Faktorstruktur av Cybersex Motives Questionnaire (2018)

J Behav Addict. 2018 augusti 29:1–9. doi: 10.1556/2006.7.2018.67. [Epub före tryckning]

Franc E¹, Khazaal Y^1,2,3, Jasiowka K², Lepers T², Bianchi-Demicheli F^1,2, Rothen S^1,2.

Abstrakt

Internet används i stor utsträckning för sexuella aktiviteter och pornografi. Lite är dock känt om varför människor söker möten och sexuella interaktioner via Internet och om sambanden mellan cybersexberoende. Målet med denna studie var att konstruera ett frågeformulär för cybersexmotiv [Cybersex Motives Questionnaire (CysexMQ)] genom att anpassa Gambling Motives Questionnaire till cybersexanvändning och validera dess struktur.

Metoder

Två onlineprover av 191 och 204 cybersexanvändare samlades in för att utföra en principal komponentanalys (PCA) på det första provet och en bekräftande faktoranalys (CFA) på det andra. Cronbachs α och sammansatta tillförlitlighet beräknades för att bedöma intern konsistens. Korrelationer mellan CysexMQ och Sexual Desire Inventory (SDI) utvärderades också.

Resultat

Två konkurrerande modeller behölls från PCA, en med två faktorer och den andra med tre faktorer. CFA visade bättre passform för trefaktorlösningen. Efter att tre korsladdade föremål tagits bort visade resultaten att en slutlig trefaktorslösning med 14 punkter (förstärkning, hantering och sociala motiv) var giltig (justerat passformsindex: 0.993; normerat passningsindex: 0.978 ; Tucker–Lewis-index: 0.985; jämförande passningsindex: 0.988; approximativt ungefärligt rotmedelkvadratfel: 0.076). Positiva korrelationer hittades mellan de olika motiven och underskalorna för SDI.

Diskussion

Resultaten tyder på att CysexMQ är adekvat för bedömning av cybersexmotiv.

Nyckelord: cybersex, motiv, pornografi, internet missbruk, Frågeformulär om spelmotiv

Beskrivning

Internets betydande expansion under de senaste decennierna och dess utbredda användning i vardagen i de flesta samhällen har väckt debatt i vetenskapssamhället. Även om internet kan anses vara ett kraftfullt verktyg som ger tillgång till en mängd olika information och därför hjälper till globaliseringen, har det också snabbt blivit en slags fristad där människors fantasier blomstrar utan verkliga konsekvenser och där vissa människor med viktiga hälsoproblem får vilse i dess djup. Endast ett fåtal studier har fokuserat på en speciell användning av Internet som har lyckats från början och som ständigt vuxit i popularitet: cybersex (Gmeiner, Price, & Worley, 2015). Cybersex kan definieras som användning av sexuella aktiviteter online, såsom pornografi, livesexshower, webbkameror eller chattrum. Det har hävdats att allt som kan göras sexuellt i verkliga livet kan göras på Internet (Carnes, 2001).

Internet används ofta för sexuella aktiviteter (Grubbs, Volk, Exline, & Pargament, 2015), den nära kopplingen mellan de två har utvecklats genomgående. Tillgängligheten, överkomliga priserna och anonymiteten på Internet uppmuntrar upprepade sexuella interaktioner och maktlöshet på grund av det illusoriska utseendet av sådana bakom-skärmen-interaktioner, där den virtuella världen verkar mindre verklig. Människor tillåter lättare personliga fantasier när de inte kan påverka någon fysiskt, vilket leder till en skadlig känsla av säkerhet och hämningslöshet (Young, Griffin-Shelley, Cooper, O'mara och Buchanan, 2000).

Även om flera användare har rapporterat en positiv inverkan av cybersex (Grov, Gillespie, Royce, & Lever, 2011), har vissa uppfattat sig själva som att de har ett beroendeframkallande bruk av cybersexprodukter (Bothe et al., 2018; Grubbs et al., 2015; Kor et al., 2014). Internetberoende relaterat till sexuellt innehåll verkar påverka en liten men betydande andel av den internetanvändande befolkningen (Dufour et al., 2016; Frangos, Frangos och Sotiropoulos, 2011; Grubbs et al., 2015; Kafka, 2010; Ross, Mansson och Daneback, 2012). Negativa konsekvenser av överdrivet cybersex, även kallat cybersexberoende, är förknippade med psykologisk ångest och störningar i sömn och vardagsliv, eller med psykosocial dysfunktion (Grubbs et al., 2015; Tsimtsiou et al., 2014; Twohig, Crosby, & Cox, 2009). Eftersom motiv är kända för att ha stor inverkan i beteendeberoende (Billieux et al., 2011; Clarke et al., 2007; Hilgard, Engelhardt och Bartholow, 2013; Kiraly et al., 2015; Kuss, Louws och Wiers, 2012; Zanetta Dauriat et al., 2011), var huvudmålet med denna studie att bedöma cybersexmotiv och att validera Cybersex Motives Questionnaire (CysexMQ).

