaar met behulp van een 5-punt Likert antwoordformaat (0 = heel zelden, 1 = zelden, 2 = soms, 3 = vaaken 4 = heel vaak; zien Appendix A voor een complete lijst van items en responsformaten voor de BYSAS), resulterend in een samengestelde BYSAS-score variërend van 0 tot 24 (zie tabel Table1) .1). Om in het huidige onderzoek operationeel te worden geclassificeerd als een 'seksverslaafde', moesten de symptomen aanwezig zijn op een bepaald niveau / grootte [gedefinieerd als minstens 3 scoren (vaak) of 4 (heel vaak)]. Dit is in overeenstemming met de manier waarop cut-offs zijn geoperationaliseerd voor andere schalen die gedragsverslavingen beoordelen (bijv. Lemmens et al., ; Andreassen et al., ). Bovendien moest een specifiek aantal criteria (vaak meer dan de helft) worden goedgekeurd (hier "vaak" of "zeer vaak") om te worden aangemerkt als een verslaving (American Psychiatric Association, ). In dit geval moesten ten minste vier van de zes BYSAS-items worden goedgekeurd om de deelnemer als een seksverslaafde te beschouwen. Het scoren van 0 op de samengestelde BYSAS-score werd gedefinieerd als "geen seksverslaving", wat redelijk lijkt omdat deze deelnemers "nooit" antwoorden op alle zes items. Een samengestelde score tussen 1 en 6 werd gedefinieerd als "laag risico op geslachtsverslaving", omdat deze deelnemers maximaal konden scoren boven de cut-off van twee van de zes items. Degenen met een samengestelde score van 7 of hoger, maar niet voldeden aan de criteria voor seksverslaving, werden gedefinieerd als iemand die een "gematigd risico op seksverslaving" had. Dit label lijkt geschikt omdat dit gelijk is aan een gemiddelde score boven 1 op alle zes items.

Tabel 1

De verdeling van scores, gemiddelde score en standaarddeviatie (SD) voor de zes items van de Bergen-Yale Sex Addiction Scale (BYSAS) voor mannen (♂, n = 8,234), vrouwtjes (♀, n = 15,299) en het hele (=) voorbeeld (N = 23,533).

Item Frequentie (%)GemiddeldeSD
Hoe vaak heb je het afgelopen jaar ... 01234  
1.Heeft u veel tijd besteed aan het denken over seks / masturbatie of geplande seks?
[BYSAS1 over opvallende hunkering]		♂
♀
=		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.Voelde je een drang om steeds meer te masturberen / seks hebben?
[BYSAS2 over tolerantie]		♂
♀
=		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.Gebruikt seks / masturbatie om persoonlijke problemen te vergeten / te ontsnappen?
[BYSAS3 over stemmingswijziging]		♂
♀
=		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.Probeerde ik seks / masturbatie zonder succes te verminderen?
[BYSAS4 bij terugval - controleverlies]		♂
♀
=		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.Word je onrustig of verontrust als je verboden was voor seks / masturbatie?
[BYSAS5 over ontwenningsverschijnselen]		♂
♀
=		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.Had je zoveel seks dat het een negatieve invloed had op je privérelaties, economie, gezondheid of baan, studies?
[BYSAS6 over conflictproblemen]		♂
♀
=		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
 

De schaal varieerde van 0 - "zeer zelden" tot 4 - "zeer vaak". De gemiddelde samengestelde score voor de hele sample was 3.54 (SD = 4.14). Samengesteld scorebereik 0-24.

Kortere PROMIS vragenlijst-sex-subschaal

De kortere PROMIS-vragenlijst [SPQ; Christo et al., (PROMIS-vragenlijst; Lefever, )] is een psychometrisch gevalideerde maat voor 16 (chemisch en niet-chemisch) verslavend gedrag, inclusief seks (bijv. Haylett et al., ; Pallanti et al., ; MacLaren en Best, , ). Deelnemers voltooiden de geslachtssubschaal van de SPQ met een 6-puntschaal [0 = helemaal niet zoals ik en 5 = meest zoals ik; 10 items: M = 13.44, SD = 7.14, α = 0.90; voorbeelditem: "Ik zou een gelegenheid nemen om seks te hebben, hoewel ik het net met iemand anders had gehad"(Zie Bijlage B voor de volledige lijst met items)]. De geslachtssubschaal van de SPQ (hierna de SPQ-S genoemd) beoordeelt enkele aspecten van beloning en dwang, waaronder mogelijk verslavend gedrag en symptomen van seksstoornis. Het beoordeelt echter alleen verslavende neigingen naar geslachtsgemeenschap / activiteiten (samen met anderen), en sluit ook kernverslavingscriteria uit. De 10-items van de SPQ-S werden afzonderlijk vertaald van Engels naar Noors door de Noorse auteurs van de huidige studie.

Grote vijf

De Mini-Internationale Persoonlijkheidsitempool (Mini-IPIP; Donnellan et al., ) werd gebruikt om de persoonlijkheid te beoordelen, en is een psychometrisch aanvaardbare en praktisch bruikbare korte maatstaf van de Big Five-factoren (Costa en McCrae, ; Wiggins, ). Deelnemers voltooiden het 20-item Mini-IPIP met een 5-puntsschaal (1 = Zeer onnauwkeurig en 5 = zeer accuraat) -Vier items die behoren tot elk van de volgende subschalen: extraversie (bijv.Praat met veel verschillende mensen op feestjes"; M = 14.47, SD = 3.65, α = 0.81), aanvaardbaarheid (bijv. "Voel de emoties van anderen"; M = 16.32, SD = 2.95, α = 0.76), consciëntieusheid (bijv.Graag bestellen"; M = 14.90, SD = 3.22, α = 0.70), neuroticisme (bijv. "Word gemakkelijk overstuur"; M = 11.81, SD = 3.54, α = 0.73) en intellect / verbeelding (bijv.Heb een levendige verbeeldingskracht"; M = 14.26, SD = 3.14, α = 0.69), waarbij de laatste vergelijkbaar is met de construct-openheid.

Narcisisme

The Narcissistic Personality Inventory-16 [NPI-16; Ames et al., (NPI; Raskin en Terry, )] is een psychometrisch geldige maat voor subklinisch narcisme (bijv. Konrath et al., ). Deelnemers voltooiden de NPI-16 met behulp van een 5-punt Likert-schaal (1 = zeer oneens en 5 = sterk mee eens; 16 items [bijv. "Ik ben geneigd te pronken als ik de kans krijg“]: M = 44.12, SD = 10.11, α = 0.89). Hoe hoger de score, hoe meer narcistisch het individu is. De totale score is significant gecorreleerd met expert ratings van narcistische persoonlijkheidsstoornis (Miller en Campbell, ).

Gevoel van eigenwaarde

De zelfrespectschaal van Rosenberg (RSES; Rosenberg, ) is een psychometrisch geldig instrument voor de beoordeling van het gevoel van eigenwaarde (bijv. Huang en Dong, ). Deelnemers voltooiden de RSES met behulp van een 4-punt Likert-schaal (0 = sterk mee eens en 3 = zeer oneens; 10 items [bijv. "Al met al ben ik geneigd te voelen dat ik een mislukkeling ben","Ik kan dingen net zo goed doen als de meeste andere mensen“]: M = 29.23, SD = 5.34, a = 0.89). De RSES beoordeelt het gevoel van eigenwaarde als een enkel construct en is ontworpen om een ​​globale maatstaf voor het ervaren gevoel van eigenwaarde van het zelfrespect van de deelnemer weer te geven. Het meet zowel positieve als negatieve gevoelens over het zelf. De vijf positieve uitspraken werden opnieuw gecodeerd, wat betekent dat een hoge samengestelde score een hoog zelfbeeld weerspiegelde.

Data-analyse

De dimensionaliteit van de BYSAS werd getest door een combinatie van exploratieve (EFA) en confirmatieve itemfactoranalyse (CFA), afzonderlijk uitgevoerd bij de willekeurige splitsing van de volledige steekproef. Het doel van de verkennende analyse was om de algehele structuur van de opgenomen items te testen, met een speciale focus op het detecteren van afwijkingen van de verwachte eendimensionale structuur. Het doel van de CFA was om de goedheid van de fit van het eendimensionale meetmodel voor de BYSAS te beoordelen. In de EFA waren de criteria voor factor-extractie een heel eenvoudige structuur (VSS) (Revelle en Rocklin, ) en Velicer's () minimale gemiddelde partiële (MAP) statistiek. Een bifactorrotatie (Jennrich en Bentler, ) was gebruikt. De bifactorrotatie maakt de scheiding van een gemeenschappelijke factor en een of meer specifieke factoren mogelijk. Zoals opgemerkt door Reise et al. (), is het bifactor-model bijzonder nuttig als een methode om schendingen van on-dimensionaliteit te detecteren. In de context van het testen van unidimensionale meetmodellen, is de aanwezigheid van specifieke factoren in een bifactor-model een teken van lokale afhankelijkheid binnen de factor. Dergelijke specifieke factoren kunnen van aanzienlijk belang zijn, maar vertegenwoordigen een schending van de unidimensionaliteit.

De resultaten van het EFA-monster werden ingevoerd in de CFA-test van een eendimensionaal model bij de tweede splitsing van het monster. Het belangrijkste doel van de CFA was om de pasvorm van een eendimensionaal meetmodel voor de BYSAS te onderzoeken, evenals om de discriminatie en informatie uit de set items te testen. De globale fit van het model werd beoordeeld door middel van de Mplus robuuste gewogen kleinste kwadraten schatter. De root mean square error of approximation (RMSEA), de comparative fit index (CFI) en de Tucker-Lewis Index (TLI) werden gebruikt als indicatoren voor globale modelpassing. Voor een goede pasvorm moeten deze waarden respectievelijk <0.06,> 0.95 en> 0.95 zijn (Hu en Bentler, ). We vergeleken twee klassen van Unidimensional Item Response Theory (IRT) -modellen: het gedeeltelijke kredietmodel van Rasch (Masters, ), en het gegradeerde responsmodel (Samejima, ). Om te beoordelen of het Partch-partitief-kredietmodel paste, beoordeelden we de gemiddelde kwadraten van de infit en outfit (Wright en Masters, ). Volgens conventionele standaarden voor survey-onderzoek zouden mean squares (MSQ) van infit en outfit bij voorkeur in het bereik van 0.6 tot 1.4 moeten liggen (Wright en Linacre, ), maar zelfs getallen in het bereik 0.5 tot 1.5 kunnen worden gezien als "productief voor metingen" (Linacre, ). Een waarde onder 1 betekent dat de itemreacties te voorspelbaar zijn (overfit), terwijl een waarde boven 1 betekent dat de gegevensreacties te willekeurig zijn (underfit). De MSH van het infit wordt gewogen zodat informatie dichtbij het doelitem of de persoon meer gewicht krijgt.

