Dezvoltarea și validarea scalei de dependență de sex Bergen-Yale cu un model național mare (2018)

. 2018; 9: 144.

Publicat online 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 și Rajita Sinha3

Abstract

Opinia conform căreia comportamentul sexual excesiv problematic ("dependența de sex") este o formă de dependență comportamentală a câștigat mai multă încredere în ultimii ani, dar există încă controverse considerabile privind operaționalizarea conceptului. Mai mult, majoritatea studiilor anterioare s-au bazat pe probe clinice mici. Prezentul studiu prezintă o nouă metodă de evaluare a dependenței de sex - Scala dependenței de sex pe bază de Bergen-Yale (BYSAS), bazată pe componentele dependentei stabilite (de exemplu, saliență / pofta, modificarea dispoziției, toleranță, retragere, conflict / probleme și recădere / de control). Folosind un sondaj transversal, BYSAS a fost administrat la un eșantion național larg de adulți norvegieni 23,533 [în vârstă de 16-88 ani; înseamnă (± SD) vârstă = 35.8 ± 13.3 ani], împreună cu măsuri validate ale celor cinci trăsături de personalitate mari, narcisism, stimă de sine și o măsură a comportamentului de dependență sexuală. Atât o analiză factorială exploratorie, cât și una de confirmare (RMSEA = 0.046, CFI = 0.998, TLI = 0.996) au susținut o soluție cu un singur factor, deși a fost detectată o dependență locală între doi itemi (itemii 1 și 2). Mai mult, scala a avut o bună consistență internă (a lui Cronbach = 0.83). BYSAS s-a corelat semnificativ cu scara de referință (r = 0.52) și au demonstrat modele similare de valabilitate convergentă și discriminantă. BIB-ul a fost legat pozitiv de extracție, neuroticism, intelect / imaginație și narcisism, și a fost negativ legat de conștiinciozitate, agreabilitate și stima de sine. Scorurile mari pe BYSAS au fost mai predominante printre cei care erau bărbați, singuri, de vârstă mai mică și cu studii superioare. BYSAS este o măsură scurtă și psihometric de încredere și validă pentru evaluarea dependenței de sex. Cu toate acestea, este necesară validarea ulterioară a BYSAS în alte țări și contexte.

Cuvinte cheie: hipersexualitate, dependență sexuală, dezvoltare de măsurare, scală psihometrică, model de personalitate cu cinci factori, narcisism, stima de sine, demografie

Introducere

În ultimii ani, cercetarea comportamentului sexual problematic frecvent și persistent a crescut (Kraus et al., ). Acest comportament sexual extra-control, excesiv și problematic a fost descris utilizând numeroase etichete diferite, incluzând (printre altele) hipersexualitatea, compulsivitatea sexuală, impulsivitatea sexuală, erotomania, nimfomania (la femei), satyriaza (la bărbați) și dependența sexuală (Kafka, ; Karila și colab., ; Kingston, ; Wéry și Billieux, ). Au existat multe dezbateri pe parcursul mai multor ani cu privire la faptul dacă acest comportament este cel mai bine conceptualizat ca o tulburare obsesiv-compulsivă, o dependență sau o tulburare de control impuls (Karila et al. ; Piquet-Pessôa și colab., ) și, în consecință, a fost explicat în funcție de diferite modele conceptuale (Campbell și Stein, ; Kingston, ).

În urma unor noi cercetări care sugerează că sexul are un potențial de dependență - cel mai probabil mediată de circuite cerebrale și neurotransmițători care sunt cunoscuți a fi implicați în experiența recompensei și euforiei - interesul conceptual pentru hipersexualitate ca dependență a crescut rapid (Holstege et al., ; Hamann și colab., ; Goodman, ; Griffiths, ; Kor și colab., ; Karila și colab., ; Voon și colab., ; Kingston, ). În acest context, "dependenta de sex " poate fi definită ca fiind implicată intens în activitățile sexuale (de exemplu, fantezii, masturbare, relații sexuale, pornografie) în diferite medii (cybersex, sex telefon etc.). În plus, cei cu condiție raportează motivația lor sexuală sunt incontrolabili și că aceștia își petrec mult timp atât ca gândesc cât și că sunt implicați în activități sexuale care afectează negativ multe alte zone din viața lor.

"Dependența de sex" nu este în prezent inclusă în taxonomia psihiatrică. Însă Clasificarea internațională a bolilor (ICD-10; Organizatia Mondiala a Sanatatii, ), includea disfuncții sexuale excesive și masturbare excesivă ca diagnostice, împărțite în satyriază (pentru bărbați) și nymphomania (pentru femei), în timp ce "sexualitatea compulsivă" este considerată în prezent (ca o tulburare de control al impulsurilor) ICD-11 (Grant și colab., ). Ultima ediție (a cincea) a Manualul de diagnostic si statistica a tulburarilor mentale (DSM-5; Asociația Americană de Psihiatrie, ) și-a mărit recunoașterea dependențelor non-chimice (Petry, ) cu includerea tulburării jocurilor de noroc ca dependență comportamentală în textul principal și tulburarea jocurilor pe Internet în secțiunea Rezultate (apendicele pentru rezultate). Deși a fost propusă dependența de sex (sub formă de "tulburare hipersexuală") (Kafka, ) și evaluate de către DSM-5 task force, împreună cu un set de criterii testate empiric (Kafka, ; Reid și colab., ), a fost respinsă din cauza lipsei de cercetare în ceea ce privește criteriile de diagnostic și a unei viziuni divizate asupra modului de conceptualizare a tulburării (Kafka, ; Campbell și Stein, ).

În concordanță cu aceasta, o limitare a cercetării anterioare este absența unui consens general asupra modului în care dependența de sex ar trebui determinată, înțeleasă și evaluată (Reid, ). Astfel, s-au raportat estimări ale prevalenței nesigure în rândul probelor non-reprezentative (convenționale selectate) care se întind de la 3 la 17% (și mai mare). În ceea ce privește variabilele demografice, cercetarea a arătat o relație pozitivă relativ consistentă între dependența de sex și vârsta tânără, sexul masculin, statutul unic și învățământul superior (pentru recente recenzii vezi Kafka, ; Sussman și colab., ; Karila și colab., ; Campbell și Stein, ; Wéry și Billieux, ). Cu toate acestea, sa susținut că femeile au fost în mare parte subreprezentate în acest domeniu de cercetare și, prin urmare, se știe puțin despre modelul lor de dependență de sex (Dhuffar și Griffiths, , ; Klein și colab., ).

Cercetarea a asociat dependența de sex cu factori de personalitate reprezentativi pentru alte comportamente de dependență (Karila și colab., ), incluzând nivele ridicate de extroversiune și neuroticism și nivele scăzute de conștiinciozitate și agreabilitate (Schmitt, ; Pinto și colab., ; Rettenberger și colab., ; Walton și colab., ). Aceste caracteristici se referă la personalități care caută o senzație extrem de puternică, reactivă emoțional, spontană și inconsiderată, spre deosebire de faptul că este foarte prost, este stabilă din punct de vedere emoțional, auto-disciplinată și preocupată de armonie socială. Cercetarea limitată care folosește modelul de personalitate cu cinci factori (Costa și McCrae, ; Wiggins, ) în acest context a constatat că deschiderea trăsăturilor de experiență nu are legătură cu dependența de sex (Schmitt, ; Pinto și colab., ; Rettenberger și colab., ; Walton și colab., ). Cu toate acestea, pare mai probabil ca "personalitățile liberale" care apreciază experiențele "limită" să fie mai expuse riscului de dependență sexuală decât persoanele tradiționale, apropiate și precaute (de exemplu, Elmquist et al. ). Comportamentele dependente de sex au fost, de asemenea, frecvent legate în mod pozitiv de narcisism (Black și colab., ; Raymond și colab., ; Kafka, ; Kasper și colab., ) și legate în mod negativ de stima de sine (Cooper et al., , ; Delmonico și Griffin, ; Kor și colab., ; Doornwaard și colab., ).

Interesul crescând față de "dependența de sex", atît conceptual, cît și empiric, a fost însoțit de o dezvoltare rapidă a unor instrumente cum ar fi Testul de screening al dependenței sexuale (SAST, Carnes, ) și SAST-revizuit (SAST-R; Carnes și colab., ), subclasa Shorter PROMIS Chestionar-sex (SPQ-S, Christo și colab., ), PATHOS1 (Carnes și colab., ) și testul de dependență pe internet (Young, ) adaptate activităților sexuale online (s-IAT-sex, Laier și colab., ; Pawlikowski și colab., ; Wéry și colab., ). În timp ce s-au dezvoltat alte scale validate, aceștia evaluează și conceptualizează "hipersexualitatea" ca o tulburare de disfuncție compulsivă, impulsivă și / sau sexuală (de exemplu, Kalichman și Rompa, ; Coleman și colab., ; Reid și colab., ).

Scările menționate mai sus variază foarte mult în ceea ce privește procedura de dezvoltare, structura elementului, scorul de tăiere și proprietățile psihometrice (Hook și colab., ; Karila și colab., ; Campbell și Stein, ; Wéry și Billieux, ) și au fost inițial investigate în probe mici, nereprezentative clinice și țintite (Karila și colab., ). Unele sunt foarte specifice populației (de exemplu bărbați, femei, homosexuali, Carnes, ; O'Hara și Carnes, ; Carnes și Weiss, ), în timp ce altele sunt foarte specifice conținutului (de exemplu, comportamentul sexual online, Carnes et al., ; Wéry și colab., ). Scări larg utilizate (de exemplu, SAST-R, PATHOS) includ, de asemenea, elemente care sunt în mod inadecvat inadecvate în ceea ce privește definirea dependenței de sex [adică "Ați fost abuzat sexual ca un copil sau adolescent?, ""Părinții dvs. au probleme cu comportamentul sexual?"(SAST, Carnes, , pp. 218-219), "Ai căutat vreodată ajutor pentru comportamentul sexual pe care nu ți-a plăcut-o?"(PATHOS, Carnes și colab., , p. 11)]. SAST-R (Carnes și colab., ) și PATHOS (Carnes și colab., ) utilizează un format de răspuns dihotomic da / nu, în timp ce cercetarea empirică sugerează că evaluarea dimensională / continuă a comportamentului sexual problematic ar trebui să facă parte din practica clinică de diagnostic (Winters și colab., ; Walters și colab., ; Carvalho și colab., ). Scalele curente care evaluează comportamentul sexual problematic tind să fie relativ lungi. Mai precis, Womack și colab. () a raportat o medie a articolelor 32.5 (SD = 34.2), atunci când se revizuiește sistematic măsurătorile de hipersexualitate cu auto-raport 24. Cu toate acestea, măsurile aplicabile ar trebui să îndeplinească criterii cheie (cum ar fi brevetarea, Koronczai et al., ), în special în rândul populațiilor impulsive care sunt mai predispuse să aprecieze și să participe la activități care sunt de scurtă durată.

O limitare considerabil majoră a scalelor actuale este aceea că elementele care evaluează comportamentul sexual dependent nu reflectă componentele de dependență centrale (Brown, ; Griffiths, ). Astfel de criterii au fost utilizate ca un cadru pentru dezvoltarea unui număr de scale psihometrice pentru diferite dependențe de comportament, inclusiv dependența de muncă (Andreassen și colab., ), dependența de jocuri (Lemmens și colab., ), dependența de cumpărături (Andreassen și colab., ), dependența de exerciții (Terry și colab., ) și dependența de medii sociale (Andreassen și colab., ). În ceea ce privește dependența de sex, aceste simptome ar fi: proeminenta / pofta- preocuparea față de sex sau sexul dorit, modificarea modului- sexul excesiv determinând schimbări de stare, toleranță- creșterea cantităților de sex în timp, retragere-simptome emoționale / fizice neplăcute atunci când nu fac sex, conflict- probleme inter- / intrapersonale ca rezultat direct al sexului excesiv, recidiva- revenirea la modelele anterioare după perioade cu abstinență / control; probleme- sănătatea și bunăstarea imbatranită care rezultă din comportamentul sexual dependent.

