Forekomst og kliniske kjennetegn ved Compulsive Sexual Behaviour Disorder (CSBD): En klyngeanalyse i to uavhengige samfunnsprøver (2020)

CSBD diagnostisk rammeverk og kriterier

Selv når CSBD har blitt inkludert i ICD-11, er fortsatt diagnostisk rammeverk og kriterier for denne kliniske tilstanden under diskusjon (Kraus et al., 2018; Walton, Cantor, Bhullar og Lykins, 2017). Når det gjelder nåværende nosologisk status, er det foreslått et mylder av teoretiske posisjoner om hvordan CSBD skal klassifiseres, og denne kliniske tilstanden har blitt konseptualisert som en vanedannende lidelse (Potenza, Gola, Voon, Kor og Kraus, 2017), en seksuell lidelse (Kafka, 2010; Walton et al., 2017), en impulskontrollforstyrrelse (Reid, Berlin og Kingston, 2015), eller ikke ansett som en lidelse i det hele tatt (Moser, 2013). Hver teoretiske tilnærming foreslår forskjellige kriterier for diagnostisering av denne tilstanden, og understreker videre det konseptuelle kaoset og hindrer identifiseringen av en unik profil for pasienter som viser symptomer på denne kliniske tilstanden (Karila et al., 2014; Wéry & Billieux, 2017).

Nåværende bevis hentet fra studier i kliniske populasjoner antyder at CSBD tilfredsstiller flertallet av kjernekriteriene som er foreslått for den operasjonelle definisjonen av atferdsavhengighet (Billieux et al., 2017; Kardefelt-Winther et al., 2017): (a) overdreven tid / krefter brukt på seksuell oppførsel; (b) svekket selvkontroll; (c) systematisk manglende oppfyllelse av familie-, sosial- eller arbeidsansvar; og (d) utholdenhet i den seksuelle oppførselen til tross for dens konsekvenser. Disse kriteriene sammenfaller med de som er foreslått for inkludering av CSBD i ICD-11 (Verdens helseorganisasjon, 2018) og med noen av kriteriene foreslått av Kafka (2010) for anerkjennelse av hyperseksuell lidelse (HD) i DSM-5. I tillegg inkluderte Kafkas forslag et viktig kriterium som ikke ble tatt i betraktning av ICD-11: det vil si repetitivt engasjere seg i seksuelle fantasier, oppfordringer eller atferd som svar på dysforiske stemningstilstander (f.eks. Angst eller depresjon) eller som respons på stressende livshendelser (arbeid problemer, sorg, etc.). Ulike studier støtter relevansen av bruk av sex som en utilpasset mestringsmekanisme som skal kompensere for ubehagelige affektive tilstander eller stressende livshendelser hos personer med CSBD (Reid, Carpenter, Spackman, & Willes, 2008; Schultz, Hook, Davis, Penberthy og Reid, 2014).

Videre er det andre symptomer som ikke er inkludert, verken i DSM-5 eller ICD-11, men som er relevante i manifestasjonen av CSBD: dvs. opptatthet med sex, fremtredende og selvoppfattede seksuelle problemer. Disse symptomene utgjør vanlige kognitive manifestasjoner av CSBD. Seminalmodeller som "komponentmodellen for avhengighet" (Griffiths, 2005) eller nylig nettverksanalyse har fremhevet den viktige rollen kognitive symptomer har i cybersex-avhengighet (Baggio et al., 2018) eller HD (Werner, Štulhofer, Waldorp, & Jurin, 2018). Som definert av Griffiths (2005, s. 193), refererer fremtredende til “når den spesielle aktiviteten [sex] blir den viktigste aktiviteten i personens liv og dominerer deres tenkning (opptatt og kognitive forvrengninger), følelser (cravings) og atferd (forverring av sosialisert atferd)”. Tilsvarende fremhever forskjellige studier den avgjørende rollen som selvoppfattede seksuelle problemer har i identifiseringen av pasienter som viser CSBD (Grubbs, Perry, Wilt og Reid, 2019c).