Om invariantie te testen, werd het functioneren van verschillende items (DIF) over geslacht en leeftijdsgroepen onderzocht met behulp van een beperkte stepdown-benadering, zoals geïmplementeerd in het R mirt-pakket (Chalmers, ). In de DIF-analyse werden items aanvankelijk beperkt om gelijke discriminatie en drempels tussen groepen te hebben. Statistisch significante beperkingen werden vervolgens sequentieel vrijgegeven, waarbij de resterende items als ankeritems werden gebruikt. Deze sequentiële stepdown-procedure werd voor het eerst gebruikt op geslacht, de behandeling van mannen als de focale groep en vrouwen als de referentiegroep. Dezelfde procedure werd herhaald voor leeftijdsgroepen, waarbij vroege volwassenen (16-39 jaar) als de referentiegroep en midden- / late volwassenheid (40-88 jaren) als de focale groep werden behandeld. De leeftijdsgroep divisie werd gemaakt als een compromis tussen leeftijdsbereik (24 versus 49 jaar) en het aantal deelnemers in de groepen (61.8% versus 38.2%). Ten slotte werd de impact van DIF voor testscores beoordeeld door differentiële testfunctionaliteit (DTF) zoals gedefinieerd door Meade (), en geïmplementeerd door Chalmers et al. ().

De overige analyses zijn uitgevoerd met SPSS, versie 22. De BYSAS is geëvalueerd op interne consistentie (Cronbach's alpha-coëfficiënt) en gecorrigeerde item-totaalcorrelaties, na het transformeren van de variabelen naar rangen om te voorkomen dat de resultaten worden beïnvloed door scheefheid (Greer et al., ). Correlatiecoëfficiënten werden berekend om de onderlinge relaties tussen alle studievariabelen te beoordelen; r boven 0.1, 0.3 en 0.5 werden geïnterpreteerd als respectievelijk kleine, middelgrote en grote effectgrootte (Cohen, ). Verschillen in gemiddelde scores van BYSAS-items tussen mannen en vrouwen werden berekend; Cohen's d waarden van 0.2, 0.5 en 0.8 werden gedefinieerd als respectievelijk kleine, middelgrote en grote effecten (Cohen, ).

Bij het onderzoeken van factoren die verband houden met seksverslaving, werd een multinominale regressieanalyse uitgevoerd op basis van de categorie "geen seksverslaving" (score nul) (33.8% van de steekproef) als referentie. "Laag risico op seksverslaving" (score 1-6) omvatte de tweede categorie (46.3% van de steekproef), "matig risico op seksverslaving" (score 7 of hoger) omvatte de derde categorie (19.1% van de steekproef), en "seksverslaving" (score van 3 of 4 op ten minste vier van de zes BYSAS-criteria) omvatte de vierde categorie (0.7% van de steekproef). Onafhankelijke variabelen bestonden uit geslacht, leeftijd, relatiestatus, opleidingsniveau, de vijf persoonlijkheidssubschalen van de Mini-IPIP en de score op de NPI-16 en de RSES. Het onderwijs was dummy gecodeerd, zodat de grootste categorie (dat wil zeggen, bachelor) de referentiecategorie omvatte. In de analyse werd elke onafhankelijke variabele gelijktijdig meegenomen. Als het 95% betrouwbaarheidsinterval (BI) niet 1.00 omvat, wordt het resultaat als statistisch significant beschouwd.

Resultaten

Bouw en ontwikkeling schalen

tafel Table11 toont beschrijvende statistieken van antwoorden op de zes BYSAS-items. De gemiddelde score in de steekproef was 3.54 uit 24 (SD = 4.14). Items 1 (BYSAS1: opvallendheid / verlangen) en 2 (BYSAS2: tolerantie) werden vaker onderschreven in de hogere ratingcategorie dan andere items. Mannen scoorden hoger dan vrouwen op alle zes BYSAS-items en de effectgrootte (Cohen's d) van het verschil in itemgemiddelde scores tussen geslachten waren 0.84 voor opvallendheid / craving (groot), 0.75 voor tolerantie (groot), 0.41 voor stemmingswijziging (middelgroot-klein), 0.69 voor terugval / verlies van controle (middelgroot-groot), 0.65 voor opname (medium-large) en 0.36 voor conflict / problemen (medium-small).

De EFA suggereerde extractie van één factor volgens het VSS-criterium, maar twee factoren volgens het MAP-criterium van Velicer. De bifactorrotatie van de tweefactorenoplossing onthulde een sterke algemene factor voor alle zes items met ladingen in het bereik van 0.70 (BYSAS1) naar 0.86 (BYSAS4 en BYSAS6) en een aanvullende specifieke factor van BYSAS1 en BYSAS2. De specifieke factor kan worden geïnterpreteerd als een lokale afhankelijkheid tussen BYSAS1 en BYSAS2, en vertegenwoordigen een schending van unidimensionaliteit.

In overeenstemming met de bevindingen van de EFA, een één-factor-model met gecorreleerde fouttermen voor BYSAS1 en BYSAS2 werd getest in een CFA met de Mplus robuust gewogen kleinste schatter voor categorische gegevens. De beperkte informatie fit-statistieken van de Mplus-robuuste gewogen kleinste-schattingen gaven een RMSEA aan van 0.046 [90% CI = 0.041, 0.051], een CFI van 0.998 en een TLI van 0.996, wat wijst op een hoge mate van fit tussen het één-factor model en de gegevens. Figuur Figure11 toont de factorbelastingen op basis van de bevestigende deelsteekproef (n = 11,766).

Een extern bestand dat een afbeelding, illustratie, enz. Bevat. Objectnaam is fpsyg-09-00144-g0001.jpg

De factorsamenstelling van de Bergen-Yale Sex Addiction Scale (BYSAS) met gestandaardiseerde factorbelastingen voor de CFA-submonster (n = 11,766).

Om rekening te houden met de overlap tussen BYSAS1 en BYSAS2 in de unidimensionale IRT-modellen, een testlet van de som van BYSAS1 en BYSAS2 werd gebouwd. Omdat de huidige items sterk scheef waren, waren de theta-schattingen gebaseerd op de empirische histogrammethode (Woods, ). Tafel Table22 toont de gemiddelde kwadraten van het infit en outfit van het gedeeltelijke-kredietmodel. Alle infit mean-kwadraten lagen in het gewenste bereik van 0.6 tot 1.4 (Wright en Linacre, ; Bond en Fox, ). De geobserveerde MSQ-outfit voor drie items was lager dan de voorgeschreven 0.6- naar 1.4-reeks in survey-onderzoek, maar bevond zich nog steeds in het bereik dat als "productief voor metingen" werd beschouwd (Linacre, ). De testlet-outfit MSQ was 0.46. De MSQ-waarden van de borderline-outfit kunnen een zekere mate van inhoudredundantie in de testlet weerspiegelen. Dat wil zeggen dat er op een bepaald scoriveau een hoge consistentie is tussen itemparen en te weinig 'onverwachte' antwoorden. De MSH-waarden in het infuus waren over het algemeen dichter bij de verwachte waarde van 1 en konden dat weerspiegelen, hoewel de antwoorden zeer consistent waren, maar ze waren niet deterministisch in de Guttman-betekenis van een strikt geordende volgorde van itemreacties over het kenmerk. Het waargenomen bereik van infit- en outfitwaarden gaf aan dat de items van de BYSAS redelijk in overeenstemming waren met die voorspeld door het Rasch partial credit-model. Toch was de fit van het model beter met de relaxte veronderstellingen van het graduele responsmodel, in vergelijking met het Rasch partiële kredietmodel (Akaikes informatiercriterium PCM = 95155; Akaikes informatiecriterium ingedeeld responsmodel = 94843).

Tabel 2

Artikel fit statistieken van het gedeeltelijk credit-model van Rasch.

itemInfit MSQz.infitOutfit MSQz.outfit
BYSAS30.937-3.4300.696-6.951
BYSAS40.942-2.3260.556-7.082
BYSAS50.809-10.6840.575-10.284
BYSAS60.916-2.0630.502-6.545
Testlet BYSAS1 en 20.647-26.0290.459-34.167
 

BYSAS, Bergen-Yale Sex Verslaving Schaal; MSQ, gemiddelde kwadraat.

tafel Table33 toont de resultaten van testen van het functioneren van differentiële items (DIF) en de geschatte impact van DIF op itemscores en verwachte totale scores (differentiële testfunctionaliteit; DTF). De eerste kolom toont de verandering in chikwadraat bij het vrijgeven van aannames van invariante hellingen en intercepts. De sequentiële stepdown-test van het functioneren van verschillende items naar geslacht gaf BYSAS aan3 en BYSAS4 werkte anders voor mannen en vrouwen, met een significante daling in chikwadraat bij het loslaten van invariantiebeperkingen [BYSAS3: Chi-square (5) = 314.08, p <0.001; BYSAS4: Chi-square (5) = 228.36, p <0.001]. De DIF per leeftijdsgroep geïdentificeerd BYSAS3 en BYSAS4 als items die anders werken volgens leeftijdsgroepen [BYSAS3: Chi-vierkant (5) = 67.28; BYSAS4: Chi-square (5) = 54.33]. Voor de andere items waren modelbeperkingen niet significant, wat aangeeft dat de invariantie-aanname voor deze items consistent was met de gegevens. De BYSAS voldeden dus aan de aannames van gedeeltelijke scalaire equivalentie over geslacht en leeftijdsgroepen.

Tabel 3

Test van het functioneren van differentiële items en de werking van verschillende tests.