Scalele actuale surprind de obicei unele dintre simptomele menționate anterior, dar nu le acoperă pe toate (de exemplu, PATHOS și SAST-R). Un motiv pentru aceasta poate fi faptul că scale dezvoltate anterior au fost inspirate de trei seturi proeminente de criterii propuse identificate în literatură. Acestea sunt (i) Carnes criterii care exclud retragerea și evidențierea, (ii) Goodman's () criterii care exclud modificarea dispoziției și (iii) criteriile lui Kafka (2010, 2013) care nu includ toleranța, modificarea dispoziției, evidențierea și retragerea (Wéry și Billieux, ). Scala de sex s-IAT (Laier și colab., ; Pawlikowski și colab., ; Wéry și colab., ) include toate criteriile principale de dependență, dar a fost special conceput pentru a evalua dependența de sex online numai. În timp ce aplicațiile moderne de pe Internet pot facilita și spori apariția comportamentului sexual dependent, datorită unor factori precum confortul, anonimatul, accesibilitatea și dezinhibarea (Griffiths, ; Wéry și Billieux, ), există, fără îndoială, o cerere pentru o măsură de evaluare rapidă și solidă din punct de vedere psihometric, care determină dependența de sex indiferent de loc, de context și de populație.

Având în vedere constatările și dezbaterile menționate mai sus, studiul de față a explorat proprietățile psihometrice ale unei noi măsuri de dependență de sex, Bergen-Yale Scale de dependență de sex (BYSAS), constând din articole construite pe baza unor criterii de bază care au fost subliniate prin mai multe dependențe comportamentale și care utilizează cadre de dependență stabilite pentru a evidenția valabilitatea conținutului (Brown, ; Griffiths, ; Asociația Americană de Psihiatrie, ; Andreassen și colab., ). Era de așteptat ca noul instrument să fie foarte corelat cu construcții similare (adică validitatea convergentă) și să se coreleze prost cu construcții diferite (adică valabilitate discriminantă, Nunnally și Bernstein, ). S-au examinat șase ipoteze. Acestea au fost următoarele:

  • Ipoteza 1. BYSAS are o structură cu un singur factor cu încărcare mare a factorilor (> 0.60) pentru toate elementele la scară și toți indicii (eroare pătrată medie de rădăcină de aproximare [RMSEA] <0.06, index comparativ de potrivire [CFI] și index Tucker-Lewis [TLI ]> 0.95; Hu și Bentler, ) indicând potrivirea bunelor date.
  • Ipoteza 2. BYSAS are o consistență internă ridicată (alfa lui Cronbach> 0.80).
  • Ipoteza 3. BYSAS corelează pozitiv cu o altă măsură a comportamentului sexual dependent (SPQ-S, Christo et al., ).
  • Ipoteza 4. Scorul BYSAS este legat în mod pozitiv de faptul că este bărbat, unic și superior, și invers proporțional cu vârsta.
  • Ipoteza 5. Scorul BYSAS este pozitiv legat de neuroticism, extracție și deschidere, și este negativ legat de acceptabilitate și conștiinciozitate.
  • Ipoteza 6. Scorul BYSAS este în mod pozitiv legat de narcisism și negativ legat de stima de sine.

materiale si metode

Procedură

Datele au fost colectate printr-un sondaj transversal bazat pe web, care evaluează comportamente excesive. Sondajul a fost difuzat în ediția online a cinci ziare naționale norvegiene diferite în timpul primăverii 2014. Pentru a participa, respondenții au fost instruiți să facă clic pe un link online. Toți respondenții trebuiau să aibă cel puțin 16 ani. Informații despre studiu au fost furnizate pe pagina web. Respondenții au fost informați că vor primi un feedback generat automat pe baza scorurilor lor, precum și o interpretare aferentă mai multor scale la finalizarea studiului. Nu a fost oferit niciun stimulent material / financiar. Toate datele au fost stocate pe un server găzduit de o companie care administrează astfel de sondaje pentru cercetători (www.surveyxact.no). La o săptămână după inițierea studiului, toate datele colectate au fost transmise echipei de cercetare.

În total, indivizii 23,533 au completat toate elementele studiului (și au fost reținute pentru analiză). Participarea a fost voluntară, anonimă, confidențială și neintervențională și a respectat liniile directoare etice ale Declarației de la Helsinki și ale Legii privind cercetarea în domeniul sănătății din Norvegia. Consiliul de revizuire instituțională al Facultății de Psihologie, Universitatea din Bergen, a aprobat studiul.

Participanții

Vârsta medie a participanților (N = 23,533) a fost 35.8 ani (SD = 13.3), variind de la 16 la 88 de ani. În ceea ce privește grupele de vârstă incluse, majoritatea participanților au avut vârste cuprinse între 16-30 ani (40.7%), urmate de cei cu vârste cuprinse între 31-45 ani (35%), 46-60 ani (19.8%) și peste 60 de ani (4.5 %). Eșantionul a cuprins 15,299 femei (65%) și 8,234 bărbați (35%). În ceea ce privește statutul de relație, 15,373 (65.3%) erau în prezent într-o relație (adică, căsătorit, partener de drept comun, partener, iubit sau iubită) și 8,160 (34.7%) nu erau (adică, singuri, divorțați, separați, văduva) , sau văduv). În ceea ce privește educația, 2,350 absolviseră școala obligatorie (10%), 5,949 absolviseră liceul (25.3%), 3,989 absolviseră școala profesională (17%), 7,630 aveau o diplomă de licență (32.4%), 3,343 aveau un masterat (14.2%), iar 272 au avut un doctorat (1.2%).

măsuri

Criterii demografice

Participanții au completat un demografic demografic (de exemplu vârsta, sexul, statutul de relație, cea mai înaltă educație completă) utilizând un format de răspuns închis.

Bergen-yale scala de dependenta de sex (BYSAS)

BYSAS a fost dezvoltat folosind cele șase criterii de dependență subliniate de Brown (), Griffiths () și Asociația Americană de Psihiatrie () cuprinzând saliență, modificări ale dispoziției, toleranță, simptome de sevraj, conflicte și recădere / pierderea controlului. Un element a fost creat pentru fiecare criteriu. Mai exact, criteriile au inclus elemente referitoare la saliență / pofta (adică, preocuparea cu sex / masturbarea), modificarea dispoziției (adică sexul / masturbarea îmbunătățește dispoziția), toleranța (adică pentru a fi satisfăcut mai mult sex / masturbare) , simptomele de sevraj (de exemplu, reducerea sau excluderea de la sex / masturbare creează neliniște și sentimente negative), conflicte / probleme (adică sexul / masturbarea creează conflicte și provoacă un fel de problemă) și recidiva / pierderea controlului modele vechi de sex / masturbare după o perioadă de control sau absență). Formularea specifică a elementelor și alternativele de răspuns s-au bazat pe formularea și alternativele de răspuns utilizate în scale care evaluează alte dependențe comportamentale (Andreassen și colab., ). Cadrul de timp a avut în vedere anul trecut, utilizând un format de răspuns Likert (5 = foarte rar, 1 = rareori, 2 = uneori, 3 = de multe oriși 4 = foarte des; vedea Anexa A pentru lista completă de articole și formate de răspuns pentru BYSAS), obținând un scor compozit BYSAS variind de la 0 la 24 (vezi tabelul Table1) .1). Pentru a fi clasificat operațional ca "dependent de sex" în studiul prezent, simptomele trebuiau să fie prezente la un anumit nivel / amploare [definit ca fiind cel puțin 3 (de multe ori) sau 4 (foarte des)]. Acest lucru este în concordanță cu modul în care cut-off-urile au fost operaționalizate pentru alte scale care evaluează dependențele comportamentale (de exemplu, Lemmens și colab., ; Andreassen și colab., ). În plus, un anumit număr de criterii (adesea mai mult de jumătate) trebuiau să fie aprobate (aici "adesea" sau "foarte des") pentru a fi clasificate ca dependență (American Psychiatric Association, ). În acest caz, cel puțin patru din cele șase articole BYSAS au fost aprobate pentru a considera participantul ca fiind dependent de sex. Punctajul 0 pe scorul compozit BYSAS a fost definit ca "nici o dependență sexuală", care pare rezonabilă, deoarece acești participanți răspund "niciodată" la toate cele șase articole. Un scor compozit între 1 și 6 a fost definit ca "risc scăzut de dependență sexuală", deoarece acești participanți ar putea maximiza scorul de mai sus la două dintre cele șase articole. Cei cu un scor compozit de 7 sau mai sus, dar care nu îndeplineau criteriile pentru dependența de sex au fost definiți ca având "risc moderat de dependență de sex". Această etichetă pare potrivită deoarece aceasta este egală cu un scor mediu peste 1 pentru toate cele șase articole.

Tabelul 1

Distribuția scorurilor, scorul mediu și deviația standard (SD) pe cele șase articole din Scala de dependență de sex Bergen-Yale (BYSAS) pentru bărbați (♂, n = 8,234), femele (♀, n = 15,299) și întreaga eșantion (=) (N = 23,533).

articole Frecvență (%)medieSD
Cât de des în ultimul an ai ... 01234  
1.Ati petrecut mult timp gandindu-te la sex / masturbare sau sex planificat?
[BYSAS1 cu privire la sentiență-pofta]


=
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.Ai simțit nevoia de a masturba / face sex mai mult și mai mult?
[BYSAS2 privind toleranța]


=
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.Folosit sex / masturbare pentru a uita / scapa de probleme personale?
[BYSAS3 privind modificarea dispoziției]


=
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.Sa incercat sa taie sex / masturbare fara succes?
[BYSAS4 privind recăderea-pierderea controlului]


=
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.Fii agitat sau tulburat dacă ai fost interzis sexului / masturbării?
[BYSAS5 privind simptomele de abstinență]


=
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.A avut sex atât de mare încât a avut un impact negativ asupra relațiilor tale private, economiei, sănătății sau locului de muncă, studii?
[BYSAS6 privind problemele de conflict]


=
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
 

Scala variază de la 0 - "foarte rar" la 4 - "foarte des". Scorul mediu compozit pentru întreaga probă a fost 3.54 (SD = 4.14). Zona scorurilor compuse 0-24.

Scurtare a subsistemului de chestionare sex-PROMIS

Chestionarul mai scurt PROMIS [SPQ; Christo și colab., (Chestionarul PROMIS, Lefever, )] este o măsură validată psihometric a comportamentelor dependente 16 (chimice și nechimice), inclusiv a sexului (de exemplu, Haylett și colab., ; Pallanti și colab., ; MacLaren și Best, , ). Participanții au completat subscala sexului SPQ utilizând o scală 6-point [0 = nu ca mine deloc și 5 = cel mai mult ca mine; Articole 10: M = 13.44, SD = 7.14, α = 0.90; element de probă: "Aș avea ocazia să fac sex în ciuda faptului că tocmai am avut-o cu altcineva" (vedea anexa B pentru lista completă a articolelor)]. Subclasa sexului SPQ (denumită în continuare SPQ-S) evaluează unele aspecte ale căutării de recompense și constrângerii, inclusiv unele comportamente potențial dependente și simptome de tulburare sexuală. Cu toate acestea, ea evaluează numai tendințele de dependență față de relațiile / activitățile sexuale (cu altele) și exclude, de asemenea, criteriile principale de dependență. Elementele 10 ale SPQ-S au fost traduse din engleză în norvegiană separat de autorii norvegieni din prezentul studiu.

Mare cinci

Mini-International Personality Item Pool (Mini-IPIP; Donnellan și colab., ) a fost folosită pentru a evalua personalitatea și este o măsură scurtă acceptabilă psihometric și practic utilă a factorilor Big Five (Costa și McCrae, ; Wiggins, ). Participanții au completat elementul 20 Mini-IPIP utilizând o scală 5-point (1 = foarte inexacte și 5 = foarte precis) - patru elemente aparținând fiecăruia dintre următoarele subscale: extroversiune (de exemplu, "Vorbește cu o mulțime de oameni la petreceri"; M = 14.47, SD = 3.65, α = 0.81), agreabilitate (de exemplu, "Simțiți emoțiile altora"; M = 16.32, SD = 2.95, α = 0.76), conștiința (de exemplu, "Ca ordin"; M = 14.90, SD = 3.22, α = 0.70), neuroticism (de exemplu, "A se supara usor"; M = 11.81, SD = 3.54, α = 0.73), și intelect / imaginație (de exemplu, "Au o imaginație vie"; M = 14.26, SD = 3.14, α = 0.69), acesta din urmă fiind similar cu deschiderea construcției.