Hovedtilnærminger i identifisering og klassifisering av personer med CSBD

Klinikere og forskere bør være svært forsiktige når de diagnostiserer CSBD (Humphreys, 2018). En av problemene som hindrer påliteligheten til mange studier i feltet, er måten disse forskningene identifiserer og klassifiserer deltakere med CSBD. Forskjellige kriterier er benyttet for å imøtekomme dette målet. Noen studier har identifisert personer med CSBD basert på deres score på forskjellige selvrapporteringstiltak (Parsons, Grov og Golub, 2012). Dessverre gir flertallet av CSBD-vurderingsskalaene ikke pålitelige cutoff-poeng avledet fra kliniske prøver (Miner, Raymond, Coleman og Swinburne Romine, 2017), så foreslåtte terskler er ofte vilkårlige og / eller basert på statistiske (ikke kliniske) kriterier. Studien utført av Bőthe et al. (2019) utgjør et illustrerende eksempel: etter å ha analysert psykometriske egenskaper til Hypersexual Behavior Inventory i et stort ikke-klinisk utvalg, klarte ikke disse forfatterne å finne en sensitiv og spesifikk cutoff score for diagnosen CSBD. Videre var positiv prediktiv verdi for cutoff som vanligvis ble brukt til diagnostisering av hyperseksualitet (rå score> 53) 14% (det vil si at bare 53% blant deltakerne som scoret over 14 i HBI, virkelig kvalifiserte seg for denne diagnosen). Dermed anbefalte de bruk av alternative indikatorer og tiltak for diagnostisering av denne tilstanden.

Alternativt har andre forskere vurdert selvidentifikasjon som problemer med å kontrollere seksuell atferd (Smith et al., 2014) eller søker behandling for CSBD (Scanavino et al., 2013) som pålitelige indikatorer for CSBD. Som et eksempel, nylig Grubbs et al. (Grubbs, Grant og Engelman, 2019a; Grubbs, Kraus og Perry, 2019b) gjennomførte to studier der problematisk bruk av pornografi ble målt gjennom enkeltelementer som “Jeg er avhengig av pornografi"Eller"Jeg vil kalle meg en internetpornografiavhengige”. Imidlertid kan noen individer som anerkjenner seg selv som har CSBD-problemer, faktisk ikke utvise verken de kliniske egenskapene eller alvorlighetsgraden av denne lidelsen, men bare moralsk avvisning av sin egen seksuelle oppførsel (Grubbs, Perry, et al., 2019c; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament og Kraus, 2018; Kraus & Sweeney, 2019).

Til slutt identifiserte andre studier CSBD-deltakere gjennom strukturerte eller semistrukturerte kliniske intervjuer (Reid et al., 2012). Selv når denne tilnærmingen blir ansett som en "gylden regel" når man vurderer tilstedeværelsen og alvorlighetsgraden av CSBD (Hook, Hook, Davis, Worthington, & Penberthy, 2010; Womack, Hook, Ramos, Davis, & Penberthy, 2013), er kvaliteten på denne vurderingen ofte avhengig av de spesifikke diagnostiske kriteriene som styrer dette semistrukturerte intervjuet. Videre er vurdering gjennom strukturert klinisk intervju tidkrevende, så anvendeligheten av denne prosedyren i forskning (dvs. studier omfattende store prøver) er ofte begrenset.

I mangel av et nøyaktig diagnostisk rammeverk for CSBD (Kraus & Sweeney, 2019), er en alternativ tilnærming å identifisere individer med CSBD gjennom datadrevne tilnærminger (f.eks. klyngeanalyser). Denne prosedyren anbefales spesielt i forskningssammenhenger, der et stort antall deltakere bør vurderes i en begrenset tidsramme og klassifisering som seksuelt tvangsmessig eller ikke forekommer post hoc. En fersk studie av Efrati & Gola (2018b) tilfredsstillende identifiserte ungdommer med CSBD (12 og 14% av to uavhengige prøver) gjennom en datadrevet tilnærming (Latent Profile Analyzes, LPA). Intern og ekstern validitet av denne klyngetilnærmingen ble demonstrert ved å analysere psykoseksuell profil av ungdommer i CSBD-klyngen (preget av et eksternt sted for kontroll, engstelig tilknytning, større ensomhet, høyere frekvens av pornografibruk og flere seksuelle aktiviteter på nettet). På samme måte, Bőthe et al. (2019) identifiserte voksne med høy risiko for alvorlig hyperseksualitet (rundt 1% av prøven) ved bruk av LPA. Derfor, i mangel av et passende diagnostisk rammeverk samt korte og lydvisningsverktøy (Montgomery-Graham, 2017), datadrevne tilnærminger utgjør en pålitelig metode for å utforske CSBD i forskningssammenhenger som består av store prøver.