 LRT DIFdfpSIDS / STDSESSD / ETSSD
GENDER (FEMALES REF.)
BYSAS3314.0835-0.281-0.360
BYSAS4228.35850.1930.335
Impact totale score   -0.088-0.022
LEEFTIJDSGROEP (JONGE VOLWASSENEN)
BYSAS367.28950.0220.04
BYSAS454.3345-0.018-0.05
Impact totale score   0.0040.001
 

LRT, likelihood-ratietest; DIF, het functioneren van verschillende items; SIDS, ondertekend artikelverschil in het monster; STDS, ondertekend testverschil in het monster; ESSD, verwachte score gestandaardiseerd verschil; ETSSD, verwachte testscore gestandaardiseerd verschil.

De derde en vierde kolom van de tabel Table33 toont de effectgrootte van DIF en DTF voor BYSAS3 en BYSAS4, samengevat door het ondertekende artikelverschil in de steekproef (SIDS / STDS) en het verwachte geclusterde verschil (ESSD / ETSSD). Op hetzelfde niveau van eigenschap was het gemiddelde standaard eenheidsverschil tussen mannen en vrouwen -0.36 voor BYSAS3 en 0.335 voor BYSAS4. Op het testniveau hebben deze tegengestelde effecten elkaar opgeheven, met een verwaarloosbare differentiële testfunctie voor de verwachte totale gesommeerde score. Evenzo geldt voor DIF per leeftijdsgroep het effect van BYSAS3 en BYSAS4 waren in de tegenovergestelde richting, het annuleren van het totale effect. Jonge volwassenen scoorden standaard 0.04-eenheden op BYSAS3en 0.05-standaardeenheden lager op BYSAS4 vergeleken met de groep midden / laat volwassenheid. Op testniveau was de impact van DIF alleen standaard 0.0001-eenheden, wat suggereert dat de waargenomen DIF voor BYSAS3 en BYSAS4 had geen enkele invloed op het totale score niveau. Om samen te vatten, hoewel DIF werd waargenomen voor twee items, was de impact op het testniveau (DTF) erg klein of negeerbaar. De testinformatiecurven voor mannen en vrouwen worden getoond in de figuur Figure2.2. De figuur laat zien dat de BYSAS de meeste informatie had bij zeer hoge niveaus van seksverslaving (theta) voor mannen en vrouwen, maar zeer weinig informatie bij lagere niveaus van geslachtsverslaving.

 

Een extern bestand dat een afbeelding, illustratie, enz. Bevat. Objectnaam is fpsyg-09-00144-g0002.jpg

Test informatiecurves van beoordeling van het beoordeelde responsmodel van de Bergen-Yale-schaal voor geslachtsverslaving (n = 11,766).

Betrouwbaarheid en interne consistentie van de BYSAS

De Cronbach's alpha voor de BYSAS was 0.83 en de gecorrigeerde item-totaal correlatiecoëfficiënten voor items 1 tot 6 waren 0.69 (BYSAS1: opvallendheid / verlangen), 0.74 (BYSAS2: tolerantie), 0.62 (BYSAS3: stemmingswijziging), 0.57 (BYSAS4: terugval / verlies van controle), 0.66 (BYSAS5: ontwenningsverschijnselen) en 0.42 (BYSAS6: conflict / problemen), respectievelijk.

Convergente en discriminatieve geldigheid

De correlatiecoëfficiënt tussen de samengestelde score van de BYSAS en de geslachtssubschaal van de SPQ was 0.52. Tafel Table44 laat zien dat beide schalen vergelijkbare correlatiepatronen met andere in het onderzoek onderzochte variabelen vertoonden. De nulde orde correlatiecoëfficiënten tussen studievariabelen varieerden van -0.53 (tussen zelfwaardering en neuroticisme) tot 0.52 (tussen de BYSAS en de SPQ-S).

Tabel 4

Nulde orde correlatiecoëfficiënten (Pearson product-moment correlatie, punt-biseriale correlatie, phi-coëfficiënt) tussen variabelen.

 Variabelen1234567891011121314151617
1BYSAS-                
2SPQ-S0.519                
3Geslacht (1 = ♂, 2 = ♀)-0.377-0.252               
4Leeftijd-0.190-0.0860.031              
5Verhoudinga0.0900.078-0.065-0.218             
6Lagere school0.0460.014-0.028-0.2050.149            
7Middelbare school0.0360.0270.015-0.1970.094-0.194           
8Beroepsschool0.0280.028-0.1230.138-0.049-0.150-0.263          
9Bachelor diploma-0.051-0.0320.0950.118-0.081-0.231-0.403-0.313         
10Master diploma-0.040-0.0290.0150.097-0.073-0.136-0.237-0.184-0.282        
11Doctoraat-0.014-0.010-0.0180.057-0.035-0.036-0.063-0.049-0.075-0.044       
12extrovertie0.0140.0910.0880.013-0.064-0.050-0.019-0.0210.0490.024-0.001      
13aangenaamheid-0.151-0.1470.3430.048-0.048-0.049-0.017-0.0600.0730.0310.0010.296     
14Consciëntieusheid-0.208-0.1550.1430.200-0.130-0.085-0.0520.0520.0330.041-0.0100.0930.131    
15Neuroticisme0.0860.0250.234-0.116-0.0050.0590.041-0.021-0.024-0.041-0.022-0.0980.093-0.157   
16Intellect / verbeelding0.0930.075-0.105-0.0360.043-0.045-0.042-0.0660.0260.1090.0620.1630.116-0.116-0.003  
17Narcisisme0.2130.213-0.219-0.125-0.003-0.023-0.039-0.0490.0340.0670.0090.370-0.0750.026-0.1500.196 
18Gevoel van eigenwaarde-0.092-0.016-0.1400.154-0.125-0.124-0.1040.0170.0720.1090.0370.3150.0550.296-0.5300.1130.416
 

N = 23,533. BYSAS, Bergen-Yale Sex Verslaving Schaal; SPQ-S, kortere PROMIS-vragenlijst-geslachtsschaal.

a1 = in een relatie 2 = niet in een relatie.

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

Relaties met demografie, big five, narcisme en zelfrespect

De onafhankelijke variabelen verklaarden 23.0% (Cox-Snell-formule) van de variantie in seksverslavingsrisico (26.0% volgens Nagelkerke-formule, zie tabel Table5) .5). De kans om te behoren tot de categorieën "laag risico op seksverslaving", "matig risico op seksverslaving" en de categorieën "seksverslaving" waren hoger voor mannen dan voor vrouwen. Leeftijd was omgekeerd evenredig met de categorie seksverslaving. Het niet hebben van een relatie verhoogde de kans om tot de categorie 'matig risico op seksverslaving' te behoren. Het lager onderwijs verlaagde de kans om tot de categorieën "laag risico op seksverslaving" en "matig risico op seksverslaving" te behoren. Het hebben van een masterdiploma verlaagde de kans om tot de categorie 'matig risico op seksverslaving' te behoren, terwijl het hebben van een doctoraat de kans om tot de categorie 'seksverslaving' te behoren, verhoogde. Extraversie verhoogde de kans om tot de drie categorieën van seksverslaving te behoren, terwijl consciëntieusheid de overeenkomstige kansen verlaagde. Vriendelijkheid verlaagde de kans om tot de categorie "seksverslaving" te behoren. Neuroticisme verhoogde de kans om tot de categorieën "gematigd risico op seksverslaving" en "seksverslaving" te behoren. Intellect / verbeelding was positief geassocieerd met het behoren tot de categorieën "laag risico op seksverslaving" en de categorieën "matig risico op seksverslaving". Eigenwaarde was omgekeerd evenredig met de categorieën seksverslaving. Ten slotte was narcisme positief geassocieerd met het behoren tot de drie categorieën van verslaving aan het hogere geslacht.

Tabel 5

Multinomiale logistische regressie van geslachtsverslaving (referentiecategorie: BYSAS-score van 0; OR = 1.00; n = 7,962).

 Laag risico op geslachtsverslaving
(BYSAS-score 1-6; n =		Matig risico op seksverslaving
(≥ 7 / <4 criteria vervuld; n =		Hoge sexverslaving risico-seksverslaving
(Voldoen aan 4-6-criteria; n =
Onafhankelijke variabeleOR (95% CI)OR (95% CI)OR (95% CI)
Geslacht (1 = ♂, 2 = ♀)0.272 (0.250-0.295)0.081 (0.073-0.090)0.035 (0.023-0.051)
Leeftijd0.982 (0.980-0.985)0.968 (0.965-0.972)0.956 (0.941-0.972)
Verhouding (1 = in, 2 = niet in)1.045 (0.977-1.118)1.105 (1.010-1.210)1.030 (0.738-1.437)
Onderwijs (referentie = bachelordiploma)   
     Lagere school0.752 (0.669-0.845)0.694 (0.595-0.809)1.238 (0.740-2.071)
     High School0.984 (0.906-1.069)0.964 (0.860-1.080)1.083 (0.680-1.727)
     Beroepsschool1.034 (0.942-1.136)1.066 (0.940-1.210)1.299 (0.782-2.158)
     Master diploma0.953 (0.867-1.047)0.848 (0.740-0.971)1.022 (0.554-1.884)
     Doctoraat0.777 (0.587-1.030)0.737 (0.493-1.102)3.229 (1.071-9.734)
extrovertie1.030 (1.020-1.040)1.045 (1.031-1.059)1.059 (1.010-1.111)
aangenaamheid1.008 (0.995-1.020)0.988 (0.973-1.004)0.946 (0.900-0.995)
Consciëntieusheid0.958 (0.948-0.969)0.915 (0.903-0.928)0.886 (0.844-0.930)
Neuroticisme1.010 (0.999-1.021)1.097 (1.081-1.113)1.249 (1.183-1.319)
Intellect / verbeelding1.015 (1.004-1.025)1.025 (1.010-1.039)1.002 (0.951-1.055)
Gevoel van eigenwaarde0.976 (0.968-0.984)0.928 (0.918-0.939)0.858 (0.829-0.888)
Narcisisme1.027 (1.023-1.030)1.059 (1.054-1.065)1.091 (1.072-1.111)
 

Belangrijke bevindingen vetgedrukt. OF, odds ratio; CI, betrouwbaarheidsinterval; BYSAS, Bergen-Yale Sex Verslaving Schaal.