Även om ämnet cybersexberoende sannolikt är av klinisk betydelse, har det sällan studerats (Brand et al., 2011; Doring, 2009). Lite är känt om varför människor söker möten och sexuella interaktioner via Internet och om sambanden mellan cybersexberoende (Kafka, 2010). Förväntningen på sexuell upphetsning och njutning har antagits vara ett nyckelmotiv för cybersex och kan ha en roll i cybersexberoende (Young, 2008). Följaktligen har flera studier visat att, jämfört med kontroller, rapporterade personer som klassificerades som ha cybersexberoende att de hade större signalreaktivitet och sexuell upphetsning från pornografisk signalpresentation (Laier, Pawlikowski, Pekal, Schulte, & Brand, 2013).

I synnerhet fann vissa studier att negativa konsekvenser av cybersexanvändning (dvs beroendeframkallande användning) är förknippade med upplevd sexuell upphetsning när individer tittar på internetpornografiskt material (Brand et al., 2011). Dessutom var sådan beroendeframkallande användning associerad med högre aktivering av neurala regioner associerade med drog-cue-reaktivitet, såsom dorsala främre cingulat, ventral striatum och amygdala (Voon et al., 2014). Som förväntat, i förhållande till friska kontroller, hade personer med cybersexberoende större lust men liknande gillandepoäng som svar på sexuellt explicita videosignaler (Voon et al., 2014). Sådana resultat är i överensstämmelse med modeller som tyder på att i beroendeframkallande beteenden, blir "vilja" dissocierad från "gilla" (Robinson & Berridge, 2008).

Som rapporterats i forskning om andra beteendeberoende (Billieux et al., 2013; Khazaal et al., 2015; Zanetta Dauriat et al., 2011), medieras cybersexberoende genom coping (dvs. fly från verkliga problem med pornografi) genom användning av sexuellt relaterat material online (Laier & Brand, 2014). Till exempel, Hypersexual Behavioral Inventory, ett självrapporterat frågeformulär som bedömer överdriven och problematisk användning av sex i allmänhet, inkluderar tre subskalor: en relaterad till kontroll, en till konsekvenser och en till coping (användningen av sex för att klara av aversiva affektiva tillstånd eller som svar på stress; Reid, Li, Gilliland, Stein och Fong, 2011). Inventeringen av pornografikonsumtion (Reid et al., 2011) bedömer motiven för att använda pornografi med ett självrapporterat frågeformulär med 15 artiklar relaterat till följande dimensioner: känslomässigt undvikande (dvs. att hantera), sexuell nyfikenhet, sökande efter spänning och njutning.

Trots det lilla antalet studier på området tyder publicerade artiklar på att de två troliga motiven kopplade till cybersexberoende för att klara av aversiva känslor och verkliga problem är sexuell tillfredsställelse och användning av internetrelaterade sexuella aktiviteter (Laier & Brand, 2014). Föga överraskande, som beskrivits i studier relaterade till andra beteendeberoende på Internet (Carli et al., 2013; Geisel, Panneck, Stickel, Schneider och Muller, 2015; Khazaal et al., 2012), visade sig cybersexberoende vara associerat med psykologiska symtom och ångest; det var dock inte associerat med sexuellt beteende offline (Brand et al., 2011; Laier, Pekal, & Brand, 2015).

Tidigare teorier och forskning inom området cybersexberoende har mestadels undersökt hur processen och dess konsekvenser utvecklas, men en definition saknas om motiven bakom sådana beteenden. Faktum är att motiv som leder till beroendeframkallande beteenden först undersöktes inom området alkoholmissbruk (Cooper, Russell, Skinner och Windle, 1992), där dricksmotiv ansågs involvera en trefaktorsmodell: förbättring, social och coping. Enhancement uttrycker en inre och positiv förstärkning för att väcka positiva känslor. Den sociala faktorn syftar på den yttre och positiva förstärkningen för att öka den sociala tillhörigheten. Coping representerar alla interna strategier som implementeras av individen för att minska negativa effekter.