Narcisism

Inventarul de personalitate narcisistă-16 [NPI-16; Ames și colab., (NPI, Raskin și Terry, )] este o măsură valabilă psihometric a narcisismului subclinic (de exemplu, Konrath et al., ). Participanții au completat NPI-16 utilizând o scală Likert cu punct 5 (1 = dezacord și 5 = complet de acord; Elementele 16 [de exemplu, "Sunt capabil să vă arate dacă am șansa„]: M = 44.12, SD = 10.11, α = 0.89). Cu cât este mai mare scorul, cu atât este mai mult narcisistul. Scorul total a fost corelat în mod semnificativ cu evaluările experților privind tulburarea de personalitate narcisistă (Miller și Campbell, ).

Stimă de sine

Scara Rosenberg de autocunoaștere (RSES; Rosenberg, ) este un instrument valabil psihometric pentru evaluarea stimei de sine (de exemplu, Huang și Dong, ). Participanții au completat RSES utilizând o scară Likert cu punct 4 (0 = complet de acord și 3 = dezacord; Elementele 10 [de exemplu, "În general, sunt înclinat să simt că sunt un eșec","Sunt în stare să fac lucruri, precum și majoritatea celorlalți oameni„]: M = 29.23, SD = 5.34, α = 0.89). RSES evaluează stima de sine ca un singur construct și este conceput pentru a reprezenta o măsură globală a stimei de sine percepute a stimei de sine a participantului. Măsoară atât sentimentele pozitive, cât și cele negative asupra sinelui. Cele cinci afirmații pozitive au fost recodificate, ceea ce înseamnă că un scor compozit ridicat reflectă o stimă de sine ridicată.

Analiza datelor

Dimensiunile BYSAS au fost testate printr-o combinație de analiză (EFA) și factor de confirmare (CFA), efectuată separat pe divizarea aleatorie a eșantionului complet. Obiectivul analizei exploratorii a fost de a testa structura generală a elementelor incluse, cu accent special pe detectarea abaterilor de la structura unidimensională preconizată. Obiectivul CFA a fost de a evalua bunăstarea potrivirii modelului de măsurare unidimensional pentru BYSAS. În EFA, criteriile de extracție a factorilor au fost structura foarte simplă (VSS) (Revelle și Rocklin, ) și Velicer's () statistică medie parțială minimă (MAP). O rotație a bifactorului (Jennrich și Bentler, ) a fost folosit. Rotația bifactorului permite separarea unui factor comun și a unuia sau mai multor factori specifici. Așa cum s-a menționat de către Reise și colab. (), modelul bifactor este deosebit de util ca o metodă de detectare a încălcărilor de non-dimensionalitate. În contextul testării modelelor de măsurare unidimensionale, prezența factorilor specifici într-un model bifactor este un semn al dependenței locale în cadrul factorului. Astfel de factori specifici ar putea fi de interes substanțial, dar reprezintă o încălcare a dimensiunii unidimensionale.

Rezultatele din eșantionul EFA au fost introduse în testul CFA al modelului unidimensional la a doua divizare a eșantionului. Principalul obiectiv al CFA a fost să examineze potrivirea unui model de măsurare unidimensional pentru BYSAS, precum și să testeze discriminarea și informațiile din setul de elemente incluse. Ajustarea modelului global a fost evaluată prin intermediul estimatorului Mplus robust ponderat cel mai mic pătrat. Eroarea de aproximare pătrată medie a rădăcinii (RMSEA), indicele de potrivire comparativă (CFI) și indicele Tucker-Lewis (TLI) au fost utilizate ca indicatori de potrivire a modelului global. Pentru o potrivire bună, aceste valori trebuie să fie <0.06,> 0.95 și, respectiv,> 0.95 (Hu și Bentler, ). Am comparat două clase de modele de teorie a răspunsului unidimensional (IRT): Modelul de credit parțial Rasch (Masters, ) și modelul de răspuns gradat (Samejima, ). Pentru a evalua modul de potrivire a elementului pentru modelul de credit parțial Rasch, am evaluat pătratele medii infit și outfit (Wright and Masters, ). Conform standardelor convenționale pentru cercetarea în domeniul cercetării, infraroșu și pătrat (MSQ) ar trebui să fie, de preferință, în intervalul 0.6-1.4 (Wright and Linacre, ), dar numerele chiar și în intervalul 0.5 până la 1.5 pot fi văzute ca fiind "productive pentru măsurare" (Linacre, ). O valoare mai mică decât 1 înseamnă că răspunsurile elementului sunt prea previzibile (overfit), în timp ce o valoare deasupra 1 înseamnă că răspunsurile la date sunt prea aleatoare (underfit). MSQ infit este ponderat, astfel încât informațiile apropiate de elementul vizat sau persoană să primească mai multă greutate.

Pentru a testa invarianța, a fost examinată funcționarea elementului diferențial (DIF) între sexe și grupe de vârstă, utilizând o abordare constrânsă de stepdown, implementată în pachetul Rirt (Chalmers, ). În analiza DIF, elementele inițial au fost constrânse să aibă o discriminare și praguri egale între grupuri. S-au eliberat secvențial constrângeri semnificative statistic, utilizând elementele rămase ca elemente de ancorare. Această procedură secvențială descendentă a fost folosită pentru prima dată pe sex, tratând bărbații ca grup focal și femele ca grup de referință. Aceeași procedură a fost repetată pentru grupurile de vârstă, tratând adulții timpurii (16-39 ani) ca grup de referință și vârstă mijlocie / târzie la adult (40-88 ani) ca grup focal. Divizia grupului de vârstă a fost făcută ca un compromis între intervalul de vârstă (24 vs 49 ani) și numărul participanților în grupuri (61.8% vs. 38.2%). În final, impactul DIF pentru scorurile testului a fost evaluat prin funcționarea testului diferențial (DTF), așa cum este definit de Meade () și implementat de Chalmers și colab. ().

Celelalte analize au fost efectuate cu SPSS, versiunea 22. BYSAS a fost evaluat în termeni de consistență internă (coeficientul alfa al lui Cronbach) și corelații corelație element-total, după transformarea variabilelor în ranguri pentru a evita ca rezultatele să fie influențate de asimetrie (Greer și colab., ). Coeficienții de corespondență au fost calculați pentru a evalua relațiile dintre toate variabilele studiului; r deasupra 0.1, 0.3 și 0.5 au fost interpretate ca mărime mică, medie și mare, respectiv (Cohen, ). Au fost calculate diferențele în scorurile medii ale articolelor BYSAS între bărbați și femei; Al lui Cohen d valorile 0.2, 0.5 și 0.8 au fost definite ca efecte mici, medii și mari (Cohen, ).

În investigarea factorilor legați de dependența de sex, a fost efectuată o analiză de regresie multinomială bazată pe categoria „fără dependență de sex” (scor zero) (33.8% din eșantion) ca referință. „Riscul scăzut de dependență sexuală” (scor 1-6) a cuprins a doua categorie (46.3% din eșantion), „riscul moderat de dependență sexuală” (scor 7 sau mai mare) a cuprins a treia categorie (19.1% din eșantion), și „dependența de sex” (scor de 3 sau 4 pe cel puțin patru din cele șase criterii BYSAS) a cuprins a patra categorie (0.7% din eșantion). Variabilele independente au constat în sex, vârstă, starea relației, nivelul de educație, cele cinci subscale de personalitate ale Mini-IPIP și scorul pe NPI-16 și RSES. Educația a fost codificată în mod fals astfel încât cea mai mare categorie (adică diploma de licență) să cuprindă categoria de referință. În analiză, fiecare variabilă independentă a fost inclusă simultan. Când intervalul de încredere de 95% (IC) nu include 1.00, rezultatul este considerat statistic semnificativ.

REZULTATE

Scara de construcție și dezvoltare

Tabel Table11 prezintă statistici descriptive ale răspunsurilor pentru cele șase elemente ale BYSAS. Scorul mediu din probă a fost 3.54 din 24 (SD = 4.14). Elementele 1 (BYSAS1: salience / pofta) și 2 (BYSAS2: toleranță) au fost mai frecvent aprobate în categoria de rating mai mare decât alte elemente. Bărbații au obținut un scor mai mare decât femeile la toate cele șase articole BYSAS și la mărimea efectului (Cohen's d) a diferenței dintre scorurile medii ale elementului dintre sexe au fost 0.84 pentru saliență / dorință (mare), 0.75 pentru toleranță (mare), 0.41 pentru modificarea dispoziției (mediu-mic), 0.69 pentru recadere / pierderea controlului (mediu-mare) 0.65 pentru retragere (mediu-mare) și 0.36 pentru conflicte / probleme (mediu-mic).

EFA a sugerat extragerea unui factor conform criteriului VSS, dar a doi factori în conformitate cu criteriul MAP al lui Velicer. Rotația bifactoare a soluției cu doi factori a dezvăluit un factor general puternic în toate cele șase articole cu încărcări în intervalul 0.70 (BYSAS1) la 0.86 (BYSAS4 și BYSAS6) și un factor specific suplimentar de la BYSAS1 și BYSAS2. Factorul specific ar putea fi interpretat ca o dependență locală între BYSAS1 și BYSAS2, reprezentând o încălcare a unidimensionalității.

În concordanță cu constatările EFA, un model cu un factor cu termeni corelați de eroare pentru BYSAS1 și BYSAS2 a fost testat într-o CFA cu estimatorul Mplus robust estimat pentru datele categorice. Statisticile limitate de informație de la estimarea minimă pătrată măsurată Mplus indică o RMSEA de 0.046 [90% CI = 0.041, 0.051], un CFI de 0.998 și un TLI de 0.996, indicând o bună bunăstare a potrivirii între modelul cu un factor și a datelor. Figura Figure11 arată încărcările factorilor pe baza subsemplei de confirmare (n = 11,766).

Un fișier extern care deține o imagine, o ilustrație etc. Numele obiectului este fpsyg-09-00144-g0001.jpg

Structura factorului Scalei de dependență de sex Bergen-Yale (BYSAS) care prezintă încărcări standardizate ale factorului pentru subsuprafețele CFA (n = 11,766).

Pentru a lua în considerare suprapunerea între BYSAS1 și BYSAS2 în modelele IRT unidimensionale, un testlet al sumei de BYSAS1 și BYSAS2 a fost construit. Deoarece elementele curente au fost foarte înclinate, estimările theta s-au bazat pe metoda histogramei empirice (Woods, ). Masa Table22 arată patratele medii de infit și costum (MSQ) din modelul de credit parțial. Toate pătratele medii infit au fost în intervalul dorit de la 0.6 la 1.4 (Wright și Linacre, ; Bond și Fox, ). Tesutul observat MSQ pentru trei articole a fost mai mic decât gama 0.6 la 1.4 prescris în cercetarea sondajului, dar era încă în intervalul considerat "productiv pentru măsurare" (Linacre, ). Testarea MSQ a fost 0.46. Valorile MSQ de la marginea incintei ar putea reflecta un anumit grad de redundanță a conținutului în test. Adică, la un anumit nivel de scor, există o mare consecvență între perechi de articole și prea puține răspunsuri "neașteptate". Valorile infinite MSQ au fost, în general, mai aproape de valoarea așteptată a 1 și ar putea reflecta faptul că, deși răspunsurile au fost foarte consecvente, ele nu erau deterministe în sensul Guttman al unei ordini strict ordonate a răspunsurilor elementului în întreaga trăsătură. Gama observată de valori infit și tinuta indică faptul că elementele din BYSAS au fost în mod rezonabil în concordanță cu cele prevăzute de modelul de credit parțial Rasch. Totuși, modelul de potrivire a fost mai bun cu ipotezele relaxate ale modelului de răspuns gradat, comparativ cu modelul de credit parțial Rasch (criteriul de informație Akaikes PCM = 95155; criteriul de informare Akaikes criteriu gradat răspuns = 94843).

Tabelul 2

Statistici de potrivire a elementelor de la modelul de credit parțial Rasch.

ArticolInfati MSQz.infitOutput 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
Testează BYSAS1 și 20.647-26.0290.459-34.167
 

BYSAS, Bergen-Yale Scala de dependență de sex; MSQ, pătrat mediu.