Den nåværende studien

Hensikten med denne studien var å utforske forekomst og sosiodemografiske, seksuelle og kliniske egenskaper ved CSBD i to uavhengige samfunnsprøver. Imidlertid taklet vi to begrensninger fra tidligere forskning før vi adresserte dette målet: (1) mangelen på standardiserte screeningsverktøy for å vurdere hele spekteret av kognitive, atferdsmessige og emosjonelle symptomer på CSBD og (2) den lave nøyaktigheten av forskjellige tilnærminger som vanligvis brukes i forskningssammenhenger for å identifisere pasienter med CSBD. Derfor fulgte vi en tretrinnsprosess for å ta opp studiemålet.

Først utviklet vi en ny sammensatt indeks for å vurdere hele spekteret av CSBD-symptomer. Denne indeksen baserte seg på tre tidligere validerte skalaer for vurdering av CSBD: Hypersexual Behavior Inventory (HBI, Reid, Garos, & Carpenter, 2011b), Sexual Compulsivity Scale (SCS, Kalichman & Rompa, 1995) og screeningtest for seksuell avhengighet (SAST, Carnes, 1983). Uavhengig har disse tiltakene en tendens til å være for smale i vurderingen av CSBD, og ​​dekker ikke det store spekteret av symptomer som bør utforskes for å nøyaktig vurdere denne kliniske tilstanden (Womack et al., 2013); imidlertid til sammen gir disse skalaene en veldig omfattende vurdering av CSBD-symptomer og alvorlighetsgrad. For å håndtere problemet med å bruke disse skalaene uavhengig, utførte vi en omfattende gjennomgang av innholdet deres, og koblet varene til forskjellige CSBD-symptomer og opprettet en sammensatt indeks som vurderte følgende kriterier: (a) tap av kontroll, (b) forsømmelse, ( c) ute av stand til å stoppe, (d) fortsatt engasjement til tross for forstyrrelser, (e) mestring, og (f) opptatthet, fremtredende og selvoppfattede seksuelle problemer (for en omfattende beskrivelse av hvert symptom, se Tabell A1 i vedlegget). De teoretiske rammene for å knytte skalaelementer til hvert spesifikke symptom var ICD-11 CSBD-kriteriene (Verdens helseorganisasjon, 2018), DSM-5-forslaget for diagnose av hyperseksualitet (Kafka, 2010), og komponentmodellen for avhengighet (Griffiths, 2005). Prosedyren tilsvarte den som ble fulgt av Womack et al. (2013) i sin gjennomgang av hyperseksualitetstiltak: to uavhengige kodere koblet hver vare med et diagnostisk kriterium, og en tredje uavhengig koder løste eventuelle avvik. Av hensyn til klarheten ble elementer som vurderte mer enn ett CSBD-symptom eller ikke klart vurdert noe symptom ekskludert fra den nye sammensatte indeksen.