Discussie

Hoewel problematisch seksueel gedrag is betoogd als een verslavende stoornis, bevatten eerder ontwikkelde screeningsinstrumenten die de stoornis beoordelen geen kernverslavingscriteria. Dientengevolge werd de BYSAS ontwikkeld om deze beperking te ondervangen en de psychometrische eigenschappen ervan werden onderzocht in een grote nationale steekproef. Om de geldigheid van de inhoud te waarborgen, was het constructieproces gebaseerd op componenten die theoretisch alle kerndimensies van verslaving weerspiegelen. Rigoureuze analyses hebben aangetoond dat de BYSAS goede psychometrie heeft en worden hieronder verder besproken.

Een één-factor model met een toegevoegde specifieke correlatie tussen salience (BYSAS1) en tolerantie (BYSAS2) foutmeldingen bereikten een hoge mate van geschiktheid voor de waargenomen gegevens. Volgens dit model verhoogt een toename in seksverslaving de kans op goedkeuring van elk van de belangrijkste kenmerken van verslaving, en de hoge factorlading gaf aan dat elke indicator informatie tikte over de onderliggende verslaving. Hoewel het suggereert een dominante factor, de lokale afhankelijkheid tussen opvallendheid en tolerantie verdient enige aandacht. Gezien de inhoud van deze twee items, gaat de resterende correlatie niet primair over logische consistentie, maar kan deze een specifieke motivationele overlap weerspiegelen, omdat opvallendheid zou kunnen bijdragen aan verhoogde seksuele drang. In de context van praktische schaaltoediening is de lokale afhankelijkheid minder belangrijk, omdat de som van items in essentie één dimensie weerspiegelt. De hoge mate van geschiktheid voor het één-factormodel en de uniforme hoge factorbelastingen suggereerden dat de BYSAS één enkel construct weerspiegelt. Daarom werden hypotheses 1 en 2 ondersteund door de resultaten van de gegevensanalyse. In termen van de DIF-analyses hadden mannen hoger gescoord dan vrouwen op BYSAS4 en lager op BYSAS3 overwegende dat jonge volwassenen (16-39-jaren) hoger scoorden op BYSAS3 en lager op BYSAS4 vergeleken met oudere volwassenen (40 tot 88 jaar). Op testniveau annuleerden deze effecten elkaar in het algemeen, waardoor de impact op het testniveau negeerbaar was.

Er was een significante en positieve correlatie (0.52) tussen scores op de BYSAS en de SPQ-S (Christo et al., ). Deze hoge correlatie geeft de convergente validiteit van de BYSAS aan en ondersteunt hypothese 3. De resultaten toonden ook aan dat de BYSAS en de SPQ-S vergelijkbare correlaties vertoonden met andere variabelen die in de huidige studie zijn onderzocht. Er is echter meer onderzoek nodig naar de convergente validiteit en test-hertestbetrouwbaarheid van de BYSAS. De verdeling van de scores van de BYSAS was sterk scheef naar links (dwz lage scores), wat zoals verwacht is omdat de BYSAS de symptomen van seksverslaving beoordeelde in een grote niet-geselecteerde populatie-gebaseerde steekproef. Salience / craving en tolerantie werden vaker onderschreven in de hogere ratingcategorie dan andere items, en deze items hadden de hoogste factorladingen. Dit lijkt redelijk aangezien deze minder ernstige symptomen weerspiegelen (bijv. Vraag over depressie: mensen scoren hoger op depressiviteit, dan plannen ze zelfmoord te plegen). Dit kan ook een onderscheid zijn tussen betrokkenheid en verslaving (vaak gezien in het veld van gameverslaving) - waarbij wordt beweerd dat items die op informatie over opvallendheid, hunkering, tolerantie en stemmingswijziging tikken, betrokkenheid weergeven, terwijl items die tikken op terugtrekking, terugval en conflict meer meten verslaving. Een andere verklaring zou kunnen zijn dat opvallendheid, verlangen en tolerantie relevanter en prominenter kunnen zijn bij gedragsverslavingen dan terugtrekking en terugval.

Wat de demografie betreft, komen de resultaten van de multivariate analyses overeen met bevindingen uit eerdere studies (Kafka, ; Karila et al., ; Campbell en Stein, ; Wéry et al., ; Wéry en Billieux, ) en ondersteunde hypothese 4. Een hoge score op de BYSAS was geassocieerd met mannelijk zijn en mannen scoorden hoger dan vrouwen op alle zes BYSAS-items, wat suggereert dat mannen meer risico lopen dan vrouwen bij het ontwikkelen van seksverslaving. Dit komt ook overeen met het feit dat de meerderheid van de mensen die professionele hulp zoeken voor verslavend seksueel gedrag mannen zijn (Kafka, ; Griffiths en Dhuffar, ; Campbell en Stein, ). Tot op zekere hoogte kan dit ook betekenen dat vrouwen in mindere mate naar voren komen vanwege potentieel meer sociaal stigma en innerlijke schaamte dan mannen (Gilliland et al., ; Dhuffar en Griffiths, , ). Leeftijd was omgekeerd evenredig met seksverslaving en komt overeen met empirisch bewijs dat laat zien dat op jonge leeftijd een kwetsbaarheidsfactor is voor het ontwikkelen en handhaven van verslavingen in het algemeen (Chambers et al., ). Bovendien, aangezien sommige soorten overmatige seks fysiek veeleisend kunnen zijn en het seksuele libido de neiging heeft af te nemen naarmate mensen ouder worden, is het misschien niet verrassend dat seksverslaving wordt geassocieerd met jongere leeftijd.

Het niet in een relatie zijn, werd ook geassocieerd met seksverslaving, mogelijk omdat individuele personen meer gemotiveerd zijn om te voldoen aan onvervulde seksuele behoeften dan die in een stabiele relatie (Ballester-Arnal et al., ; Sun et al., ). Een andere verklaring kan zijn dat 'seksverslaafden' moeite hebben met het aangaan en onderhouden van relaties (bijvoorbeeld kindertrauma, onveilige gehechtheid, enz. Dhuffar en Griffiths, ; Weinstein et al., ). De huidige resultaten toonden ook aan dat hoger opgeleiden (dwz gepromoveerd), vergeleken met de referentiecategorie (met een bachelordiploma), vaker een hoge BYSAS-score hadden. Gezien het feit dat onderwijs verband houdt met een hoge sociale status, kan het zijn dat dergelijke personen toegang krijgen tot meer seksuele kansen, vooral bij mannen (Buss, ). We onderzochten echter de interactie-effecten (Geslacht x PhD), die niet significant bleken te zijn (Gender x Bachelor als contrast, resultaten niet getoond). Toch moeten toekomstige studies Gender-onderwijsinteracties met betrekking tot seksverslaving onderzoeken.

Scores op de BYSAS hadden positieve associaties met neuroticisme, extraversie en intellect / verbeeldingskracht, en negatieve associaties met vriendelijkheid en consciëntieusheid. Over het algemeen waren de resultaten van de multivariate analyses zoals verwacht en ondersteunen ze de discriminerende validiteit van BYSAS (hypothese 5). De positieve relatie met extraversie kan een weerspiegeling zijn van de neiging van extraverte mensen om gestimuleerd te worden in het gezelschap van anderen, en hun bezorgdheid over individuele expressie en het vergroten van persoonlijke aantrekkelijkheid (Costa en Widiger, ). Hun sociale aard kan ook het potentieel van meer seksuele kansen vergroten (bijv. Socialiseren op feestjes, recreatieve evenementen, enz.). De positieve relatie met neuroticisme bevestigt ook bevindingen uit eerdere onderzoeken (Pinto et al., ; Rettenberger et al., ; Walton et al., ), en is congruent met de veronderstelling dat seks een anxiolytisch effect heeft (Coleman, ), en dat seksuele activiteiten kunnen functioneren als een ontsnapping aan dysfore gevoelens (O'Brien en DeLongis, ; Dhuffar et al., ; Wéry et al., ). Intellect / imagination had ook een positieve relatie met verslavend seksueel gedrag. Dit kan een weerspiegeling zijn van het feit dat mensen die hoog scoren op deze eigenschap de neiging hebben zelfverwezenlijking na te streven door intense, ongewone en / of euforische ervaringen te zoeken, zoals specifiek seksegedrag - en hun vasthouden aan een liberaal geloofssysteem (Costa en Widiger, ). Consciëntieusheid en vriendelijkheid waren omgekeerd evenredig met seksverslaving, wat kan worden verklaard door het feit dat deze eigenschappen kenmerken weerspiegelen zoals zelfbeheersing en het vermogen om verleidingen te weerstaan, en andere belangen boven de eigen te stellen, en gevoelig en goedaardig te zijn. Alles bij elkaar ondersteunen de huidige bevindingen het idee dat aanvaardbaarheid en consciëntieusheid (in het algemeen) beschermen tegen verslavingen, terwijl extraversie en neuroticisme (Few et al., ) vergemakkelijken ze-bevindingen die elders zijn gemeld (bijv. Hill et al., ; Kotov et al., ; Maclaren et al., ; Andreassen et al., ; Walton et al., ).

De huidige studie vond seksverslaving ook positief geassocieerd met narcisme en negatief geassocieerd met zelfrespect, en ondersteunde zowel hypothese 6 als eerdere studies (Kafka, ; Kor et al., ; Kasper et al., ; Doornwaard et al., ). Deze bevindingen geven aan dat seksueel gedrag een manier kan zijn om een ​​laag zelfbeeld tegen te gaan en een hoger zelfrespect te bevorderen (bijv. Geassocieerde effecten van seksueel actief zijn, met inbegrip van gevoelens van populariteit, complimenten ontvangen, gevoelens van almacht wanneer je seks hebt, gegeven worden). aandacht tijdens seks enz.), ontsnappend van gevoelens van een laag zelfbeeld, of dat verslavende seks het zelfrespect vermindert. Narcistische tendensen en seksverslaving zijn in eerdere onderzoeken consistent samengevallen (Black et al., ; Raymond et al., ; Kafka ; MacLaren en Best, ; Kasper et al., ), en zou kunnen weerspiegelen dat seksueel gedrag een uiting is van narcistische trekken (bijv. verlangen naar aandacht, bewondering en macht, uitbuiting en gevoel van recht, enz.). Een andere mogelijkheid is dat overmatig seksueel gedrag narcistische eigenschappen bevordert bij mensen met een hoog aantal seksuele partners.