Det förefaller berättigat att tvivla på att faktorerna förknippade med dricksmotiv gäller ett beroende utan ett berusande ämne, såsom spel eller cybersex. Dessa faktorer har dock visat sig vara relevanta för spelmotiv, till exempel i en studie utförd av Stewart och Zack (2008). De validerade trefaktorstrukturen i Gambling Motives Questionnaire (GMQ) på basis av samma konstruktion av 15 objekt med fem poster per faktor. Ytterligare studier validerade en modifierad version av GMQ, inklusive monetära motiv som en extra drivkraft specifikt relaterad till spel (Dechant & Ellery, 2011). Dessa fynd tyder på att GMQ kan sättas i sammanhanget med de motiv som det är tänkt att mäta. Det visar också att frågeformuläret är plastiskt och att modifiering av dess konstruktion kan vara fruktbart för att bedöma cybersexmotiv.

Enligt tidigare studier om cybersexberoende, särskilt om användningen av pornografi (Brand et al., 2011; Laier & Brand, 2014; Laier et al., 2015; Reid et al., 2011), är det rimligt att anta att GMQ och dess relaterade faktorer, förbättring (ett tillfredsställelseliknande motiv) och coping, kan vara inblandade i cybersexmotiv.

Det är också vettigt att överväga inblandningen av det sociala motivet i cybersexbeteende. Studier om onlinedejting visade till exempel vikten av motiv relaterade till umgänge för romantiska eller tillfälliga sexändamål (Sumter, Vandenbosch och Ligtenberg, 2017). Trefaktormodellen av GMQ anpassad från Drinking Motives Questionnaire verkar alltså relevant för cybersexmotiveringar. För det första skulle förbättringsfaktorn som ett cybersexmotiv fånga det faktum att användare ofta rapporterar att de känner sig upphetsade, attraktiva, ohämmade och glada när de är online (Young, 2008). För det andra utforskar cybersexanvändare en ny social värld, där cyberrymdens kultur erbjuder uppmuntran och acceptans av även deras djupaste fantasier på den farliga vägen till social tillhörighet (Young, 2008), som illustrerar relevansen av den sociala faktorn i cybersexmotiv. För det tredje skulle copingdimensionen kunna gälla cybersexmotiv, med tanke på att cybersexanvändare ofta berättar att de upplever ett brott med verkligheten följt av glömska för verkliga bekymmer när de är engagerade i cybersexaktiviteter (Laier & Brand, 2014).

Cybersexaktiviteter skiljer sig dock från spelverksamhet. Till exempel verkar motiv som bedöms med GMQ-föremål, som "Det är något att göra vid ett speciellt tillfälle" eller "Det är vad de flesta av dina vänner gör när ni träffas", inte vara lämpliga för cybersexbedömning. Dessutom utvärderades inte specifika cybersexmotiv (dvs onani) med GMQ. En specifik CysexMQ behövs alltså.

Syftet med denna studie var att undersöka och validera faktorstrukturen för motiven för cybersex i en anpassad version av GMQ:en CysexMQ.

Metoder

Deltagare

Rekryteringen skedde genom annonser som publicerades på specialiserade forum och webbplatser. Inklusionskriterier var att vara 18 år och äldre och en användare av webbplatser med sexrelaterat innehåll.

Två distinkta prover rekryterades. Bland de 774 försökspersonerna som klickade på länken till studien gav 640 av dem sitt samtycke till att delta. Efter att ha tagit bort fall med saknade värden på GMQ inkluderade vi 395 försökspersoner i analyserna. I prov 1 (n = 191), 137 (71.7%) var män. Åldersintervallet var mellan 18 och 69 år, med en median på 32. Hanar var äldre än kvinnor (medianålder för män: 34; medianålder för kvinnor: 27; Wilcoxon-test: W = 3,247; p < 05). Sjuttiosex försökspersoner (39.8 %) var singlar, 72 (37.7 %) var i ett förhållande, 42 (22.0 %) var gifta och 1 var änka. När det gäller sexuell läggning uppgav 145 (77.5 %) att de var heterosexuella, 11 (5.9 %) var homosexuella och 31 (16.6 %) var bisexuella. I prov 2 (n = 204), 76 försökspersoner (37.6%) var män. Åldersintervallet var mellan 18 och 58 år, med en median på 31. Hanar var yngre än kvinnor (medianålder för män: 29; medianålder för kvinnor: 32.5; Wilcoxon-test: W = 3,790; p < 05). Fyrtio försökspersoner (19.7 %) var singlar, 107 (52.7 %) var i ett förhållande, 54 (26.6 %) var gifta och 2 var änkor. När det gäller sexuell läggning uppgav 172 (84.7 %) att de var heterosexuella, 8 (3.9 %) var homosexuella och 23 (11.3 %) var bisexuella.

Mätningar

Alla deltagare fyllde först i ett allmänt frågeformulär om sina personuppgifter (kön, ålder, nationalitet, sexuell läggning, etc.) och ett formulär med 24 artiklar om deras erfarenhet av internet och sexualitet (tid spenderad online på sexuella webbplatser, tillfredsställelse med möten på internet, frekvens av sexuell aktivitet under den senaste månaden, etc.).