Basert på denne sammensatte indeksen, identifiserte vi senere individer med CSBD gjennom en klyngeanalytisk tilnærming. Klyngeanalyse lar deg avdekke homogene grupper av individer i henhold til størrelsen og mønsteret av poeng i forskjellige indikatorer, og har i økende grad blitt brukt til å identifisere mennesker med forskjellige psykiske problemer (for eksempel problematisk bruk av mobile datingapper [Rochat, Bianchi-Demicheli, Aboujaoude og Khazaal, 2019] eller overdreven engasjement i videospill [Musetti et al., 2019]). Gjennom denne metoden klassifiserte vi 2,899 deltakere avledet fra to uavhengige prøver i to klynger (ikke-CSBD- og CSBD-deltakere). Med tanke på den foreløpige arten av foreslåtte CSBD-kriterier og den prekære utviklingen av cutoff-score, presenterer denne datadrevne tilnærmingen fordeler ved identifiseringen av denne kliniske befolkningen, for eksempel å unngå bruk av vilkårlige cutoff-score eller å stole på selvoppfatning av seksuelle problemer. Videre er klyngeanalyse nyttig for å forstå intraindividuell dynamikk, i stedet for interindividuelle forskjeller (for eksempel når det gjelder variabelorienterte tilnærminger) (Bergman & Magnusson, 1997). Til slutt, sammenlignet med mer komplekse datadrevne tilnærminger som krever bruk av avansert statistisk programvare for beregningen (f.eks. LPA), kan klyngeanalyse enkelt implementeres gjennom populær programvare (f.eks. SPSS), med høy grad av overlapping mellom resultatene av begge statistiske prosedyrene (DiStefano & Kamphaus, 2006; Eshghi, Haughton, Legrand, Skaletsky, & Woolford, 2011).

Til slutt brukte vi klynger avledet fra de forrige analysene for å utforske forekomsten og egenskapene til deltakere som kvalifiserer som seksuelt kompulsive. Ulike a priori hypoteser ble testet. Fordi dagens bevis peker på at forekomsten av CSBD varierer mellom 1 og 6% (Bøthe et al., 2019; Walton et al., 2017) ble det antatt at forekomsten av CSBD i prøvene våre vil falle i dette området, med menn som utgjør en stor andel (~ 80%) av deltakerne i denne gruppen. Når det gjelder seksuell atferd offline og online, forventer vi å finne en større frekvens, variasjon og alvorlighetsgrad av seksuell atferd blant CSBD-deltakere (Klein et al., 2014; Odlaug et al., 2013; Winters, Christoff, & Gorzalka, 2010). Koblet til denne økte seksuelle aktiviteten, forventer vi at CSBD-deltakere vil score høyere i seksuelle disposisjonsegenskaper som seksuell sensasjon (Kalichman & Rompa, 1995; Klein et al., 2014) eller erotofili (Rettenberger, Klein, & Briken, 2015). Til slutt, i den grad CSBD-pasienter pleier å bruke sex som en mestringsmekanisme, antok vi også at poeng på skalaer som vurderer depresjon (Schultz et al., 2014), angst (Carvalho, Guerra, Neves og Nobre, 2014; Reid, Bramen, Anderson og Cohen, 2014; Voon et al., 2014), og selvtillit (Chaney & Burns, 2015; Reid, Carpenter, Gilliland, & Karim, 2011a) ville bli økt i CSBD-deltakere.

Deltakere og prosedyre

Deltakere i denne forskningen ble rekruttert fra to uavhengige studier på CSBD. Datainnsamling for det første utvalget ble utført mellom 2012 og 2015. I denne perioden brukte vi en tverrsnittsmetode for gateavskjæringsmåling for å samle inn data på et stort praktisk utvalg av spanske studenter. Spesielt satte forskergruppen en informasjonstabell i hovedinngangen til forskjellige høyere utdanningssentre, og et medlem av teamet kontaktet aktivt potensielle deltakere. Studentene ble bedt om å frivillig samarbeide med en forskning om seksuell atferd. De som godtok, fullførte en individuell kontorvurdering hvor en erfaren klinisk psykolog administrerte forskjellige selvrapporter. Gjennomsnittlig tid for å fullføre studien var rundt 1 time og 45 minutter, og deltakerne mottok 10 € som kompensasjon for deltakelsen.