Beperkingen en sterke punten van de huidige studie

De huidige studie wordt beperkt door alle algemene tekortkomingen van zelfrapportagegegevens en zelfselecterende steekproefmethodologie (bijv. Zelf-selectiebias, onbekend responspercentage en gebrek aan informatie over non-respondenten). Omdat de scores op de BYSAS een rechtse verdeling vertoonden, was er een risico dat de vloereffecten de resultaten beïnvloeden (bijvoorbeeld de relaties tussen constructies verlagen). Het volledige bereik van scores op alle variabelen werd echter in de gegevens gepresenteerd, wat de geldigheid van de geschatte relatie tussen de onderzochte constructen versterkt. Er moet ook worden opgemerkt dat ongeveer een kwart van de variantie in de multinomiale regressieanalyse werd verklaard door de onafhankelijke variabelen. De creatie van vier categorieën niveaus van seksverslaving gemaakt in de huidige studie moet als voorlopig worden beschouwd omdat er geen goed gedefinieerde grenzen of overeengekomen diagnostische criteria bestaan. Dit heeft ons er ook van weerhouden om gebruik te maken van kromme-analyse van receiver-bedieningskenmerken, waar cut-offs kunnen worden geëvalueerd in termen van gevoeligheid en specificiteit ten opzichte van een "gouden standaard". Het ontwerp van de dwarsdoorsnede-studie kan de resultaten beïnvloed hebben door factoren zoals de algemene methode bias, waardoor opgeblazen relaties ontstaan ​​tussen de variabelen die in dit onderzoek zijn onderzocht (Podsakoff et al., ). Bovendien kunnen, vanwege de grote steekproefomvang die de analyses van stroom voorziet, verschillende kleine correlaties significant zijn gebleken. Hoewel enkele van de significante bevindingen triviale relaties kunnen weerspiegelen vanwege de grote steekproefomvang, waren sommige effectgroottes in de correlatieanalyse matig tot groot, wat duidt op een aantal substantiële en zinvolle relaties tussen onderzoeksvariabelen (Cohen, ).

Hoewel de voltooiing van de enquête anoniem was, kan melding van problematisch seksueel gedrag in verband worden gebracht met schaamte en taboe (Dhuffar en Griffiths, ), en mogelijk hebben geleid tot sociaal wenselijke antwoorden. Ook kan het vrijwillig reageren op een online krantenartikel over buitensporig gedrag mogelijk specifieke soorten individuen hebben aangetrokken (bijv. Degenen die overmatig internetten, jongere individuen). Het aantrekken van dergelijke personen kan echter aantoonbaar ook een voordeel zijn geweest, omdat het hebben van personen in de steekproef met verslavingsproblemen de validiteit van de schaal voor gebruik in klinische contexten kan hebben versterkt. Verdere studies die de eigenschappen van de BYSAS psychometrisch testen, zijn nodig, vooral in termen van test-hertestbetrouwbaarheid en zijn culturele aanpassingsvermogen en generaliseerbaarheid.

De selectie van maatregelen kan ook de huidige studie hebben beperkt, omdat andere psychometrisch geldige schalen die problematische seks beoordelen, niet werden gebruikt in vergelijking met de BYSAS. Bijvoorbeeld, de Hypersexual Disorder Questionnaire (HDQ; Reid et al., ) is een uitgebreide beoordelingsmaatregel met inbegrip van de voorgestelde diagnostische criteria voor hyperseksuele stoornis (Kafka, ). Echter, de voorgestelde DSM-5 criteria komen niet volledig overeen met kernverslavingselementen zoals tolerantie, terugtrekking en stemmingswijziging. Daarom werd het passender geacht om de BYSAS te vergelijken met een schaal die is ontwikkeld met behulp van de verslavingsleer en criteria.

De extreem grote steekproefomvang in dit onderzoek is een van de belangrijkste sterke punten om een ​​hoog statistisch vermogen te bieden in relatie tot alle uitgevoerde analyses. De bevindingen complementeren veel van de eerdere kleinschalige en populatie-specifieke studies in het veld. Een ander sterk punt van de huidige studie is de opname van specifieke en kernverslavingcriteria in het schaalconstructie- en ontwikkelingsproces en het gebruik van relevante constructies en gevalideerde instrumenten in het validatieproces. De BYSAS houdt ook rekening met het concept van craving (willen / verlangen toestand), die nu is toegevoegd in de DSM-5 (American Psychiatric Association, ) als een verslavingssymptoom. Daarnaast is de BYSAS meer een generiek seksverslaving-screeningsinstrument, omdat het zich niet richt op specifieke demografische groepen (bijv. Mannelijk, homo) of medium (bijvoorbeeld online seks). De BYSAS kan bijgevolg worden gebruikt om zowel online als offline seksuele activiteit te beoordelen en is aantoonbaar meer geschikt om eigentijds seksueel gedrag te beoordelen. Een andere belangrijke sterkte was dat het onderzoek nationaal werd geadverteerd in plaats van lokaal (in de nationale pers). De nationale pers in Noorwegen staat bekend om zijn brede demografische publiek in vergelijking met de lokale pers. Daarom is het monster waarschijnlijk representatiever voor de Noorse bevolking en is het aantoonbaar meer representatief dan andere onderzoeken met behulp van zelfgekozen monsters. Dit is ook een van de weinige studies op dit gebied die zich richt op de algemene bevolking en ook een groot deel van de vrouwen omvat. Bovendien maakt de beknoptheid van deze nieuwe schaal het geschikt om te worden opgenomen in onderzoeken met beperkte ruimte.

Conclusies

In de huidige studie is een nieuwe schaal ontwikkeld voor het beoordelen van verslavend seksegedrag, de BYSAS. De betrouwbaarheid en de BYSAS zijn vastgesteld met een nationale steekproef van 23,533 Noorse volwassenen. De veronderstelde één-factor structuur werd bevestigd door EFA en CFA, en de interne consistentie was hoog. Door items op te nemen die alle symptomen van de kernverslaving omvatten, was de inhoudsvaliditeit gegarandeerd. De BYSAS werd gevalideerd tegen een andere maatregel voor seksverslaving, evenals maatregelen voor demografie, persoonlijkheid en zelfrespect; en een voorlopige cut-off score wordt voorgesteld. Over het algemeen is de BYSAS een psychometrisch verantwoord en valide instrument om seksverslaving te meten, die door onderzoekers en behandelaars vrijelijk kan worden gebruikt in epidemiologische onderzoeken en behandelingsomgevingen.

Bijdragen van de auteur

CA: heeft bijgedragen aan de conceptie en het ontwerp van het werk, de verwerving, analyse en interpretatie van gegevens; TT: bijgedragen aan de analyse; SP, MG, TT en RS: hebben bijgedragen aan de interpretatie van gegevens voor het werk; CA: het werk opgesteld; Alle auteurs hebben het werk kritisch herzien in termen van belangrijke intellectuele inhoud; Alle auteurs hebben de definitieve versie goedgekeurd en zijn verantwoordelijk voor alle aspecten van het werk in termen van ervoor te zorgen dat vragen met betrekking tot de nauwkeurigheid of integriteit van elk onderdeel van het werk naar behoren werden onderzocht en opgelost.

Belangenconflict verklaring

De auteurs verklaren dat het onderzoek is uitgevoerd in afwezigheid van commerciële of financiële relaties die kunnen worden beschouwd als een potentieel belangenconflict.

Appendix A

Bergen-yale-schaal voor geslachtsverslaving

Hieronder staan ​​enkele vragen over je relatie met seks / masturbatie. (NB: op geslacht betekent hier verschillende seksuele fantasieën, driften en gedragingen zoals masturbatie, pornografie, seksuele activiteiten met toestemmende volwassenen, cyberseks, telefonische seks, stripclubs en dergelijke). Kies het antwoordalternatief voor elke vraag die u het beste beschrijft.

 Hoe vaak u het afgelopen jaar bent geweest...Zeer zeldenZeldenSomsVaakHeel vaak
1.Heeft u veel tijd besteed aan het denken over seks / masturbatie of geplande seks?❑❑❑❑❑
2.Voelde je een drang om steeds meer te masturberen / seks hebben?❑❑❑❑❑
3.Gebruikt seks / masturbatie om persoonlijke problemen te vergeten / te ontsnappen?❑❑❑❑❑
4.Probeerde ik seks / masturbatie zonder succes te verminderen?❑❑❑❑❑
5.Word je onrustig of verontrust als je verboden was voor seks / masturbatie?❑❑❑❑❑
6.Had je zoveel seks dat het een negatieve invloed had op je privérelaties, economie, gezondheid en / of baan / studies?❑❑❑❑❑
 

Alle items worden gescoord volgens de volgende schaal: 0 = Zeer zelden, 1 = Zelden, 2 = Soms, 3 = Vaak, 4 = Heel vaak

Bijlage B

Kortere PROMIS vragenlijst-sex-subschaal

Hieronder volgen enkele vragen over uw relatie tot seks. Kies het antwoordalternatief voor elke vraag die u het beste beschrijfta

Antwoorden moeten worden gegeven voor gebruik in het leven in plaats van alleen recent gebruik, dat wil zeggen, heb je ooit ...Helemaal niet zoals ik    De meesten houden van mij
  012345
1.Ik vind het moeilijk om een ​​gelegenheid voor casual of ongeoorloofde seks over te laten❑❑❑❑❑❑
2.Anderen hebben herhaaldelijk ernstige bezorgdheid geuit over mijn seksuele gedrag❑❑❑❑❑❑
3.Ik ben trots op de snelheid waarmee ik seks met iemand kan krijgen en vind dat seks met een compleet onbekende stimulerend werkt❑❑❑❑❑❑
4.Ik zou een gelegenheid nemen om seks te hebben, hoewel ik het net met iemand anders had gehad❑❑❑❑❑❑
5.Ik vind dat een seksuele verovering ertoe leidt dat ik de interesse in die partner verlies en ertoe leidt dat ik op zoek ga naar een andere partner❑❑❑❑❑❑
6.Ik heb de neiging om ervoor te zorgen dat ik seks heb van één of andere soort in plaats van te wachten tot mijn vaste partner weer beschikbaar is na een ziekte of afwezigheid❑❑❑❑❑❑
7.Ik heb herhaalde zaken gehad, ook al had ik een vaste relatie❑❑❑❑❑❑
8.Ik heb op hetzelfde moment drie of meer normale seksuele partners gehad❑❑❑❑❑❑
9.Ik heb vrijwillige seks gehad met iemand die ik niet leuk vind❑❑❑❑❑❑
10.Ik heb de neiging om van partner te veranderen als seks repetitief wordt❑❑❑❑❑❑
 

Bron: Van Hoe Verslavend Gedrag Te Identificeren door R. Lefever, 1988, Londen, VK: PROMIS Publishing. [Dit is de bronverwijzing voor de PROMIS-vragenlijst, waaruit de items voor de geslachtsubschaal zijn genomen.]. Copyright door PROMIS Clinics. Herdrukt met vriendelijke toestemming van R. Lefever (persoonlijke communicatie, maart 14, 2017).

aInstructieformulering gebruikt in de huidige studie, en niet van de SPQ.

voetnoten

1De set criteria (Preoccupied, Ashamed, Treatment, Hurt others, Out of control, Sad) is gebaseerd op het acroniem PATHOS, dat de Grieken gebruikten voor 'lijden'.