Tabel Table33 arată rezultatele testelor privind funcționarea elementului diferențial (DIF) și impactul estimat al DIF asupra punctajelor de articole și a scorurilor totale estimate (funcția de testare diferențială DTF). Prima coloană prezintă schimbarea în chi-pătrat atunci când se eliberează ipoteze de pante invariabile și intercepte. Testarea secvențială de deplasare a funcționării elementului diferențiat pe sexe a indicat faptul că BYSAS3 și BYSAS4 au lucrat diferit pentru bărbați și femei, cu o scădere semnificativă în chi-pătrat atunci când eliberează constrângeri de invarianță [BYSAS3: Chi-pătrat (5) = 314.08, p <0.001; BYSAS4: Chi-pătrat (5) = 228.36, p <0.001]. DIF pe grupe de vârstă a identificat BYSAS3 și BYSAS4 ca articole care lucrează diferit pe grupe de vârstă [BYSAS3: Chi-pătrat (5) = 67.28; BYSAS4: Chi-pătrat (5) = 54.33]. Pentru celelalte elemente, constrângerile de model nu au fost semnificative, ceea ce indică faptul că ipoteza de invarianță pentru aceste elemente a fost în concordanță cu datele. Astfel, BYSAS a satisfăcut ipotezele echivalența scalară parțială pe sexe și grupuri de vârstă.

Tabelul 3

Testarea funcționării elementului diferențial și funcționarea testului diferențial.

 LRT DIFdfpSIDS / BSTESSD / ETSSD
GENDER (FEMEI REF.)
BYSAS3314.0835-0.281-0.360
BYSAS4228.35850.1930.335
Impact total scor   -0.088-0.022
AGE GROUP (TINERI ADULȚI REF.)
BYSAS367.28950.0220.04
BYSAS454.3345-0.018-0.05
Impact total scor   0.0040.001
 

LRT, test de probabilitate; DIF, funcționarea elementului diferențial; SIDS, diferența de punct semnată în eșantion; STDS, diferența de testare semnată în eșantion; ESSD, diferența standardizată a punctajului așteptat; ETSSD, diferența standardizată a scorului testului.

A treia și a patra coloană din tabel Table33 arată dimensiunea efectului DIF și DTF pentru BYSAS3 și BYSAS4, rezumat prin diferența dintre elementul semnat în eșantion (SIDS / STDS) și diferența standardizată a punctajului (ESSD / ETSSD). La același nivel de trăsătură, diferența medie standard de unitate dintre masculi și femele a fost -0.36 pentru BYSAS3 și 0.335 pentru BYSAS4. La nivelul testului, aceste efecte opuse s-au anulat reciproc, cu un test diferențial neglijabil care funcționează pentru scorul total sumar așteptat. În mod similar, pentru DIF pe grupe de vârstă, efectul BYSAS3 și BYSAS4 au fost în direcția opusă, anulează efectul total. Adulții tineri au înregistrat unități standard 0.04 mai mari pe BYSAS3, iar unitățile standard 0.05 sunt mai mici pe BYSAS4 comparativ cu grupul de vârstă mijlocie / târzie. La nivelul testului, impactul DIF a fost doar unitățile standard 0.0001, sugerând că DIF observat pentru BYSAS3 și BYSAS4 nu a avut nici un impact asupra nivelului total de scoruri. Pentru a rezuma, deși DIF a fost observat pentru două elemente, impactul la nivelul testului (DTF) a fost foarte mic sau ignorabil. Curbele de informații despre teste pentru bărbați și femei sunt prezentate în Figura Figure2.2. Figura arată că BYSAS avea cele mai multe informații la niveluri foarte ridicate de dependență sexuală (theta) pentru bărbați și femei, dar foarte puține informații la niveluri mai scăzute de dependență de sex.

 

Un fișier extern care deține o imagine, o ilustrație etc. Numele obiectului este fpsyg-09-00144-g0002.jpg

Testarea curbelor de informație din estimarea modelului de răspuns gradat al scorului de dependență de sex Bergen-Yale (n = 11,766).

Fiabilitatea și coerența internă a BIM

Alfa lui Cronbach pentru BYSAS a fost 0.83, iar coeficienții de corelație element-total corectați pentru itemii 1-6 au fost 0.69 (BYSAS1: salience / pofta), 0.74 (BYSAS2: toleranță), 0.62 (BYSAS3: modificarea dispoziției), 0.57 (BYSAS4: recidiva / pierderea controlului), 0.66 (BYSAS5: simptome de abstinență) și 0.42 (BYSAS6: conflict / probleme), respectiv.

Valabilitate convergentă și discriminatorie

Coeficientul de corelație dintre scorul compus al BYSAS și subscala de sex a SPQ a fost de 0.52. Masa Table44 arată că ambele scale au demonstrat modele similare de corelație cu alte variabile examinate în studiu. Coeficienții de corelație de ordin zero între variabilele de studiu au variat de la -0.53 (între stima de sine și neuroticism) la 0.52 (între BYSAS și SPQ-S).

Tabelul 4

Coeficienți de corelație cu ordine zero (corelație Pearson produs-moment, corelație punct-biserială, coeficient phi) între variabile.

 Variabile1234567891011121314151617
1BYSAS-                
2SPQ-S0.519                
3Gen (1 = ♂, 2 = ♀)-0.377-0.252               
4Vârstă-0.190-0.0860.031              
5Relaţiea0.0900.078-0.065-0.218             
6Scoala primara0.0460.014-0.028-0.2050.149            
7Liceu0.0360.0270.015-0.1970.094-0.194           
8Scoala Vocationala0.0280.028-0.1230.138-0.049-0.150-0.263          
9Licențiat-0.051-0.0320.0950.118-0.081-0.231-0.403-0.313         
10Masterat-0.040-0.0290.0150.097-0.073-0.136-0.237-0.184-0.282        
11Doctorat-0.014-0.010-0.0180.057-0.035-0.036-0.063-0.049-0.075-0.044       
12extroversion0.0140.0910.0880.013-0.064-0.050-0.019-0.0210.0490.024-0.001      
13consimțământ-0.151-0.1470.3430.048-0.048-0.049-0.017-0.0600.0730.0310.0010.296     
14conștiinciozitate-0.208-0.1550.1430.200-0.130-0.085-0.0520.0520.0330.041-0.0100.0930.131    
15nevrozei0.0860.0250.234-0.116-0.0050.0590.041-0.021-0.024-0.041-0.022-0.0980.093-0.157   
16Intelectul / imaginație0.0930.075-0.105-0.0360.043-0.045-0.042-0.0660.0260.1090.0620.1630.116-0.116-0.003  
17Narcisism0.2130.213-0.219-0.125-0.003-0.023-0.039-0.0490.0340.0670.0090.370-0.0750.026-0.1500.196 
18Stimă de sine-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 Scala de dependență de sex; SPQ-S, mai scurtă chestionar PROMIS-scară Sex.

a1 = într-o relație, 2 = nu este într-o relație.

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

Relațiile cu demografia, cele cinci mari, narcisismul și stima de sine

Variabilele independente au explicat 23.0% (formula Cox-Snell) a variației riscului de dependență de sex (26.0% conform formulei Nagelkerke; Table5) .5). Șansele de apartenență la categoriile „risc scăzut de dependență sexuală”, „risc moderat de dependență sexuală” și „dependență sexuală” au fost mai mari la bărbați decât la femei. Vârsta a fost invers legată de categoria dependenței de sex. A nu fi într-o relație a crescut șansele de apartenență la categoria „risc moderat de dependență sexuală”. Învățământul primar a redus șansele de apartenență la categoriile „risc scăzut de dependență sexuală” și „risc moderat de dependență sexuală”. Deținerea unui masterat a redus șansele de apartenență la categoria „risc moderat de dependență sexuală”, în timp ce obținerea unui doctorat a crescut șansele de apartenență la categoria „dependență sexuală”. Extroversia a crescut șansele de apartenență la cele trei categorii superioare de dependență de sex, în timp ce conștiinciozitatea a scăzut șansele corespunzătoare. Agreabilitatea a redus șansele de apartenență la categoria „dependență sexuală”. Neuroticismul a crescut șansele de apartenență la categoriile „risc moderat de dependență sexuală” și „dependență sexuală”. Intelectul / imaginația a fost asociat pozitiv cu apartenența la categoriile „risc scăzut de dependență sexuală” și „risc moderat de dependență sexuală”. Stima de sine a fost invers legată de categoriile de dependență sexuală. În cele din urmă, narcisismul a fost asociat pozitiv cu apartenența la cele trei categorii superioare de dependență de sex.

Tabelul 5

Regresia logistică regresivă a dependenței sexuale (categoria de referință: scorul BYSAS al 0; OR = 1.00; n = 7,962).

 Risc scăzut de dependență sexuală
(Scor BYSAS 1-6; n = 10,907)
Risc moderat de dependență de sex
(≥ 7 / <4 criterii îndeplinite; n = 4,490)
Dependență sexuală dependentă de dependența de sex
(Îndeplinirea criteriilor 4-6; n = 174)
Variabila independentaOR (95% CI)OR (95% CI)OR (95% CI)
Gen (1 = ♂, 2 = ♀)0.272 (0.250 - 0.295)0.081 (0.073 - 0.090)0.035 (0.023 - 0.051)
Vârstă0.982 (0.980 - 0.985)0.968 (0.965 - 0.972)0.956 (0.941 - 0.972)
Relaţie (1 = in, 2 = nu în)1.045 (0.977 - 1.118)1.105 (1.010 - 1.210)1.030 (0.738 - 1.437)
Educaţie (referință = diplomă de licență)   
     Scoala primara0.752 (0.669 - 0.845)0.694 (0.595 - 0.809)1.238 (0.740 - 2.071)
     Școală secundară0.984 (0.906 - 1.069)0.964 (0.860 - 1.080)1.083 (0.680 - 1.727)
     Scoala Vocationala1.034 (0.942 - 1.136)1.066 (0.940 - 1.210)1.299 (0.782 - 2.158)
     Masterat0.953 (0.867 - 1.047)0.848 (0.740 - 0.971)1.022 (0.554 - 1.884)
     Doctorat0.777 (0.587 - 1.030)0.737 (0.493 - 1.102)3.229 (1.071 - 9.734)
extroversion1.030 (1.020 - 1.040)1.045 (1.031 - 1.059)1.059 (1.010 - 1.111)
consimțământ1.008 (0.995 - 1.020)0.988 (0.973 - 1.004)0.946 (0.900 - 0.995)
conștiinciozitate0.958 (0.948 - 0.969)0.915 (0.903 - 0.928)0.886 (0.844 - 0.930)
nevrozei1.010 (0.999 - 1.021)1.097 (1.081 - 1.113)1.249 (1.183 - 1.319)
Intelectul / imaginație1.015 (1.004 - 1.025)1.025 (1.010 - 1.039)1.002 (0.951 - 1.055)
Stimă de sine0.976 (0.968 - 0.984)0.928 (0.918 - 0.939)0.858 (0.829 - 0.888)
Narcisism1.027 (1.023 - 1.030)1.059 (1.054 - 1.065)1.091 (1.072 - 1.111)
 

Constatări importante cu caractere aldine. SAU, rata șanse; CI, interval de încredere; BYSAS, Scala de dependență de sex Bergen-Yale.

Discuție

Deși comportamentul sexual problematic a fost susținut ca reprezentând o tulburare de dependență, instrumentele de screening dezvoltate anterior care au evaluat tulburarea nu au inclus criterii de dependență de bază. În consecință, BYSAS a fost dezvoltat pentru a depăși această limitare, iar proprietățile sale psihometrice au fost examinate într-un mare eșantion național. Pentru a asigura validitatea conținutului, procesul de construcție sa bazat pe componente care reflectă teoretic toate dimensiunile de bază ale dependenței. Analizele riguroase au demonstrat că BYSAS are o psihometrie bună și sunt discutate mai jos.