Datainnsamling for det andre utvalget ble utført mellom 2016 og 2018. Målet med prøvetakingen var å vurdere CSBD i et stort utvalg av spansktalende medlemmer av samfunnet. Forskningen ble utført online gjennom en sikret online plattform som tar sikte på å gi informasjon og vurdering om CSBD (https://adiccionalsexo.uji.es/). Deltakerne ble registrert ved hjelp av en kombinasjon av aktive og passive rekrutteringsstrategier. Aktiv rekruttering inkluderte: (1) sprengning via e-post gjennom forskjellige institusjoners lister (universiteter, organisasjoner osv.); (2) formidling av studien på radioer og avisnettsteder; (3) legge ut bannere på Facebook gjennom «foreslåtte publikasjoner» markedsføringstjeneste og; (4) legge ut avrivningsblader på steder med høy tetthet (kjøpesentre, supermarkeder osv.). Studieundersøkelsen var også tilgjengelig gjennom alle søkemotorer ved å bruke ord som "seksuell avhengighet" og / eller "sexavhengighetsvurdering" (på spansk) (passiv rekruttering). I løpet av studien var tilgjengelig, fikk 3,025 deltakere tilgang til undersøkelsen. Innledende data fra den elektroniske plattformen ble screenet for å unngå dupliserte, inkonsekvente og / eller falske svar (f.eks. Deltakere som rapporterer> 100 år gamle). Gitt at en av CSBD-skalaene som vi brukte for gruppering av deltakere (Hypersexual Behavior Inventory, HBI) ble plassert på slutten av den elektroniske undersøkelsen, var bare de deltakerne som fullførte 100% av undersøkelsen inkludert i studien. Etter fjerning ble totalt 1,318 deltakere inkludert i det endelige datasettet. Gjennomsnittlig tid for å fullføre studien var 27.82 minutter (SD = 13.83) og deltakerne fikk ikke kompensasjon for å delta.

Følgelig deltok 2,899 fra to uavhengige prøver i studien. Det første datasettet inkluderte et praktisk utvalg av 1,581 spanske universitetsstudenter (56.9% kvinner) som var mellom 18 og 27 år (M = 20.58; SD = 2.17). Det andre datasettet inkluderte et mer heterogent utvalg av 1,318 fellesskapsmedlemmer (43.6% kvinner) i alderen 18 til 75 år (M = 32.37; SD = 13.42). Tabell 1 viser deltakernes egenskaper i begge prøvene.

målinger

Dataanalyse

Vi foretok analyser i fire trinn. Først ble det utført beskrivende analyser for å karakterisere deltakerne når det gjelder sosiodemografiske data ved bruk av SPSS-statistikkpakken (versjon 25.0). For å sammenligne deltakernes egenskaper i prøve 1 og 2, utførte vi t tester (kontinuerlige variabler) og chi-kvadrat tester (kategoriske variabler). To effektstørrelsesindekser (Cohen's d og Cramer's V) ble beregnet ved hjelp av G * Power (versjon 3.1). For Cohens d, ble effektstørrelser på ca. 20 ansett som små, nær 50 moderate og større enn 80 store (Cohen, 1988); for Cramer's V, tilsvarte disse størrelsene verdiene på .10, .30 og .50 (Ellis, 2010).

For det andre ble det utført en bekreftende faktoranalyse (CFA) for å teste den psykometriske egnetheten til vår teoretisk drevne klassifisering av CSBD-symptomer. EQS-programvare (versjon 6.2) ble brukt til å utføre CFA. På grunn av den ikke-normale distribusjonen av data ble robuste estimeringsmetoder brukt. CFAs godhet av passform ble analysert med følgende indekser: Satorra-Bentler chi-square (χ²), relativ chi-firkant (χ²/df), generell modellbetydning (P), rot gjennomsnittlig kvadratfeil av tilnærming (RMSEA), komparative og inkrementelle tilpasningsindekser (CFI og IFI), og Standardisert Root Mean Square Residual (SRMR). En passende passform ble vurdert da χ² var ikke signifikant (P > .05), χ²/df var mellom 1 og 2, CFI og IFI var ≥ 95, og RMSEA og SRMR var ≤ 05 (Bagozzi & Yi, 2011). I henhold til mindre restriktive kriterier, verdier mellom 2 og 3 for χ²/df, ≥, 90 for CFI og IFI, ≤, 08 for RMSEA, og ≤ 10 for SRMR ble ansett som akseptabelt (Hooper, Coughlan og Mullen, 2008). To pålitelighetsindekser ble beregnet for hver CSBD-symptomunderskala: Cronbachs alfa (α) og McDonalds Omega (ω). «Userfriendlyscience» R-pakken (Peters, 2014) ble brukt til å estimere disse indeksene.