Referenties

  • American Psychiatric Association APA (2013). Diagnostisch en statistisch handboek voor psychische stoornissen, 5th Edn. Washington, DC: American Psychiatric Association.
  • Ames DR, Rose P., Anderson CP (2006). De NPI-16 als een kleine maatstaf voor narcisme. J. Res. Pers. 40, 440-450. 10.1016 / j.jrp.2005.03.002 [Kruis Ref]
  • Andreassen CS, Billieux J., Griffiths MD, Kuss DJ, Demetrovics Z., Mazzoni E., et al. (2016). De relatie tussen verslavend gebruik van sociale media en videogames en symptomen van psychiatrische stoornissen: een grootschalige cross-sectionele studie. Psychol. Addict. Behav. 30, 252-262. 10.1037 / adb0000160 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Andreassen CS, Griffiths MD, Gjertsen SR, Krossbakken E., Kvam S., Pallesen S. (2013). De relatie tussen gedragsverslavingen en het vijffactorenmodel van persoonlijkheid. J. Behav. Addict. 2, 90-99. 10.1556 / JBA.2.2013.003 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Andreassen CS, Griffiths MD, Hetland J., Pallesen S. (2012a). Ontwikkeling van een werkverslavingsschaal. Scand. J. Psychol. 53, 265-272. 10.1111 / j.1467-9450.2012.00947.x [PubMed] [Kruis Ref]
  • Andreassen CS, Griffiths MD, Pallesen S., Bilder RM, Torsheim T., Aboujaoude E. (2015). De winkelverslaving schaal in Bergen: betrouwbaarheid en validiteit van een korte screeningstest. Voorkant. Psychol. 6: 1374. 10.3389 / fpsyg.2015.01374 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Andreassen CS, Torsheim T., Brunborg GS, Pallesen S. (2012b). Ontwikkeling van een Facebook-verslavingsschaal. Psychol. Rep. 110, 501-517. 10.2466 / 02.09.18.PR0.110.2.501-517 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Ballester-Arnal R., Castro-Calvo J., Gil-Llario MD, Giménez-García C. (2014). Relatiestatus als een invloed op cyberseksactiviteit: cybersex, jeugd en vaste partner. J. Sex Marital Ther. 40, 444-456. 10.1080 / 0092623X.2013.772549 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Black DW, Kehrberg LL, Flumerfelt DL, Schlosser SS (1997). Kenmerken van 36-proefpersonen die compulsief seksueel gedrag melden. Am. J. Psychiatry 154, 243-249. 10.1176 / ajp.154.2.243 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Bond T., Fox CM (2015). Het Rasch-model toepassen: fundamentele metingen in de menswetenschappen, 3rd Edn. New York, NY: Routledge.
  • Bruin RIF (1993). Enkele bijdragen van de studie van gokken aan de studie van andere verslavingen, in Gambling Behavior en Problem Gambling, redactie Eadington WR, Cornelius J., editors. (Reno, NV: University of Nevada Press;), 341-372.
  • Buss DM (1998). Seksuele strategietheorie: historische oorsprong en huidige status. J. Sex Res. 35, 19-31. 10.1080 / 00224499809551914 [Kruis Ref]
  • Campbell MM, Stein DJ (2015). Hyperseksuele stoornis, in Behavioral Verslavingen: DSM-5® en Beyond, ed Petry NM, redacteur. (New York, NY: Oxford University Press;), 101-123.
  • Carnes PJ (1989). In tegenstelling tot Love: Helping the Sexual Addict. Center City, MN: Hazelden.
  • Carnes PJ (1991). Noem het geen liefde: herstel van seksuele verslaving. New York, NY: Bantam Books.
  • Carnes PJ, Green BA, Carnes S. (2010). Hetzelfde maar toch anders: de Seksuele Verslaving Screening Test (SAST) opnieuw richten om oriëntatie en geslacht weer te geven. Seks. Addict. Compulsiviteit 17, 7-30. 10.1080 / 10720161003604087 [Kruis Ref]
  • Carnes PJ, Green BA, Merlo LJ, Polles A., Carnes S., Gold MS (2012). PATHOS: een korte screeningsaanvraag voor het beoordelen van seksuele verslaving. J. Addict. Med. 6, 29-34. 10.1097 / ADM.0b013e3182251a28 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Carvalho J., Stulhofer A., ​​Štulhofer AL, Jurin T. (2015). Hyperseksualiteit en hoog seksueel verlangen: de structuur van problematische seksualiteit verkennen. J. Sex. Med. 12, 1356-1367. 10.1111 / jsm.12865 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Carnes P., Weiss R. (2002). De screeningstest voor seksuele verslaving voor homoseksuele mannen. Wickenburg, AZ: ongepubliceerde maatregelen.
  • Chalmers RP (2012). mirt: een multidimensionaal itemrespons theoriepakket voor de R-omgeving. J. Stat. Softw. 48, 1-29. 10.18637 / jss.v048.i06 [Kruis Ref]
  • Chalmers RP, Counsell A., Flora DB (2015). Het is misschien geen groot DIF: verbeterde statistieken voor differentiaaltestfunctionaliteit die rekening houden met variabiliteit van steekproeven. Educ. Psychol. Meas. 76, 114-140. 10.1177 / 0013164415584576 [Kruis Ref]
  • Chambers RA, Taylor JR, Potenza MN (2003). Ontwikkelingsneuscircuit van motivatie in de adolescentie: een kritieke periode van kwetsbaarheid voor verslaving. Am. J. Psychiatry 160, 1041-1052. 10.1176 / appi.ajp.160.6.1041 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Christo G., Jones S., Haylett S., Stephenson G., Lefever RM, Lefever R. (2003). De kortere PROMIS-vragenlijst: verdere validatie van een hulpmiddel voor het gelijktijdig beoordelen van meerdere verslavende gedragingen. Addict. Behav. 28, 225-248. 10.1016 / S0306-4603 (01) 00231-3 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Cohen J. (1988). Statistical Power Analysis for the Behavioral Sciences, 2nd Edn. Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum Associates.
  • Coleman E. (1992). Lijdt uw patiënt aan compulsief seksueel gedrag? Psychiatr. Ann. 22, 320-325. 10.3928 / 0048-5713-19920601-09 [Kruis Ref]
  • Coleman E., Miner M., Ohlerking F., Raymond N. (2001). Dwangmatig seksueel gedrag inventariseren: een vooronderzoek naar betrouwbaarheid en validiteit. J. Sex Marital Ther. 27, 325-332. 10.1080 / 009262301317081070 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Cooper AL, Delmonico DL, Griffin-Shelley E., Mathy RM (2004). Online seksuele activiteit: een onderzoek van potentieel problematisch gedrag. Seks. Addict. Compulsiviteit 11, 129-143. 10.1080 / 10720160490882642 [Kruis Ref]
  • Cooper A., ​​Scherer CR, Boies SC, Gordon BL (1999). Seksualiteit op internet: van seksuele verkenning tot pathologische expressie. Prof. Psychol. Res. Pr. 30, 154-164. 10.1037 / 0735-7028.30.2.154 [Kruis Ref]
  • Costa PT, McCrae RR (1992). NEO-PI-R Professional Manual. Odessa, FI: bronnen voor psychologische beoordeling.
  • Costa PT, Widiger TA (2002). Inleiding: persoonlijkheidsstoornissen en het vijf-factorenmodel van persoonlijkheid, in persoonlijkheidsstoornissen en het vijf-factorenmodel van persoonlijkheid, 2nd Edn, ed Costa PT, Widiger TA, redacteuren. (Washington, DC: American Psychological Association;), 3-14.
  • Delmonico DL, Griffin EJ (2008). Cybersex en de E-teen: wat huwelijks- en familietherapeuten moeten weten. J. Marital Fam. Ther. 34, 431-444. 10.1111 / j.1752-0606.2008.00086.x [PubMed] [Kruis Ref]
  • Dhuffar MK, Griffiths MD (2014). De rol van schaamte en de gevolgen ervan in vrouwelijk hyperseksueel gedrag begrijpen: een pilootstudie. J. Behav. Addict. 3, 231-237. 10.1556 / JBA.3.2014.4.4 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Dhuffar MK, Griffiths MD (2015). Begrijpen van conceptualisaties van vrouwelijke seksverslaving en -herstel met behulp van interpretatieve fenomenologische analyse. Psychol. Res. 5, 585-603. 10.17265 / 2159-5542 / 2015.10.001 [Kruis Ref]
  • Dhuffar MK, Pontes HM, Griffiths MD (2015). De rol van negatieve gemoedstoestanden en de gevolgen van hyperseksueel gedrag bij het voorspellen van hyperseksualiteit onder universitaire studenten. J. Behav. Addict. 4, 181-188. 10.1556 / 2006.4.2015.030 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Donnellan MB, Oswald FL, Baird BM, Lucas RE (2006). De Mini-IPIP-schalen: kleine maar effectieve maatstaven voor de vijf belangrijkste persoonlijkheidsfactoren. Psychol. Beoordelen. 18, 192-203. 10.1037 / 1040-3590.18.2.192 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Doornwaard SM, van den Eijnden RJ, Baams L., Vanwesenbeeck I., ter Bogt TF (2016). Een lager psychologisch welbevinden en overmatig seksueel belang voorspellen symptomen van dwangmatig gebruik van seksueel expliciet internetmateriaal bij adolescente jongens. J. Youth Adolesc. 45, 73-84. 10.1007 / s10964-015-0326-9 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Elmquist J., Shorey RC, Anderson S., Stuart BL (2016). Zijn borderline persoonlijkheidsymptomen geassocieerd met dwangmatig seksueel gedrag bij vrouwen in de behandeling van stoornissen in het gebruik van middelen? Een verkennend onderzoek. J. Clin. Psychol. 72, 1077-1087. 10.1002 / jclp.22310 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Weinig LR, Grant JD, Trull TJ, Statham DJ, Martin NG, Lynskey MT, et al. . (2014). Genetische variatie in persoonlijkheidskenmerken verklaart de genetische overlap tussen borderlinepersoonlijkheidskenmerken en stoornissen in het gebruik van middelen. Verslaving 109, 2118-2127. 10.1111 / add.12690 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Gilliland R., South M., Carpenter BN, Hardy SA (2011). De rol van schaamte en schuldgevoelens bij hyperseksueel gedrag. Seks. Addict. Compulsiviteit 18, 12-29. 10.1080 / 10720162.2011.551182 [Kruis Ref]