Un model cu un factor cu o corelație specifică adăugată între variație (BYSAS1) și toleranță (BYSAS2) termenii de eroare au atins o bună bunăstare de a se potrivi cu datele observate. Conform acestui model, o creștere a dependenței de sex crește probabilitatea de a susține fiecare dintre caracteristicile cheie ale dependenței, iar încărcarea cu factor ridicat a indicat faptul că fiecare indicator a atins informații despre dependența de bază. În timp ce sugerează un factor dominant, dependența locală între saliență și toleranță justifică o anumită atenție. Având în vedere conținutul acestor două elemente, corelația reziduală nu se referă în primul rând la consecvența logică, ci ar putea reflecta o suprapunere motivațională specifică, deoarece saliența ar putea contribui la creșterea nevoii de sex. În contextul administrării la scară practică, dependența locală este mai puțin importantă, deoarece suma elementelor reflectă în esență o dimensiune. Buna bunătate a potrivirii pentru modelul cu un factor și încărcările cu factor de înaltă uniformitate sugerează că BYSAS reflectă o singură construcție. În consecință, ipoteza 1 și 2 au fost susținute de rezultatele analizei datelor. În ceea ce privește analizele DIF, bărbații au înregistrat mai mult decât femeile pe BYSAS4 și mai mic pe BYSAS3 în timp ce adulții tineri (16-39 ani) au înregistrat mai mare la BYSAS3 și mai mic pe BYSAS4 comparativ cu adulții în vârstă (40 până la 88 ani). La nivelul testului, aceste efecte s-au anulat reciproc, astfel încât impactul la nivelul testului a fost ignorant.

A existat o corelație semnificativă și pozitivă (0.52) între scorurile pe BYSAS și SPQ-S (Christo și colab., ). Această corelație ridicată indică validitatea convergentă a BYSAS și oferă suport pentru ipoteza 3. Rezultatele au demonstrat, de asemenea, că BYSAS și SPQ-S au arătat corelații similare cu alte variabile examinate în prezentul studiu. Cu toate acestea, sunt necesare studii suplimentare care examinează validitatea convergentă și fiabilitatea test-retest a BYSAS. Distribuția scorurilor BYSAS a fost puternic înclinată spre stânga (adică scoruri scăzute), ceea ce este așa cum era de așteptat deoarece BYSAS a evaluat simptomele dependenței sexuale într-un eșantion mare neselectat bazat pe populație. Sensibilitatea / pofta și toleranța au fost mai frecvent susținute în categoria de rating mai mare decât alte articole, iar aceste articole au avut cel mai mare factor de încărcare. Acest lucru pare rezonabil, deoarece acestea reflectă simptome mai puțin severe (de exemplu, întrebarea despre depresie: oamenii obțin scoruri mai mari dacă se simt deprimați, atunci intenționează să se sinucidă) Acest lucru poate reflecta, de asemenea, o distincție între implicare și dependență (adesea observată în câmpul de dependență al jocului) - în cazul în care elementele care ating informațiile despre evidență, pofta, toleranță și modificarea dispoziției sunt argumentate pentru a reflecta implicarea, în timp ce elementele care ating retragerea, recidiva și conflictul măsoară dependență. O altă explicație ar putea fi că sensibilitatea, pofta și toleranța pot fi mai relevante și mai proeminente în dependențele comportamentale decât retragerea și recăderea.

În ceea ce privește datele demografice, rezultatele analizelor multivariate sunt în concordanță cu rezultatele studiilor anterioare (Kafka, ; Karila și colab., ; Campbell și Stein, ; Wéry și colab., ; Wéry și Billieux, ), și a sprijinit ipoteza 4. Un scor mare pe BYSAS a fost asociat cu a fi bărbați și bărbați marcat mai mare decât femeile în toate cele șase articole BYSAS, ceea ce sugerează că bărbații sunt mai expuși riscului decât femeile în dezvoltarea dependenței de sex. Acest lucru corespunde, de asemenea, faptului că majoritatea persoanelor care caută un ajutor profesional pentru comportamentul sexual dependent sunt bărbați (Kafka, ; Griffiths și Dhuffar, ; Campbell și Stein, ). Într-o oarecare măsură, acest lucru ar putea reflecta și faptul că femeile apar într-o mai mică măsură din cauza stigmei sociale și a rușinii interioare potențial mai mult decât bărbații (Gilliland et al. ; Dhuffar și Griffiths, , ). Vârsta a fost invers legată de dependența de sex și corespunde unor dovezi empirice care arată că o vârstă fragedă este un factor de vulnerabilitate pentru dezvoltarea și menținerea dependențelor în general (Chambers et al., ). În plus, având în vedere că unele tipuri de sex excesiv pot fi exigente fizic și că libidoul sexual tinde să scadă odată cu înaintarea în vârstă a persoanelor, poate că nu e de mirare că dependența de sex este asociată cu vârsta mai mică.

Faptul că nu se află într-o relație a fost asociată și cu dependența de sex, posibil deoarece persoanele singure sunt mai motivați să satisfacă nevoile sexuale nesatisfăcute decât cele care se află într-o relație stabilă (Ballester-Arnal et al. ; Sun și colab., ). O altă explicație poate fi că "dependenții de sex" au dificultăți în stabilirea și menținerea relațiilor (de exemplu, traumatismul din copilărie, atașamentul nesigur, etc., Dhuffar și Griffiths, ; Weinstein și colab., ). Rezultatele actuale au arătat, de asemenea, că, comparativ cu categoria de referință (care au o diplomă de licență), cei cu studii superioare (adică, care au un doctorat) au fost mai susceptibili de a avea un scor BYSAS ridicat. Având în vedere că educația este legată de un statut social ridicat, este posibil ca astfel de indivizi să aibă acces la mai multe oportunități sexuale, în special la bărbați (Buss, ). Cu toate acestea, am explorat efectele interacțiunii (Sex x PhD), nici una dintre ele nu a fost semnificativă (Sex x Bachelor ca contrast, rezultatele nu sunt prezentate). Cu toate acestea, studiile viitoare ar trebui să examineze interacțiunile privind sexul x educație în ceea ce privește dependența de sex.

Scorurile de pe BYSAS au avut asocieri pozitive cu nevrotismul, extroversia și intelectul / imaginația și asociații negative cu agreabilitatea și conștiinciozitatea. În general, rezultatele analizelor multivariate au fost așa cum era de așteptat și susțin validitatea discriminantă a BYSAS (Ipoteza 5). Relația pozitivă cu extroversia poate reflecta tendința extrovertitilor de a căuta stimulare în compania altora și preocuparea lor cu privire la expresia individuală și la sporirea atractivității personale (Costa și Widiger, ). Natura lor socială poate, de asemenea, să sporească potențialul mai multor oportunități sexuale (de exemplu, socializarea la petreceri, petrecerea timpului liber etc.). Relația pozitivă cu neuroticismul confirmă, de asemenea, constatările din studiile anterioare (Pinto și colab., ; Rettenberger și colab., ; Walton și colab., ) și este congruent cu presupunerea că sexul are un efect anxiolitic (Coleman, ) și că angajarea în activități sexuale poate funcționa ca o evadare din sentimentele disforice (O'Brien și DeLongis, ; Dhuffar și colab., ; Wéry și colab., ). Intelectul / imaginația a avut de asemenea o relație pozitivă cu comportamentul sexual dependent. Acest lucru poate reflecta faptul că oamenii care înregistrează o mare parte din această trăsătură tind să urmărească auto-actualizarea prin căutarea unor experiențe intense, neobișnuite și / sau euforice, cum ar fi comportamente sexuale specifice - și deținerea unui sistem de credințe liberale (Costa și Widiger, ). Conștiinciozitatea și agreabilitatea au fost invers legate de dependența de sex, ceea ce poate fi explicat prin faptul că aceste trăsături reflectă trăsături precum autocontrolul și capacitatea de a rezista tentațiilor și de a pune alte interese înaintea propriilor, și de a fi sensibile și de bunăvoință. Luate împreună, constatările actuale susțin ideea că agreabilitatea și conștiinciozitatea (în general) protejează împotriva dependențelor, în timp ce extroversia și nevrotismul (Few et al., ) să le faciliteze - constatările care au fost raportate în altă parte (de exemplu, Hill et al., ; Kotov și colab., ; Maclaren și colab., ; Andreassen și colab., ; Walton și colab., ).

Studiul de față a constatat, de asemenea, că dependența de sex este asociată pozitiv cu narcisismul și asociată negativ cu stima de sine, sprijinind atât ipoteza 6, cât și studiile anterioare (Kafka, ; Kor și colab., ; Kasper și colab., ; Doornwaard și colab., ). Aceste constatări indică faptul că comportamentul sexual poate reprezenta o modalitate de contracarare a stimei de sine scăzute și de sporire a stimei de sine (de exemplu, efectele asociate de a fi activi sexual, inclusiv sentimentele de a fi populare, primirea complimentelor, sentimentele de omnipotență la angajarea în sex, atenție în timpul sexului etc.), scăpând de sentimentele de sentiment scăzut de sine sau că sexul de dependență reduce stima de sine. Tendințele narcisistice și dependența de sex au co-variat în mod constant în studiile anterioare (Black et al., ; Raymond și colab., ; Kafka, ; MacLaren și Best, ; Kasper și colab., ) și ar putea reflecta faptul că comportamentul sexual este o manifestare a trăsăturilor narcisiste (de ex. dorința de atenție, admirație și putere, exploatare și simț al dreptului etc.). O altă posibilitate este că comportamentul sexual excesiv stimulează trăsături narcisice printre cei care au un număr mare de parteneri sexuali.

Limitările și punctele forte ale studiului prezent

Studiul prezent este limitat de toate neajunsurile comune ale datelor de auto-raportare și ale metodologiei de eșantionare auto-selectate (de exemplu, tendința de auto-selecție, rata de răspuns necunoscută și lipsa de informații despre persoanele care nu au răspuns la întrebări). Pe măsură ce scorurile din BYSAS au avut o distribuție înclinată corectă, a fost prezent un risc de efecte pe podea care influențează rezultatele (de exemplu, scăderea relațiilor dintre construcții). Cu toate acestea, în date au fost prezentate gama completă a scorurilor pentru toate variabilele, ceea ce întărește valabilitatea relației estimate între construcțiile investigate. De asemenea, trebuie remarcat faptul că aproximativ un sfert din varianța analizei regresiei multinomiale a fost explicată de variabilele independente. Crearea a patru categorii de nivele de dependență de sex realizată în studiul de față ar trebui considerată provocatoare deoarece nu există limite bine definite sau criterii de diagnostic convenite. Acest lucru ne-a împiedicat, de asemenea, să folosim analiza curbei caracteristicilor de funcționare a receptorului, unde limitele de separare pot fi evaluate în termeni de sensibilitate și specificitate față de un "standard de aur". Designul studiului transversal poate influența rezultatele datorate unor factori cum ar fi metoda comună părtinire, creând astfel relații umflate între variabilele examinate în prezentul studiu (Podsakoff și colab., ). Mai mult, datorită mărimii mari a eșantionului care oferă puterea analizelor, mai multe corelații mici s-ar fi putut dovedi semnificative. Deși unele dintre constatările semnificative pot reflecta relații triviali datorită dimensiunii mari a eșantionului, unele dimensiuni ale efectului în analiza de corelație au fost moderate până la mari sugerând unele relații substanțiale și semnificative între variabilele de studiu (Cohen, ).

Deși finalizarea anchetei a fost anonimă, raportarea comportamentelor sexuale problematice poate fi asociată cu rușinea și tabu (Dhuffar și Griffiths, ) și ar fi putut provoca răspunsuri de dorit din punct de vedere social. De asemenea, răspunsul voluntar la un articol din ziar online despre comportamente excesive ar fi putut atrage anumite tipuri de persoane (de exemplu, cele care au folosit Internetul în mod excesiv, persoanele mai tinere). Cu toate acestea, atragerea unor astfel de indivizi ar fi putut fi, de asemenea, un avantaj, deoarece având în eșantion persoane care au probleme de dependență poate fi întărit valabilitatea scării pentru utilizare în contexte clinice. Sunt necesare studii suplimentare care să testeze psihometric proprietățile BYSAS, mai ales în ceea ce privește fiabilitatea test-retest și adaptabilitatea și generalizabilitatea sa culturală.

Selecția măsurilor poate să fi limitat și studiul de față, deoarece nu s-au folosit alte scale valide psihometrice care să evalueze sexul problematic în comparație cu BYSAS. De exemplu, chestionarul privind tulburarea hipersexuală (HDQ; Reid și colab., ) este o masura cuprinzatoare de evaluare incluzand criteriile de diagnostic propuse pentru tulburarea hipersexuala (Kafka, ). Cu toate acestea, propus DSM-5 criteriile nu reflectă pe deplin elementele de bază ale dependenței, cum ar fi toleranța, retragerea și modificarea dispoziției. Astfel, sa considerat mai adecvată compararea BYSAS cu o scară dezvoltată folosind teoria și criteriile de dependență.