For det tredje benyttet vi dataklyngeteknikker for å identifisere undergrupper av deltakere med lignende CSBD-profiler. De seks CSBD-symptomens underskalaer som ble bekreftet under forrige analytiske fase, ble brukt til å estimere tilstedeværelsen av forskjellige CSBD-profiler. Som anbefalt (Hår, svart og babin, 2010; Henry, Tolan og Gorman-Smith, 2005) ble dette målet adressert ved å kombinere hierarkiske og ikke-hierarkiske klyngestrategier og bekrefte nøyaktigheten til de resulterende klyngene gjennom forskjellige strategier. I et første trinn ble det gjennomført en hierarkisk klyngeanalyse (Wards metode, euklidisk avstandsmåling) for å foreslå en foreløpig estimering av antall homogene klynger i datasettet på grunnlag av tettbebyggelsesplanen og dendogrammet. Deretter ble det optimale antallet CSBD-profiler og klyngemedlemskapet bestemt ved hjelp av en totrinns klyngeklassifiseringsmetode. To indekser ble brukt til å vurdere godheten for tilpasning av den foreslåtte klyngeløsningen i sammenligning med konkurrerende modeller fra 1 til 10 klynger: Akaike Information Criterion (AIC) og Bayesian Information Criterion (BIC). Til tross for sin enkelhet har denne "auto-cluster" -prosedyren vist sin overlegenhet til andre mer komplekse estimeringsmetoder for å bestemme det optimale antall klynger som skal beholdes (Eshghi et al., 2011; Gelbard, Goldman, & Spiegler, 2007). For å bekrefte nøyaktigheten av denne klyngeløsningen, brukte vi følgende strategier: (a) vi analyserte dataene fra datasett 1 til og med på nytt k-betyr (spesifiserer antall klynger avledet fra tidligere analyser) og estimerte konvergensen mellom begge metodene (Fisher & Ransom, 1995); (2) vi delte prøven tilfeldig fra datasett 1 i to like delprøver, analyserte hver halvdel separat og sammenlignet løsningen (Michaud & Proulx, 2009); (3) vi brukte den samme klyngeløsningen i en helt uavhengig database (eksempel 2); og (4) vi testet den kriterierelaterte gyldigheten til klyngeløsningen (dvs. hvis de resulterende klyngene varierer i variabler av interesse på måter som er i samsvar med teorien). Kriterie-gyldigheten til foreslåtte klynger ble vurdert ved å sammenligne score på de seks CSBD-underskalaene (intern gyldighet); i tillegg ble ekstern validitet utforsket ved å sammenligne klynger i forhold til sosiodemografiske, seksuelle og kliniske indikatorer (SSS-poeng, tid på nettet for seksuelle formål, etc.).

etikk

Studieprosedyrene ble utført i samsvar med Helsinki-erklæringen. Institutional Review Board of Jaume I University godkjente studien. Frivillige deltakere i forskningen ble informert om studiemålet, og de ga informert samtykke.

Bekreftende faktoranalyse (CFA) av CSBD-symptomer

For å verifisere den psykometriske egnetheten til vår teoretisk drevne klassifisering av CSBD-symptomer (Tabell 1) ble det utført en CFA i både prøve 1 og 2. Passformen til to mulige modeller ble testet: en modell der de seks førsteordensfaktorene (dvs. CSBD-symptomer) var korrelert (M1) og en modell der disse faktorene var gruppert under en andre ordensfaktor (M2). Denne andre tilnærmingen var i tråd med modeller som foreslår et ensidig uttrykk for CSBD-symptomer (Graham, Walters, Harris og Knight, 2016) og har mottatt støtte av nylige arbeider om den faktuelle strukturen til en CSBD-vurderingsskala (Castro-Calvo et al., 2018). Som Tabell 2 viser, M1 oppnådde den beste modelltilpasningen i både prøve 1 og 2. Faktorbelastninger avledet fra CFA er inkludert som tilleggsinnhold i vedlegg (Tabell A2 i vedlegget).