  • Goodman A. (1998). Seksuele verslaving: een integratieve aanpak. Madison, CT: International Universities Press.
  • Goodman A. (2008). Neurobiologie van verslaving. Een integrale beoordeling. Biochem. Pharmacol. 75, 266-322. 10.1016 / j.bcp.2007.07.030 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Grant JE, Atmaca M., Fineberg NA, Fontenelle LF, Matsunaga H., Janardhan Reddy YC, et al. . (2014). Impulscontrolestoornissen en "gedragsverslavingen" in de ICD-11. Wereldpsychiatrie 13, 125-127. 10.1002 / wps.20115 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Greer T., Dunlap WP, Hunter ST, Berman ME (2006). Scheve en interne consistentie. J. Appl. Psychol. 91, 1351-1358. 10.1037 / 0021-9010.91.6.1351 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Griffiths MD (2005). Een componentenmodel van verslaving binnen een biopsychologisch kader. J. Subst. Gebruik 10, 191-197. 10.1080 / 14659890500114359 [Kruis Ref]
  • Griffiths MD (2012). Internet-seksverslaving: een overzicht van empirisch onderzoek. Addict. Res. Theorie 20, 111-124. 10.3109 / 16066359.2011.588351 [Kruis Ref]
  • Griffiths MD, Dhuffar MK (2014). Behandeling van seksuele verslaving binnen de British National Health Service. Int. J. Ment. Gezondheid Addict. 12, 561-571. 10.1007 / s11469-014-9485-2 [Kruis Ref]
  • Hamann S., Herman RA, Nolan CL, Wallen K. (2004). Mannen en vrouwen verschillen in de reactie van amygdala op visuele seksuele stimuli. Nat. Neurosci. 7, 411-416. 10.1038 / nn1208 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Haylett SA, Stephenson GM, Lefever RM (2004). Covariation in verslavend gedrag: een studie van verslavende oriëntaties met behulp van de kortere PROMIS-vragenlijst. Addict. Behav. 29, 61-71. 10.1016 / S0306-4603 (03) 00083-2 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Hill SY, Shen S., Lowers L., Locke J. (2000). Factoren die het begin van alcoholgebruik door adolescenten voorspellen in families met een hoog risico op het ontwikkelen van alcoholisme. Biol. Psychiatrie 48, 265-275. 10.1016 / S0006-3223 (00) 00841-6 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Holstege G., Georiadis JR, Paans AM, Meiners LC, van der Graaf FHC, Reinders AA (2003). Hersenenactivering tijdens menselijke mannelijke ejaculatie. J. Neurosci. 23, 9185-9193. [PubMed]
  • Haak JN, haak JP, Davis DE, Worthington EL, Jr., Penberthy JK (2010). Het meten van seksuele verslaving en compulsiviteit: een kritische beoordeling van instrumenten. J. Sex Marital Ther. 36, 227-260. 10.1080 / 00926231003719673 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Hu L., Bentler P. (1999). Cutoff-criteria voor fit-indexen in covariantie-structuuranalyse: conventionele criteria versus nieuwe alternatieven. Struct. Equ. Model. 6, 1-55. 10.1080 / 10705519909540118 [Kruis Ref]
  • Huang C., Dong N. (2012). Factorstructuur van de schaal voor zelfwaardering van Rosenberg: een meta-analyse van patroonmatrices. EUR. J. Psychol. Beoordelen. 28, 132-138. 10.1027 / 1015-5759 / a000101 [Kruis Ref]
  • Jennrich RI, Bentler PM (2011). Verkennende bi-factor analyse. Psychometrika 76, 537-549. 10.1007 / s11336-011-9218-4 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Kafka MP (2010). Hyperseksuele stoornis: een voorgestelde diagnose voor DSM-V. Boog. Seks. Behav. 39, 377-400. 10.1007 / s10508-009-9574-7 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Kafka MP (2013). De ontwikkeling en evolutie van de criteria voor een nieuw voorgestelde diagnose voor DSM-5: hyperseksuele stoornis. Seks. Addict. Compulsiviteit 20, 19-26. 10.1080 / 10720162.2013.768127 [Kruis Ref]
  • Kalichman SC, Rompa D. (1995). Seksuele sensatiezoekende en seksuele compulsiviteitsschalen: betrouwbaarheid, validiteit en voorspelling van hiv-risicogedrag. J. Pers. Beoordelen. 65, 586-601. 10.1207 / s15327752jpa6503_16 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Karila L., Wéry A., Weinstein A., Cottencin O., Petit A., Reynaud M., et al. . (2014). Seksuele verslaving of hyperseksuele stoornis: verschillende termen voor hetzelfde probleem? Een overzicht van de literatuur. Curr. Pharm. Ontwerp 20, 4012-4020. 10.2174 / 13816128113199990619 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Kasper TE, Short MB, Milam AC (2015). Narcisme en internetpornografie gebruiken. J. Sex Marital Ther. 41, 481-486. 10.1080 / 0092623X.2014.931313 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Kingston DA (2015). Debatteren over de conceptualisering van seks als een verslavende stoornis. Curr. Addict. Rep. 2, 195-201. 10.1007 / s40429-015-0059-6 [Kruis Ref]
  • Klein V., Rettenberger M., Briken P. (2014). Zelfgerapporteerde indicatoren van hyperseksualiteit en de bijbehorende correlaten in een online vrouwensample. J. Sex. Med. 11, 1974-1981. 10.1111 / jsm.12602 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Konrath S., Meier BP, Bushman BJ (2014). Ontwikkeling en validatie van de Single Item Narcissism Scale (SINS). PLoS ONE 9: e103469. 10.1371 / journal.pone.0103469 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Kor A., ​​Fogel Y., Reid RC, Potenza MN (2013). Moet hyperseksuele stoornis worden geclassificeerd als een verslaving? Seks. Addict. Compulsiviteit 20, 27-47. 10.1080 / 10720162.2013.768132 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Kor A., ​​Zilcha-Mano S., Fogel YA, Mikulincer M., Reid RC, Potenza MN (2014). Psychometrische ontwikkeling van de problematische schaal voor het gebruik van pornografie. Addict. Behav. 39, 861-868. 10.1016 / j.addbeh.2014.01.027 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Koronczai B., Urbán R., Kökönyei G., Paksi B., Papp K., Kun B., et al. . (2011). Bevestiging van het driefactorenmodel van problematisch internetgebruik bij off-line adolescente en volwassen monsters. Cyberpsychol. Behav. Soc. Netw. 14, 657-664. 10.1089 / cyber.2010.0345 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Kotov R., Gamez W., Schmidt F., Watson D. (2010). Het verbinden van 'grote' persoonlijkheidskenmerken aan angststoornissen, depressies en verslavingen: een meta-analyse. Psychol. Bull. 136, 768-821. 10.1037 / a0020327 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Kraus S., Voon V., Potenza MN (2016). Moet dwangmatig seksueel gedrag als een verslaving worden beschouwd? Verslaving 111, 2097-2106. 10.1111 / add.13297 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Laier C., Pawlikowski M., Pekal J., Schulte FP, merk M. (2013). Cyberseksverslaving: ervaringen seksuele opwinding bij het kijken naar pornografie en geen echte seksuele contacten maakt het verschil. J. Behav. Addict. 2, 100-107. 10.1556 / JBA.2.2013.002 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Lefever R. (1988). Verslavend gedrag identificeren. Londen, VK: PROMIS Publishing.
  • Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. (2009). Ontwikkeling en validatie van een schaal voor gameverslaving voor adolescenten. Media Psychol. 12, 77-95. 10.1080 / 15213260802669458 [Kruis Ref]
  • Linacre JM (2002). Wat betekent infit en outfit, mean-square en standardized? Rasch Meas. Trans. 16, 878 Online beschikbaar op: https://www.rasch.org/rmt/rmt162f.htm
  • MacLaren VV, Best LA (2010). Meervoudig verslavend gedrag bij jonge volwassenen: studentnormen voor de kortere PROMIS-vragenlijst. Addict. Behav. 35, 352-355. 10.1016 / j.addbeh.2009.09.023 [PubMed] [Kruis Ref]
  • MacLaren VV, Best LA (2013). Onaangenaam narcisme bemiddelt effect van BAS op verslavend gedrag. Pers. Indivi. Dif. 55, 101-155. 10.1016 / j.paid.2013.02.004 [Kruis Ref]
  • Maclaren VV, Fugelsang JA, Harrigan KA, Dixon MJ (2011). De persoonlijkheid van pathologische gokkers: een meta-analyse. Clin. Psychol. Rev. 31, 1057-1067. 10.1016 / j.cpr.2011.02.002 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Masters GN (1982). Een Rasch-model voor gedeeltelijke creditscoring. Psychometrika 47, 149-174. 10.1007 / BF02296272 [Kruis Ref]
  • Meade AW (2010). Een taxonomie van effectgroottematen voor het differentieel functioneren van items en schalen. J. Appl. Psychol. 95, 728-743. 10.1037 / a0018966 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Miller JD, Campbell WK (2008). Vergelijken van klinische en sociale persoonlijkheidsconceptualisaties van narcisme. J. Pers. 76, 449-476. 10.1111 / j.1467-6494.2008.00492.x [PubMed] [Kruis Ref]