Eșantionul extrem de mare al eșantionului în studiul de față este unul dintre punctele forte cheie în asigurarea unei puteri statistice ridicate în raport cu toate analizele efectuate. Constatările completează numeroase studii anterioare la scară mică și populație specifice în domeniu. O altă tărie a studiului de față este includerea unor criterii de dependență specifice și principale în procesul de construcție și dezvoltare a scalei și utilizarea construcțiilor relevante și a instrumentelor validate în procesul de validare. De asemenea, BYSAS ia în considerare conceptul de poftă (stare de dorință / poftă), care este acum adăugat în DSM-5 (American Psychiatric Association, ) ca simptom de dependență. În plus, BYSAS este mai mult un instrument generic de depistare a dependenței de sex, deoarece nu se concentrează pe anumite grupuri demografice (de exemplu, bărbați, homosexuali) sau medii (de exemplu, sex online). În consecință, BYSAS poate fi utilizată pentru a evalua atât activitatea sexuală online cât și cea offline și este, probabil, mai potrivită pentru evaluarea comportamentului sexual contemporan. O altă importanță cheie a fost faptul că studiul a fost publicat la nivel național, nu la nivel local (în presa națională). Presa națională din Norvegia este cunoscută pentru că are o largă audiență demografică în comparație cu presa locală. Prin urmare, eșantionul este probabil mai reprezentativ pentru populația norvegiană și poate fi mai reprezentativ decât alte studii utilizând eșantioane auto-selectate. Acesta este, de asemenea, unul dintre puținele studii din acest domeniu care se concentrează pe populația generală și cuprinde și o mare parte din femei. Mai mult, scurta durată a acestei scale noi o face potrivit să fie inclusă în anchetele cu spațiu limitat.

concluzii

În studiul de față a fost elaborată o nouă scală pentru evaluarea comportamentului sexual dependent, BYSAS. Fiabilitatea și a BYSAS au fost stabilite cu un eșantion național de adulți norvegieni 23,533. Structura asumată de un factor a fost confirmată de EFA și CFA, iar coerența internă a fost ridicată. Prin includerea elementelor care acoperă toate simptomele principale de dependență, validitatea conținutului a fost asigurată. BYSAS a fost validată împotriva altei măsuri de dependență sexuală, precum și a măsurilor demografice, a personalității și a stimei de sine; și se propune un scor provizoriu. În general, BYSAS este un instrument valabil din punct de vedere psihometric și valabil pentru măsurarea dependenței de sex, care poate fi utilizată în mod liber de către cercetători și practicieni în studiile epidemiologice și în setările de tratament.

Contribuția autorului

CA: Contribuția la conceperea și proiectarea lucrării, achiziția, analiza și interpretarea datelor; TT: Contribuția la analiză; SP, MG, TT și RS: Contribuția la interpretarea datelor pentru lucrare; CA: Proiectat lucrarea; Toți autori au revizuit critic activitatea în termeni de conținut intelectual important; Toți autori au aprobat versiunea finală și sunt responsabili pentru toate aspectele legate de muncă în ceea ce privește asigurarea faptului că întrebările legate de exactitatea sau integritatea oricărei părți a lucrării au fost investigate și rezolvate corespunzător.

Declarație privind conflictul de interese

Autorii declară că cercetarea a fost efectuată în absența oricăror relații comerciale sau financiare care ar putea fi interpretate ca un potențial conflict de interese.

Anexa A

Bergen-yale scala de dependenta de sex

Iată câteva întrebări despre relația dvs. cu sexul / masturbarea. (Prin sex înseamnă aici diferite fantezii sexuale, provocări și comportamente cum ar fi masturbarea, pornografia, activitățile sexuale cu adulți consimțiți, cybersex, sexul telefonic, cluburi de striptease și altele asemenea). Alegeți alternativa răspunsului pentru fiecare întrebare care vă descrie cel mai bine.

 Cât de des în ultimul an ai...Foarte rarRareoriUneoriDe multe oriFoarte des
1.Ati petrecut mult timp gandindu-te la sex / masturbare sau sex planificat?
2.Ai simțit nevoia de a masturba / face sex mai mult și mai mult?
3.Folosit sex / masturbare pentru a uita / scapa de probleme personale?
4.Sa incercat sa taie sex / masturbare fara succes?
5.Fii agitat sau tulburat dacă ai fost interzis sexului / masturbării?
6.A avut sex atât de mare încât a avut un impact negativ asupra relațiilor dvs. private, economiei, sănătății și / sau a locului de muncă / studiilor?
 

Toate articolele sunt marcate pe următoarea scală: 0 = Foarte rar, 1 = Rareori, 2 = Uneori, 3 = Deseori, 4 = Foarte des

anexa B

Scurtare a subsistemului de chestionare sex-PROMIS

Mai jos sunt câteva întrebări despre relația dvs. cu sexul. Alegeți alternativa răspunsului pentru fiecare întrebare care vă descrie cel mai binea

Răspunsurile ar trebui să fie oferite pentru utilizarea în timpul vieții, mai degrabă decât doar recenta folosire, adică, ați avut vreodată ...Nu ca mine deloc    Mai mult ca mine
  012345
1.Mi se pare dificil să trec o ocazie pentru sexul ocazional sau ilicit
2.Alții și-au exprimat repetat serios îngrijorarea față de comportamentul meu sexual
3.Mă mândresc cu viteza cu care pot să fac sex cu cineva și să găsesc că sexul cu un străin complet stimulează
4.Aș avea ocazia să fac sex în ciuda faptului că tocmai am avut-o cu altcineva
5.Înțeleg că a face o cucerire sexuală mă face să pierd interesul față de acel partener și mă determină să încep să caut un altul
6.Tind sa ma asigur ca am sex de un fel sau altul decat sa astept ca partenerul meu normal sa fie disponibil din nou dupa o boala sau absenta
7.Am avut treburi repetate chiar dacă am avut o relație regulată
8.Am avut în același timp trei sau mai mulți parteneri sexuali obișnuiți
9.Am făcut sex voluntar cu cineva pe care nu-mi place
10.Tind să schimb partenerii dacă sexul devine repetat
 

Sursa: De la modul de identificare a comportamentului de dependență de R. Lefever, 1988, Londra, Marea Britanie: PROMIS Publishing. [Aceasta este referința sursă pentru chestionarul PROMIS, din care au fost luate elementele pentru subclasa de sex.]. Drepturi de autor de către clinicile PROMIS. Reprinted cu permisiunea lui R. Lefever (comunicare personală, martie 14, 2017).

aFormulare de instrucțiuni utilizate în studiul actual, și nu din SPQ.

Note de subsol

1Setul de criterii (preocupat, rușinat, tratat, altul rău, fără control, trist) se bazează pe acronimul PATHOS, pe care grecii îl folosea pentru "suferință".