Når det gjelder intern konsistens (Tabell 3), ordinære Cronbachs α og McDonald's ω for flertallet av CSBD-underskalaene indikerte en passende intern konsistens (α og ω mellom .67 – .89 i prøve 1 og .68 – .91 i prøve 2).

Klyngedannelse

For å identifisere undergrupper av deltakere med lignende CSBD-profiler, gjennomførte vi en hierarkisk klyngeanalyse i prøve 1. De seks CSBD-underskalaene som ble bekreftet under forrige trinn ble benyttet som klyngevariabler i denne analysen. For å sikre at disse variablene deler en felles beregning, ble resultatene deres z-transformert. Den hierarkiske klyngeanalysen ble utført ved hjelp av Wards metode med kvadratisk euklidisk avstandsmåling, og avslørte at riktig antall klynger som skulle vurderes var to. Den påfølgende to-trinns metoden samt analysen av BIC- og AIC-verdiene bekreftet den samme klyngeløsningen. Klynge 1 (merket “ikke-CSBD”) besto av 1,421 deltakere (89.88%) som viste en lav-CSBD risikoprofil; klynge 2 (“CSBD”) inkluderte 160 deltakere (10.12%) med en høy CSBD-risikoprofil.

For å bekrefte nøyaktigheten av denne to-klyngeløsningen gjennomførte vi tre bekreftelsesanalyser. Først ble data fra prøve 1 analysert på nytt ved å bruke en alternativ, ikke-hierarkisk klyngetilnærming: k-betyr. Når vi ble utført, sammenlignet vi konvergens mellom klyngemedlemskap mellom begge løsningene, og fant at 100% av deltakerne som opprinnelig var inkludert i klyngen som ikke var CSBD, og ​​86.3% av de som ble tildelt CSBD ble kategorisert i samme klynge gjennom denne alternative tilnærmingen. Den andre tilnærmingen til bekreftelse besto i å tilfeldig fordele prøven fra datasett 1 i to like delprøver, analysere hver halvdel separat gjennom totrinnsmetoden og sammenligne nøyaktigheten av klyngetilknytningsoppdraget. Konvergensen gjennom denne metoden var enda høyere, med 98.4 og 100% av deltakerne tildelt ikke-CSBD og CSBD klynger kategorisert i de opprinnelige profilene. Til slutt replikerte vi den innledende klyngemetoden i en helt uavhengig prøve (prøve 2), og fikk igjen den samme anbefalte toklyngeløsningen. I dette tilfellet utgjorde klyngen som ikke var CSBD 92.19% av prøven (n = 1,215 7.81) mens CSBD-klyngen inkluderte de andre XNUMX% (n = 103).

Analyser av de resulterende klyngene

Kriterierelatert gyldighet av to-klyngeløsningen ble testet ved å sammenligne deltakere på direkte CSBD-indikatorer (intern validitet), samt ved å analysere den sosiodemografiske, seksuelle og kliniske profilen til CSBD-deltakere (ekstern validitet). Som vist i Tabell 4, skiller deltakerne i CSBD-klyngens signifikante seg fra ikke-CSBD-deltakere i deres score på de seks CSBD-underskalaene, både i prøve 1 og 2 (alle forskjellene var P <0.001 og store effektstørrelser). CSBD-symptomer som bedre diskriminerte mellom begge klyngene var tap av kontroll (d = 2.46 [prøve 1]; d = 2.75 [prøve 2]), forsømmelse (d = 2.42; d = 2.07), og opptatthet (d = 2.32; d = 2.65). Andelen deltakere som scoret over HBI-, SCS- og SAST-grenseverdiene, varierte mellom 30.1 og 63.1% i CSBD-klyngen, sammenlignet med 0.1-2.6% i gruppen som ikke var CSBD.