  • Nunnally JC, Bernstein IH (1994). Psychometrische theorie, 3rd Edn. New York, NY: McGraw-Hill.
  • O'Brien TB, DeLongis A. (1996). De interactionele context van probleem-, emotie- en relatiegerichte coping: de rol van de grote vijf persoonlijkheidsfactoren. J. Pers. 64, 775-813. 10.1111 / j.1467-6494.1996.tb00944.x [PubMed] [Kruis Ref]
  • O'Hara S., Carnes P. (2000). De screeningstest voor seksuele verslaving van vrouwen. Wickenburg, AZ: niet-gepubliceerde maatregel.
  • Pallanti S., Bernardi S., Quercioli L. (2006). De kortere PROMIS-vragenlijst en de schaal voor internetverslaving bij de beoordeling van meerdere verslavingen in een middelbare schoolpopulatie: prevalentie en gerelateerde handicap. CNS Spectr. 11, 966-974. 10.1017 / S1092852900015157 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Pawlikowski M., Altstötter-Gleich C., Brand M. (2013). Validatie en psychometrische eigenschappen van een korte versie van Young's internetverslavingstest. Comp. Brommen. Gedrag. 29, 1212-1223. 10.1016 / j.chb.2012.10.014 [Kruis Ref]
  • Petry NM (2015). Inleiding tot gedragsverslavingen, in Behavioral Addictions: DSM-5® en Beyond, ed Petry NM, editor. (New York, NY: Oxford University Press;), 1-5.
  • Pinto J., Carvalho J., Nobre PJ (2013). De relatie tussen de persoonlijkheidstrekken van FFM, staatspsychopathologie en seksuele compulsiviteit in een steekproef van mannelijke universiteitsstudenten. J. Sex. Med. 10, 1773-1782. 10.1111 / jsm.12185 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Piquet-Pessôa M., Ferreira GM, Melca IA, Fontenelle LF (2014). DSM-5 en de beslissing om seks, winkelen of stelen niet als verslavingen op te nemen. Curr. Addict. Rep. 1, 172-176. 10.1007 / s40429-014-0027-6 [Kruis Ref]
  • Podsakoff PM, MacKenzie SB, Lee JY, Podsakoff NP (2003). Veelvoorkomende methodenvooroordelen bij gedragsonderzoek: een kritische beoordeling van de literatuur en aanbevolen oplossingen. J. Appl. Psychol. 88, 879-903. 10.1037 / 0021-9010.88.5.879 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Raskin R., Terry H. (1988). Een principale componentenanalyse van de Narcistische Persoonlijkheidsinventaris en verder bewijs van de constructvaliditeit. J. Pers. Soc. Psychol. 54, 890-902. 10.1037 / 0022-3514.54.5.890 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Raymond NC, Coleman E., Miner MH (2003). Psychiatrische comorbiditeit en dwangmatige / impulsieve eigenschappen in dwangmatig seksueel gedrag. Compr. Psychiatrie 44, 370-380. 10.1016 / S0010-440X (03) 00110-X [PubMed] [Kruis Ref]
  • Reid RC (2016). Aanvullende uitdagingen en problemen bij het definiëren van compulsief seksueel gedrag als een verslaving. Verslaving 111, 2111-2113. 10.1111 / add.13370 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Reid RC, Carpenter BN, Hook JN, Garos S., Manning JC, Gilliland R., et al. . (2012). Verslag van bevindingen in een DSM-5 veldproef voor hyperseksuele stoornis. J. Sex. Med. 9, 2868-2877. 10.1111 / j.1743-6109.2012.02936.x [PubMed] [Kruis Ref]
  • Reid RC, Garos S., Carpenter BN, Coleman E. (2011). Een verrassende bevinding met betrekking tot executieve controle bij een patiëntenmonster van hyperseksuele mannen. J. Sex. Med. 8, 2227-2236. 10.1111 / j.1743-6109.2011.02314.x [PubMed] [Kruis Ref]
  • Reise SP, Morizot J., Hays RD (2007). De rol van het bifactor-model bij het oplossen van dimensionaliteitsproblemen in gezondheidsuitkomsten. Qual. Life Res. 16, 19-31. 10.1007 / s11136-007-9183-7 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Rettenberger M., Klein V., Briken P. (2016). De relatie tussen hyperseksueel gedrag, seksuele opwinding, seksuele remming en persoonlijkheidskenmerken. Boog. Seks. Behav. 45, 219-233. 10.1007 / s10508-014-0399-7 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Revelle W., Rocklin T. (1979). Zeer eenvoudige structuur: een alternatieve procedure voor het schatten van het optimale aantal interpreteerbare factoren. Multivariate Behav. Res. 14, 403-414. 10.1207 / s15327906mbr1404_2 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Rosenberg M. (1965). Samenleving en het zelfbeeld van adolescenten. Princeton, NJ: Princeton University Press.
  • Samejima F. (1997). Graded response model, in Handbook of Modern Item Response Theory, eds van der Linden WJ, Hambleton RK, redacteuren. (New York, NY: Springer;), 85-100.
  • Schmitt DP (2004). De Big Five hadden betrekking op risicovol seksueel gedrag in 10-wereldregio's: differentiële persoonlijkheidsassociaties van seksuele promiscuïteit en relationele ontrouw. EUR. J. Pers. 18, 301-319. 10.1002 / per.520 [Kruis Ref]
  • Sun C., Bridges A., Johnson J., Ezzell M. (2014). Pornografie en het mannelijke seksuele script: een analyse van consumptie en seksuele relaties. Boog. Seks. Behav. 45, 983-994. 10.1007 / s10508-014-0391-2 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Sussman S., Lisha N., Griffiths MD (2011). Prevalentie van de verslavingen: een probleem van de meerderheid of de minderheid? Eval. Gezondheid Prof. 34, 3-56. 10.1177 / 0163278710380124 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Terry A., Szabo A., Griffiths MD (2004). The Exercise Addiction Inventory: een nieuwe korte screeningstool. Addict. Res. Theorie 12, 489-499. 10.1080 / 16066350310001637363 [Kruis Ref]
  • Velicer WF (1976). Bepalen van het aantal componenten uit de matrix van deelcorrelaties. Psychometrika 41 321-327. 10.1007 / BF02293557 [Kruis Ref]
  • Voon V., Mole TB, Banca P., Porter L., Morris L., Mitchell S., et al. . (2014). Neurale correlaten van seksuele actieactiviteit bij individuen met en zonder dwangmatig seksueel gedrag. PLoS ONE 9: e102419. 10.1371 / journal.pone.0102419 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Walters GD, Knight RA, Långström N. (2011). Is hyperseksualiteit dimensioneel? Bewijs voor de DSM-5 van algemene populatie tot klinische monsters. Boog. Seks. Behav. 40, 1309-1321. 10.1007 / s10508-010-9719-8 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Walton MT, Cantor JM, Lykins AD (2017). Een online beoordeling van persoonlijkheidskenmerken, psychologische en seksualiteitkenmerken in verband met zelfgerapporteerd hyperseksueel gedrag. Boog. Seks. Behav. 46, 721-733. 10.1007 / s10508-015-0606-1 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Weinstein AM, Zolek R., Babkin A., Cohen K., Lejoyeux M. (2015). Factoren die het gebruik van cybersex voorspellen en moeilijkheden bij het vormen van intieme relaties tussen mannelijke en vrouwelijke gebruikers van cybersex. Voorkant. Psychiatrie 6: 54. 10.3389 / fpsyt.2015.00054 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Wéry A., Billieux J. (2017). Problematisch cybersex: conceptualisering, beoordeling en behandeling. Addict. Behav. 64, 238-246. 10.1016 / j.addbeh.2015.11.007 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Wéry A., Burnay J., Karila L., Billieux J. (2016a). De korte Franse internetverslavingstest aangepast voor online seksuele activiteiten: validatie en links naar online seksuele voorkeuren en verslavingsverschijnselen. J. Sex Res. 53, 701-710. 10.1080 / 00224499.2015.1051213 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Wéry A., Vogelaere K., Challet-Bouju G., Poudat F.-X., Caillon J., Lever J., et al. (2016b). Kenmerken van zelf-identificeert seksverslaafden in een polikliniek gedragsverslaving. J Behav. Addict. 5, 623-630. 10.1556 / 2006.5.2016.071 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Kruis Ref]
  • Wiggins JS (1996). Het vijf-factorenmodel van persoonlijkheid: theoretische perspectieven. New York, NY: Guilford-publicaties.
  • Winters J., Christoff K., Gorzalka BB (2010). Ontregelde seksualiteit en hoog seksueel verlangen: verschillende constructies? Boog. Seks. Behav. 39, 1029-1043. 10.1007 / s10508-009-9591-6 [PubMed] [Kruis Ref]
  • Womack SD, Hook JN, Ramos M., Davis DE, Penberthy JK (2013). Hyperseksueel gedrag meten. Seks. Addict. Compulsiviteit 20, 65-78. 10.1080 / 10720162.2013.768126 [Kruis Ref]
  • Woods CM (2007). Empirische histogrammen in artikelreactietheorie met ordinale gegevens. Educ. Psychol. Meas. 67, 73-87. 10.1177 / 0013164406288163 [Kruis Ref]
  • Wereldgezondheidsorganisatie (1992). De ICD-10-classificatie van psychische en gedragsstoornissen: klinische beschrijvingen en diagnostische richtlijnen. Genève: Wereldgezondheidsorganisatie.
  • Wright BD, Linacre JM (1994). Redelijke 'mean-square fit'-waarden. Rasch Meas Trans. 8, 370.
  • Wright BD, Masters GN (1982). Rating Scale Analysis. Rasch-meting. Chicago, IL: MESA Press.
  • Young KS (1998). Gevangen in het net: hoe de tekenen van internetverslaving te herkennen - en een winnende strategie voor herstel. New York, NY: Wiley.