Referinte

  • Asociația Psihiatrică Americană APA (2013). Manualul Diagnostic și Statistic al Tulburărilor Mentale, 5th Edn. Washington, DC: Asociația Americană de Psihiatrie.
  • Ames DR, Rose P., Anderson CP (2006). NPI-16 ca o scurtă măsură de narcisism. J. Res. Pers. 40, 440-450. 10.1016 / j.jrp.2005.03.002 [Cross Ref]
  • Andreassen CS, Billieux J., Griffiths MD, Kuss DJ, Demetrovics Z., Mazzoni E., și colab. (2016). Relația dintre utilizarea dependenței de social media și jocurile video și simptomele tulburărilor psihiatrice: un studiu transversal pe scară largă. Psychol. Addict. Behav. 30, 252-262. 10.1037 / adb0000160 [PubMed] [Cross Ref]
  • Andreassen CS, Griffiths MD, Gjertsen SR, Krossbakken E., Kvam S., Pallesen S. (2013). Relația dintre dependențele de comportament și modelul de personalitate cu cinci factori. J. Behav. Addict. 2, 90-99. 10.1556 / JBA.2.2013.003 [PubMed] [Cross Ref]
  • Andreassen CS, Griffiths MD, Hetland J., Pallesen S. (2012a). Dezvoltarea unei scări de dependență a muncii. Scand. J. Psychol. 53, 265-272. 10.1111 / j.1467-9450.2012.00947.x [PubMed] [Cross Ref]
  • Andreassen CS, Griffiths MD, Pallesen S., Bilder RM, Torsheim T., Aboujaoude E. (2015). Scara de dependență de cumpărături bergen: fiabilitatea și validitatea unui test de screening scurt. Față. Psychol. 6: 1374. 10.3389 / fpsyg.2015.01374 [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Andreassen CS, Torsheim T., Brunborg GS, Pallesen S. (2012b). Dezvoltarea unei scale de dependență Facebook. Psychol. 110, 501-517. 10.2466 / 02.09.18.PR0.110.2.501-517 [PubMed] [Cross Ref]
  • Ballester-Arnal R., Castro-Calvo J., Gil-Llario, Giménez-García C. (2014). Statutul de relație ca o influență asupra activității Cybersex: cybersex, tineret și partener constant. J. Sex Teritoriu. 40, 444-456. 10.1080 / 0092623X.2013.772549 [PubMed] [Cross Ref]
  • Black DW, Kehrberg LL, Flumerfelt DL, Schlosser SS (1997). Caracteristicile subiecților 36 care raportează un comportament sexual compulsiv. A.m. J. Psihiatrie 154, 243-249. 10.1176 / ajp.154.2.243 [PubMed] [Cross Ref]
  • Bond T., Fox CM (2015). Aplicarea modelului Rasch: Măsurarea fundamentală în științele umane, 3rd Edn. New York, NY: Routledge.
  • Brown RIF (1993). Unele contribuții ale studiului jocurilor de noroc la studiul altor dependențe, în comportamentul jocurilor de noroc și problema jocurilor de noroc, eds Eadington WR, Cornelius J., editori. (Reno, NV: Universitatea din Nevada Press;), 341-372.
  • Buss DM (1998). Teoria strategiilor sexuale: originile istorice și starea actuală. J. Sex Res. 35, 19-31. 10.1080 / 00224499809551914 [Cross Ref]
  • Campbell MM, Stein DJ (2015). Tulburarea hipersexuală, în dependențele de comportament: DSM-5® și Beyond, ed. Petry NM, editor. (New York, NY: Oxford University Press;), 101-123.
  • Carnes PJ (1989). Contrar dragostei: Ajutând dependenta sexuala. Centru oraș, MN: Hazelden.
  • Carnes PJ (1991). Nu-i spuneți dragoste: recuperarea după dependența sexuală. New York, NY: Bantam Books.
  • Carnes PJ, Green BA, Carnes S. (2010). Același, dar diferit: reorientarea testului de screening al dependenței sexuale (SAST) pentru a reflecta orientarea și sexul. Sex. Addict. Compulsivitate 17, 7-30. 10.1080 / 10720161003604087 [Cross Ref]
  • Carnes PJ, Green BA, Merlo LJ, Polles A., Carnes S., Aur MS (2012). PATHOS: o cerere de screening pentru evaluarea dependenței sexuale. J. Addict. Med. 6, 29-34. 10.1097 / ADM.0b013e3182251a28 [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Carvalho J., Stulhofer A., ​​Štulhofer AL, Jurin T. (2015). Hypersexualitatea și dorința sexuală ridicată: explorarea structurii sexualității problematice. J. Sex. Med. 12, 1356-1367. 10.1111 / jsm.12865 [PubMed] [Cross Ref]
  • Carnes P., Weiss R. (2002). Testul de screening al dependenței sexuale pentru bărbați homosexuali. Wickenburg, AZ: Măsuri nepublicate.
  • Chalmers RP (2012). mirt: un pachet de teorii cu răspuns multidimensional pentru mediul R. J. Stat. Soft. 48, 1-29. 10.18637 / jss.v048.i06 [Cross Ref]
  • Chalmers RP, Consilier A., ​​Flora DB (2015). S-ar putea să nu facă un DIF mare: îmbunătățirea statisticilor de funcționare a testului diferențial care să țină cont de variabilitatea eșantionării. Educ. Psychol. Meas. 76, 114-140. 10.1177 / 0013164415584576 [Cross Ref]
  • Camerele RA, Taylor JR, Potenza MN (2003). Dezvoltarea neurocircuitării motivației în adolescență: o perioadă critică de vulnerabilitate a dependenței. A.m. J. Psihiatrie 160, 1041-1052. 10.1176 / appi.ajp.160.6.1041 [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Christo G., Jones S., Haylett S., Stephenson G., Lefever RM, Lefever R. (2003). Chestionarul mai scurt PROMIS: validarea ulterioară a unui instrument pentru evaluarea simultană a mai multor comportamente de dependență. Addict. Behav. 28, 225-248. 10.1016 / S0306-4603 (01) 00231-3 [PubMed] [Cross Ref]
  • Cohen J. (1988). Analiza puterii statistice pentru științele comportamentale, 2nd Edn. Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum Associates.
  • Coleman E. (1992). Pacientul dumneavoastră suferă de comportament sexual compulsiv? Psychiatr. Ann. 22, 320-325. 10.3928 / 0048-5713-19920601-09 [Cross Ref]
  • Coleman E., Miner M., Ohlerking F., Raymond N. (2001). Compulsive comportament sexual inventar: un studiu preliminar de fiabilitate și valabilitate. J. Sex Teritoriu. 27, 325-332. 10.1080 / 009262301317081070 [PubMed] [Cross Ref]
  • Cooper AL, Delmonico DL, Griffin-Shelley E., Mathy RM (2004). Activitatea sexuală online: o examinare a comportamentelor potențial problematice. Sex. Addict. Compulsivitate 11, 129-143. 10.1080 / 10720160490882642 [Cross Ref]
  • Cooper A., ​​Scherer CR, Boies SC, Gordon BL (1999). Sexualitatea pe internet: de la explorarea sexuală până la expresia patologică. Prof. Psychol. Res. Relatii cu publicul. 30, 154-164. 10.1037 / 0735-7028.30.2.154 [Cross Ref]
  • Costa PT, McCrae RR (1992). Manualul profesional NEO-PI-R. Odessa, FI: Resurse de evaluare psihologică.
  • Costa PT, Widiger TA (2002). Introducere: tulburările de personalitate și modelul de personalitate cu cinci factori, tulburările de personalitate și modelul de personalitate cu cinci factori, 2nd Edn, ediții Costa PT, Widiger TA, editori. (Washington, DC: Asociația Americană de Psihologie;), 3-14.
  • Delmonico DL, Griffin EJ (2008). Cybersex și E-teen: ce ar trebui să știe căsătorii și terapeuți de familie. J. Marital Fam. Ther. 34, 431-444. 10.1111 / j.1752-0606.2008.00086.x [PubMed] [Cross Ref]
  • Dhuffar MK, Griffiths MD (2014). Înțelegerea rolului rușinii și a consecințelor acesteia în comportamentele hipersexuale feminine: un studiu pilot. J. Behav. Addict. 3, 231-237. 10.1556 / JBA.3.2014.4.4 [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Dhuffar MK, Griffiths MD (2015). Înțelegerea conceptualizărilor privind dependența de sex feminin și recuperarea prin analiza fenomenologică interpretativă. Psychol. Res. 5, 585-603. 10.17265 / 2159-5542 / 2015.10.001 [Cross Ref]
  • Dhuffar MK, Pontes HM, Griffiths MD (2015). Rolul stărilor de dispoziție negative și consecințele comportamentelor hipersexuale în predicția hipersexualității în rândul studenților. J. Behav. Addict. 4, 181-188. 10.1556 / 2006.4.2015.030 [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Donnellan MB, Oswald FL, Baird BM, Lucas RE (2006). Balanțele Mini-IPIP: măsuri minuscule și eficiente ale celor cinci mari factori de personalitate. Psychol. Evalua. 18, 192-203. 10.1037 / 1040-3590.18.2.192 [PubMed] [Cross Ref]
  • Doornwaard SM, van den Eijnden RJ, Baams L., Vanwesenbeeck I., ter Bogt TF (2016). Mărirea bunăstării psihologice și a interesului sexual excesiv prezic simptomele utilizării compulsive a materialelor Internet explicite sexual printre băieții adolescenți. J. Youth Adolesc. 45, 73-84. 10.1007 / s10964-015-0326-9 [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Elmquist J., Shorey RC, Anderson S., Stuart BL (2016). Sunt simptomele de personalitate la limită asociate cu comportamentele sexuale compulsive la femeile aflate în tratament pentru tulburările de consum de substanțe? Un studiu exploratoriu. J. Clin. Psychol. 72, 1077-1087. 10.1002 / jclp.22310 [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Puțini LR, Grant JD, Trull TJ, Statham DJ, Martin NG, Lynskey MT și colab. . (2014). Variația genetică în trăsăturile de personalitate explică suprapunerea genetică între caracteristicile limită ale personalității și tulburările de utilizare a substanțelor. Addiction 109, 2118-2127. 10.1111 / add.12690 [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Gilliland R., South M., Carpenter BN, Hardy SA (2011). Rolul rușinii și vina în comportamentul hipersexual. Sex. Addict. Compulsivitate 18, 12-29. 10.1080 / 10720162.2011.551182 [Cross Ref]
  • Goodman A. (1998). Dependența sexuală: o abordare integrată. Madison, CT: Press Universities International.
  • Goodman A. (2008). Neurobiologia dependenței. O analiză integrată. Biochem. Pharmacol. 75, 266-322. 10.1016 / j.bcp.2007.07.030 [PubMed] [Cross Ref]
  • Grant JE, Atmaca M., Fineberg NA, Fontenelle LF, Matsunaga H., Janardhan Reddy YC, și colab. . (2014). Tulburări de control al impulsului și "dependențe comportamentale" în ICD-11. Psihiatrie mondială 13, 125-127. 10.1002 / wps.20115 [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Greer T., Dunlap WP, Hunter ST, Berman ME (2006). Strângere și consistență internă. J. Appl. Psychol. 91, 1351-1358. 10.1037 / 0021-9010.91.6.1351 [PubMed] [Cross Ref]
  • Griffiths MD (2005). Un model de dependență al componentelor într-un cadru biopsihologic. J. Subst. Utilizați 10, 191-197. 10.1080 / 14659890500114359 [Cross Ref]
  • Griffiths MD (2012). Internet dependența de sex: o revizuire a cercetării empirice. Addict. Res. Teoria 20, 111-124. 10.3109 / 16066359.2011.588351 [Cross Ref]
  • Griffiths MD, Dhuffar MK (2014). Tratamentul dependenței sexuale în cadrul serviciului național britanic de sănătate. Int. J. Ment. Sănătate Addict. 12, 561-571. 10.1007 / s11469-014-9485-2 [Cross Ref]
  • Hamann S., Herman RA, Nolan CL, Wallen K. (2004). Barbatii si femeile difera in raspunsul amigdala la stimulii sexuali vizuali. Nat. Neurosci. 7, 411-416. 10.1038 / nn1208 [PubMed] [Cross Ref]
  • Haylett SA, Stephenson GM, Lefever RM (2004). Covariation in comportamente de dependenta: un studiu de orientare dependenta folosind chestionarul mai scurt PROMIS. Addict. Behav. 29, 61-71. 10.1016 / S0306-4603 (03) 00083-2 [PubMed] [Cross Ref]
  • Hill SY, Shen S., Lowers L., Locke J. (2000). Factorii care prezică debutul consumului de adolescenți în familii cu risc crescut de dezvoltare a alcoolismului. Biol. Psihiatrie 48, 265-275. 10.1016 / S0006-3223 (00) 00841-6 [PubMed] [Cross Ref]
  • Holstege G., Georiadis JR, Paans AM, Meiners LC, van der Graaf FHC, Reinders AA (2003). Activarea creierului în timpul ejacularii masculine umane. J. Neurosci. 23, 9185-9193. [PubMed]
  • Hook JN, Hook JP, Davis DE, Worthington EL, Jr., Penberthy JK (2010). Măsurarea dependenței sexuale și a compulsivității: o analiză critică a instrumentelor. J. Sex Teritoriu. 36, 227-260. 10.1080 / 00926231003719673 [PubMed] [Cross Ref]
  • Hu L., Bentler P. (1999). Criteriile de excludere pentru indici de potrivire în analiza structurii covarianței: criterii convenționale față de alte elemente alternative. Struct. Teh. Model. 6, 1-55. 10.1080 / 10705519909540118 [Cross Ref]
  • Huang C., Dong N. (2012). Structura factorului de scară a stimei de sine Rosenberg: o meta-analiză a matricelor de model. Euro. J. Psychol. Evalua. 28, 132-138. 10.1027 / 1015-5759 / a000101 [Cross Ref]
  • Jennich RI, PM Bentler (2011). Analiza bi-factorului exploratoriu. Psychometrika 76, 537-549. 10.1007 / s11336-011-9218-4 [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Kafka MP (2010). Tulburare hipersexuală: un diagnostic propus pentru DSM-V. Arc. Sex. Behav. 39, 377-400. 10.1007 / s10508-009-9574-7 [PubMed] [Cross Ref]
  • Kafka MP (2013). Dezvoltarea și evoluția criteriilor pentru un diagnostic nou propus pentru DSM-5: tulburare hipersexuală. Sex. Addict. Compulsivitate 20, 19-26. 10.1080 / 10720162.2013.768127 [Cross Ref]
  • Kalichman SC, Rompa D. (1995). Căutarea senzației sexuale și scalările sexuale de compulsivitate: fiabilitatea, valabilitatea și prezicerea comportamentului cu risc HIV. J. Pers. Evalua. 65, 586-601. 10.1207 / s15327752jpa6503_16 [PubMed] [Cross Ref]