Når det gjelder eksterne korrelater (Tabell 5), Var CSBD-deltakere for det meste menn (69.4 og 72.8% i prøve 1 og 2) og inkluderte en høyere forekomst av heterofile deltakere (82.5 og 66%). I prøve 2 var CSBD-deltakerne yngre enn ikke-CSBD-deltakere (d = 0.22) mens i prøve 1 var prevalensrapporteringen med en jevn partner lavere (V = 0.10). CSBD-deltakere var flere som søkte etter seksuell sensasjon (d = 1.02 [prøve 1]; d = 0.90 [prøve 2]), viste litt økte erotofile tendenser (d = 0.26 i prøve 1), og viste en økt seksuell online aktivitet. Spesielt brukte CSBD-deltakere dobbelt så lang tid på Internett for seksuelle formål (d = 0.59; d = 0.45), scoret betydelig høyere i en skala som vurderer overdreven og problematisk engasjement i denne oppførselen (ISST, d = 0.98; d = 1.32), og en viktig andel svarte bekreftende på spørsmål relatert til alvorlighetsoppfatning (50% av respondentene i prøve 2 mente de brukte for mye tid på nettet for seksuelle formål og 60% var bekymret for denne oppførselen). Offline seksuell oppførsel av CSBD-deltakere i prøve 1 ble preget av et høyere antall seksuelle partnere (d = 0.37), en høyere frekvens av samleie (V = 0.11), og en økt forekomst av forskjellig seksuell atferd. Offline seksuell oppførsel av CSBD-deltakere i prøve 2 skilte seg bare fra ikke-CSBD-deltakere i hyppigheten av samleie (V = 0.10) og utbredelsen av samleie av samme kjønn (V = 0.07). Til slutt viste CSBD-deltakere i begge prøvene større nivåer av depresjon og angst enn ikke-CSBD-deltakere, uttrykt ved økt score i BDI-II og STAI-tilstand (d på henholdsvis 0.68 og 0.33) og HADS-depresjon og HADS-angst (d på henholdsvis 0.78 og 0.85). Tvert imot, CSBD-deltakere viste lavere selvtillit (d på 0.35 i prøve 1 og 0.55 i prøve 2).

Begrensninger og fremtidige retninger

Til tross for en rekke interessante og nye funn, var denne studien begrenset på forskjellige måter. For det første er denne forskningen korrelasjonsmessig og tar derfor ikke for seg om CSBD bestemmer fremveksten av den seksuelle og kliniske profilen som vanligvis er observert i denne tilstanden, eller snarere tvert imot tilstedeværelsen av visse tidligere psykologiske konfigurasjoner (f.eks. Høy erotofili, seksuell sensasjonssøk , eller emosjonelle problemer) øker sårbarheten for å utvikle CSBD. For det andre kan forekomsten av CSBD rapportert i studien være partisk (oppblåst) på grunn av vår prøvetakingsmetode. Den første studien ble annonsert som en seksualitetsundersøkelse; derfor kan personer med spesiell interesse for sex (mer utsatt for å lide av CSBD) være overrepresentert. På samme måte ble deltakere i den andre studien rekruttert via Internett, og annonserte studien som en seksualitetsundersøkelse. I tillegg var undersøkelsen tilgjengelig under søkeord som "seksuell avhengighet", og økte dermed sannsynligheten for at personer som opplever CSBD-symptomer fikk tilgang til undersøkelsen.

Videre ble CSBD-profil bestemt gjennom en ny sammensatt indeks avledet fra veletablerte selvrapporteringstiltak. Denne indeksen ble designet i henhold til de mest relevante og pålitelige kriteriene for å identifisere CSBD (Kafka, 2010; Kraus et al., 2018; Wéry & Billieux, 2017). Selv om selvrapporter blir ansett som en velmenende første tilnærming for screening av CSBD, krever diagnosen imidlertid en mer inngående vurdering av arten og konteksten til individets seksuelle problemer. Av den grunn, i stedet for (eller i kombinasjon med) selvrapporterende tiltak, er bruken av strukturerte eller semistrukturerte kliniske intervjuer fokusert på overdreven og ukontrollert seksuell oppførsel (f.eks. HD Diagnostic Clinical Interview [HD-DCI]) vanligvis anbefales for riktig diagnose av CSBD (Womack et al., 2013). Dermed bør fremtidig forskning vurdere inkluderingen av en mer inngående utforskning av tilstedeværelsen og alvorlighetsgraden av CSBD gjennom mer pålitelige vurderingsprosedyrer (f.eks. Som fulgte i DSM-5 feltforsøk for hyperseksuell lidelse) (Reid et al., 2012).