  • Karila L., Wéry A., Weinstein A., Cottencin O., Petit A., Reynaud M., și colab. . (2014). Dependență sexuală sau tulburare hipersexuală: termeni diferiți pentru aceeași problemă? O revizuire a literaturii. Curr. Pharm. Design 20, 4012-4020. 10.2174 / 13816128113199990619 [PubMed] [Cross Ref]
  • Kasper TE, MB scurt, Milam AC (2015). Narcisismul și pornografia pe internet. J. Sex Teritoriu. 41, 481-486. 10.1080 / 0092623X.2014.931313 [PubMed] [Cross Ref]
  • Kingston DA (2015). Dezbaterea conceptualizării sexului ca tulburare de dependență. Curr. Addict. 2, 195-201. 10.1007 / s40429-015-0059-6 [Cross Ref]
  • Klein V., Rettenberger M., Briken P. (2014). Indicatorii auto-raportați ai hipersexualității și corelatele acesteia într-un eșantion online de sex feminin. J. Sex. Med. 11, 1974-1981. 10.1111 / jsm.12602 [PubMed] [Cross Ref]
  • Konrath S., Meier BP, Bushman BJ (2014). Dezvoltarea și validarea Scalei narcisismului cu un singur element (SINS). PLoS ONE 9: e103469. 10.1371 / journal.pone.0103469 [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Kor A., ​​Fogel Y., Reid RC, Potenza MN (2013). Ar trebui să fie clasificată tulburarea hipersexuală ca o dependență? Sex. Addict. Compulsivitate 20, 27-47. 10.1080 / 10720162.2013.768132 [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Kor A., ​​Zilcha-Mano S., Fogel YA, Mikulincer M., Reid RC, Potenza MN (2014). Dezvoltarea psihometrică a scalei pornografice problematice. Addict. Behav. 39, 861-868. 10.1016 / j.addbeh.2014.01.027 [PubMed] [Cross Ref]
  • Koronczai B., Urbán R., Kökönyei G., Paksi B., Papp K., Kun B., și colab. . (2011). Confirmarea modelului cu trei factori de utilizare a internetului problematic pe probe adolescente off-line și adulți. Cyberpsychol. Behav. Soc. Netw. 14, 657-664. 10.1089 / cyber.2010.0345 [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Kotov R., Gamez W., Schmidt F., Watson D. (2010). Legarea trăsăturilor de personalitate "mari" la tulburările de anxietate, depresie și consum de substanțe: o meta-analiză. Psychol. Taur. 136, 768-821. 10.1037 / a0020327 [PubMed] [Cross Ref]
  • Kraus S., Voon V., Potenza MN (2016). Ar trebui comportamentul compulsiv să fie considerat o dependență? Addiction 111, 2097-2106. 10.1111 / add.13297 [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Laier C., Pawlikowski M., Pekal J., Schulte FP, Brand M. (2013). Dependența de Cybersex: experiența excitării sexuale atunci când vizionați pornografia și nu contactele sexuale sexuale reale fac diferența. J. Behav. Addict. 2, 100-107. 10.1556 / JBA.2.2013.002 [PubMed] [Cross Ref]
  • Lefever R. (1988). Cum să identificați comportamentul de dependență. Londra, Marea Britanie: Editura PROMIS.
  • Lemmens JS, premierul Valkenburg, Peter J. (2009). Dezvoltarea și validarea unei scări de dependență de joc pentru adolescenți. Media Psychol. 12, 77-95. 10.1080 / 15213260802669458 [Cross Ref]
  • Linacre JM (2002). Ce înseamnă infit și outfit, medie-pătrat și standardizate medie? Rasch Meas. Trans. 16, 878 Disponibil online la: https://www.rasch.org/rmt/rmt162f.htm
  • MacLaren VV, cel mai bun LA (2010). Condiții de dependență multiple la adulții tineri: norme de studiu pentru chestionarul mai scurt PROMIS. Addict. Behav. 35, 352-355. 10.1016 / j.addbeh.2009.09.023 [PubMed] [Cross Ref]
  • MacLaren VV, cel mai bun LA (2013). Narcisismul neplăcut mediază efectul BAS asupra comportamentelor de dependență. Pers. Individu. Dif. 55, 101-155. 10.1016 / j.paid.2013.02.004 [Cross Ref]
  • Maclaren VV, Fugelsang JA, Harrigan KA, Dixon MJ (2011). Personalitatea jucătorilor patologici: o meta-analiză. Clin. Psychol. Rev. 31, 1057-1067. 10.1016 / j.cpr.2011.02.002 [PubMed] [Cross Ref]
  • Maestrii GN (1982). Un model Rasch pentru evaluarea parțială a creditului. Psychometrika 47, 149-174. 10.1007 / BF02296272 [Cross Ref]
  • Meade AW (2010). O taxonomie a mărimii efectului de dimensiune pentru funcționarea diferențiată a elementelor și a scalelor. J. Appl. Psychol. 95, 728-743. 10.1037 / a0018966 [PubMed] [Cross Ref]
  • Miller JD, Campbell WK (2008). Comparând conceptualizările clinice și de personalitate socială cu narcisismul. J. Pers. 76, 449-476. 10.1111 / j.1467-6494.2008.00492.x [PubMed] [Cross Ref]
  • Nunnally JC, Bernstein IH (1994). Teoria psihometrică, 3rd Edn. New York, NY: McGraw-Hill.
  • O'Brien TB, DeLongis A. (1996). Contextul interacțional al abordării axate pe probleme, emoții și relații: rolul celor cinci mari factori ai personalității. J. Pers. 64, 775–813. 10.1111 / j.1467-6494.1996.tb00944.x [PubMed] [Cross Ref]
  • O'Hara S., Carnes P. (2000). Testul de screening pentru dependența sexuală a femeilor. Wickenburg, AZ: măsură nepublicată.
  • Pallanti S., Bernardi S., Quercioli L. (2006). Chestionarul mai scurt PROMIS și scala de dependență de internet în evaluarea dependențelor multiple dintr-o populație de liceu: prevalența și handicapul asociat. CNS Spectr. 11, 966-974. 10.1017 / S1092852900015157 [PubMed] [Cross Ref]
  • Pawlikowski M., Altstötter-Gleich C., Brand M. (2013). Validarea și proprietățile psihometrice ale unei versiuni scurte a testului de dependență pe internet al lui Young. Comp. Zumzet. Comportă-te. 29, 1212–1223. 10.1016 / j.chb.2012.10.014 [Cross Ref]
  • Petry NM (2015). Introducere în dependențele de comportament, în dependențele de comportament: DSM-5® și Beyond, ed. Petry NM, editor. (New York, NY: Oxford University Press;), 1-5.
  • Pinto J., Carvalho J., Nobre PJ (2013). Relația dintre trăsăturile de personalitate FFM, psihopatologia de stat și compulsivitatea sexuală într-un eșantion de studenți de sex masculin. J. Sex. Med. 10, 1773-1782. 10.1111 / jsm.12185 [PubMed] [Cross Ref]
  • Piquet-Pessôa M., Ferreira GM, Melca IA, Fontenelle LF (2014). DSM-5 și decizia de a nu include sexul, cumpărăturile sau furtul ca dependență. Curr. Addict. 1, 172-176. 10.1007 / s40429-014-0027-6 [Cross Ref]
  • Podsakoff PM, MacKenzie SB, Lee JY, Podsakoff NP (2003). Metodele obișnuite ale metodelor în cercetarea comportamentală: o revizuire critică a literaturii și remedii recomandate. J. Appl. Psychol. 88, 879-903. 10.1037 / 0021-9010.88.5.879 [PubMed] [Cross Ref]
  • Raskin R., Terry H. (1988). O analiză a componentelor principale ale Inventarului de personalitate narcisistă și alte dovezi ale valabilității constructului său. J. Pers. Soc. Psychol. 54, 890-902. 10.1037 / 0022-3514.54.5.890 [PubMed] [Cross Ref]
  • Raymond NC, Coleman E., Miner MH (2003). Comorbiditatea psihiatrică și trăsăturile compulsive / impulsive în comportamentul sexual compulsiv. Compr. Psihiatrie 44, 370-380. 10.1016 / S0010-440X (03) 00110-X [PubMed] [Cross Ref]
  • Reid RC (2016). Provocări și probleme suplimentare în definirea comportamentului sexual compulsiv ca dependență. Addiction 111, 2111-2113. 10.1111 / add.13370 [PubMed] [Cross Ref]
  • Reid RC, Carpenter BN, Hook JN, Garos S., Manning JC, Gilliland R., și colab. . (2012). Raport de constatări într-un studiu de teren DSM-5 pentru tulburarea hipersexuală. J. Sex. Med. 9, 2868-2877. 10.1111 / j.1743-6109.2012.02936.x [PubMed] [Cross Ref]
  • Reid RC, Garos S., Carpenter BN, Coleman E. (2011). O constatare surprinzătoare referitoare la controlul executiv la un eșantion de pacienți cu oameni hipersexuali. J. Sex. Med. 8, 2227-2236. 10.1111 / j.1743-6109.2011.02314.x [PubMed] [Cross Ref]
  • Reise SP, Morizot J., Hays RD (2007). Rolul modelului bifactor în rezolvarea problemelor dimensionale în măsurile de sănătate. Qual. Life Res. 16, 19-31. 10.1007 / s11136-007-9183-7 [PubMed] [Cross Ref]
  • Rettenberger M., Klein V., Briken P. (2016). Relația dintre comportamentul hipersexual, excitația sexuală, inhibiția sexuală și trăsăturile de personalitate. Arc. Sex. Behav. 45, 219-233. 10.1007 / s10508-014-0399-7 [PubMed] [Cross Ref]
  • Revelle W., Rocklin T. (1979). Structura foarte simplă: o procedură alternativă pentru estimarea numărului optim de factori interpretabili. Multivariate Behav. Res. 14, 403-414. 10.1207 / s15327906mbr1404_2 [PubMed] [Cross Ref]
  • Rosenberg M. (1965). Societatea și imaginea de sine a adolescenților. Princeton, NJ: Princeton University Press.
  • Samejima F. (1997). Model de răspuns gradat, în Editura van der Linden WJ, Hambleton RK, editori. (New York, NY: Springer;), 85-100.
  • Schmitt DP (2004). Cei cinci mari au avut legătură cu comportamentul sexual riscant din toate regiunile lumii 10: asociațiile de personalitate diferențiate de promiscuitate sexuală și infidelitatea relațiilor. Euro. J. Pers. 18, 301-319. 10.1002 / per.520 [Cross Ref]
  • Sun C., Bridges A., Johnson J., Ezzell M. (2014). Pornografia și scenariul sexual de sex masculin: o analiză a consumului și a relațiilor sexuale. Arc. Sex. Behav. 45, 983-994. 10.1007 / s10508-014-0391-2 [PubMed] [Cross Ref]
  • Sussman S., Lisha N., Griffiths MD (2011). Prevalența dependențelor: o problemă a majorității sau a minorității? Eval. Sănătate prof. 34, 3-56. 10.1177 / 0163278710380124 [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Terry A., Szabo A., MD Griffiths (2004). Inventarul dependenței de exerciții: un nou instrument de screening. Addict. Res. Teoria 12, 489-499. 10.1080 / 16066350310001637363 [Cross Ref]
  • Velicer WF (1976). Determinarea numărului de componente din matricea corelațiilor parțiale. Psychometrika 41 321-327. 10.1007 / BF02293557 [Cross Ref]
  • Voon V., Mole TB, Banca P., Porter L., Morris L., Mitchell S., și colab. . (2014). Corelațiile neuronale ale reactivității sexuale cu indivizi cu comportamente sexuale compulsive și compulsive. PLoS ONE 9: e102419. 10.1371 / journal.pone.0102419 [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Walters GD, Knight RA, Långström N. (2011). Este hipersexualitatea dimensională? Dovezi pentru DSM-5 de la populația generală la probele clinice. Arc. Sex. Behav. 40, 1309-1321. 10.1007 / s10508-010-9719-8 [PubMed] [Cross Ref]
  • Walton MT, Cantor JM, Lykins AD (2017). O evaluare online a variabilelor de personalitate, psihologie și sexualitate asociate cu comportamentul hipersexual raportat de sine. Arc. Sex. Behav. 46, 721-733. 10.1007 / s10508-015-0606-1 [PubMed] [Cross Ref]
  • Weinstein AM, Zolek R., Babkin A., Cohen K., Lejoyeux M. (2015). Factorii care prezic utilizarea cybersex și dificultățile în formarea relațiilor intime între utilizatorii de sex masculin și de sex feminin ai Cybersex. Față. Psihiatrie 6: 54. 10.3389 / fpsyt.2015.00054 [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Wéry A., Billieux J. (2017). Cybersex problematică: conceptualizare, evaluare și tratament. Addict. Behav. 64, 238-246. 10.1016 / j.addbeh.2015.11.007 [PubMed] [Cross Ref]
  • Wéry A., Burnay J., Karila L., Billieux J. (2016a). Testul scurt al dependenței de Internet în Franța, adaptat activităților sexuale online: validarea și legăturile cu preferințele sexuale online și simptomele de dependență. J. Sex Res. 53, 701-710. 10.1080 / 00224499.2015.1051213 [PubMed] [Cross Ref]
  • Wéry A., Vogelaere K., Challet-Bouju G., Poudat F.-X., Caillon J., Lever J., și colab. (2016b). Caracteristicile autoidentificării dependenților sexuali într-o clinică ambulatorie de dependență comportamentală. J Behav. Addict. 5, 623-630. 10.1556 / 2006.5.2016.071 [Articol gratuit PMC] [PubMed] [Cross Ref]
  • Wiggins JS (1996). Modelul de personalitate cu cinci factori: Perspective teoretice. New York, NY: Publicații Guilford.
  • Winters J., Christoff K., Gorzalka BB (2010). Sexualitate eronată și dorință sexuală ridicată: construcții distincte? Arc. Sex. Behav. 39, 1029-1043. 10.1007 / s10508-009-9591-6 [PubMed] [Cross Ref]
  • Womack SD, Hook JN, Ramos M., Davis DE, Penberthy JK (2013). Măsurarea comportamentului hipersexual. Sex. Addict. Compulsivitate 20, 65-78. 10.1080 / 10720162.2013.768126 [Cross Ref]
  • Woods CM (2007). Istorograme empirice în teoria răspunsului elementului cu date ordinale. Educ. Psychol. Meas. 67, 73-87. 10.1177 / 0013164406288163 [Cross Ref]
  • Organizația Mondială a Sănătății (1992). Clasificarea ICD-10 a tulburărilor psihice și comportamentale: descrieri clinice și linii directoare de diagnostic. Geneva: Organizația Mondială a Sănătății.
  • Wright BD, Linacre JM (1994). Valori de potrivire medii pătrată rezonabile. Rasch Meas Trans. 8, 370.
  • Wright BD, Master GN (1982). Analiza scării de evaluare. Masura Rasch. Chicago, IL: MESA Press.
  • Young KS (1998). Prins în rețea: Cum să recunoaștem semnele dependenței de internet - și o strategie câștigătoare pentru recuperare. New York, NY: Wiley.