Insamling av demografisk och specifik information följdes av ifyllande av olika självvärderingsformulär: Sexual Desire Inventory (SDI) och CysexMQ. SDI (Spector, Carey och Steinberg, 1996) är ett av de mest använda instrumenten för att bedöma sexuell lust (Mark, Toland, Rosenkrantz, Brown-Stein, & Hong, 2018). Skalan utvecklades på engelska och validerades på olika språk (King & Allgeier, 2000; Moyano, Vallejo-Medina och Sierra, 2017; Ortega, Zubeidat och Sierra, 2006; Spector et al., 1996).De psykometriska egenskaperna hos SDI bedömdes också bland personer med olika sexuella läggningar, inklusive lesbiska och homosexuella män (Mark et al., 2018).

SDI utvecklades för att bedöma den kognitiva komponenten av sexuell lust. Instrumentet involverar två dimensioner: dyadisk sexuell lust (intresse av sexuell aktivitet med en partner) och ensam sexuell lust (intresse av att ägna sig åt sexuellt beteende på egen hand). Den ensamma dimensionen är associerad med frekvensen av ensamt sexuellt beteende, medan den dyadiska dimensionen är associerad med frekvensen av sexuella aktiviteter med en partner (Spector et al., 1996). Bra test-omtest-tillförlitlighet (Spector et al., 1996) har rapporterats, liksom konvergent giltighet med andra mått på sexuell lust och med sexuell tillfredsställelse (Mark et al., 2018).

CysexMQ är en självbedömningsskala (Supplementary Material) som är betygsatt på en 5-gradig Likert-skala från 1 (aldrig) till 5 (alltid eller nästan alltid).

Författarna modifierade artiklar på subskalan för sociala motiv i GMQ för att bättre passa med cybersexaktiviteter. Till exempel togs motiven "Som ett sätt att fira", "Det är vad de flesta av dina vänner gör när de träffas" och "Det är något du gör vid speciella tillfällen" bort. Andra typer av sociala motiv som "Att träffa någon" och "För att jag behöver utbyta med andra människor" lades till. Motivet "Att vara sällskaplig" modifierades till "För att vara sällskaplig och uppskattad av andra." För GMQ-förbättringsmotivet ersattes objektet "Att vinna pengar" med "Att bli underhållen." Andra specifika motiv som lades till relaterade till cybersexaktiviteter var "För onani" och "För att titta på." Föremål genererades via djupgående kliniska intervjuer av patienter angående deras motiv relaterade till cybersexanvändning. Dessa patienter konsulterade för beroendeframkallande cybersex i beroendeavdelningen vid avdelningen för mental hälsa och psykiatri på Genèves universitetssjukhus. Efter flera diskussioner med kliniker och mellan författare genomförde den andra, fjärde och femte författaren tematiska analyser av dessa kvalitativa svar. Posterna genererades sedan enligt principerna för artikelgenerering (dvs. att ta itu med en enda fråga, enkla och korta uttalanden; Harrison & McLaughlin, 1993) och diskuterades tills en konsensus nåddes bland författarna.

Huvudresultatmåttet för denna studie var CysexMQ.

Dataanalys

Trots att en trefaktorsstruktur förväntades gjordes först en explorativ analys istället för en bekräftande analys för att tillåta en specifik struktur att växa fram i detta nya ramverk. För att uppnå detta mål utförde vi en principal komponentanalys (PCA) följt av en varimax-rotation på det ursprungliga provet på 191. Med den diskreta karaktären hos GMQ-objekten är en PCA att föredra framför en explorativ faktoranalys, eftersom den inte förutsätter någon speciell multivariat modell, vilket inte är fallet för en explorativ analys (Schneeweiss & Mathes, 1995). Dessutom, när samma antal faktorer eller komponenter extraheras, ger båda teknikerna mycket likartade resultat (Velicer & Jackson, 1990). Antalet komponenter som skulle extraheras bestämdes av scree-testet (Cattell, 1966), och Velicers (1976) minsta genomsnittliga partiella (MAP) test utfördes på korrelationsmatrisen. MAP-testet var bootstrapped.

I ett andra steg rekryterade vi ett andra prov på 204 för att köra en bekräftande faktoranalys (CFA). På grund av den diskreta naturen hos CysexMQ-objekten, de oviktade minsta kvadraterna (ULS) med robusta standardfel (Li, 2016) metod valdes som förfarande för uppskattning.

Fem i förväg fastställda kriterier valdes ut som indikatorer på hur bra passformen är: (a) justerat goodness-of-fit-index (AGFI) >0.80 (Joreskog & Sorbom, 1996); (b) normed-fit index (NFI) >0.90 (Bentler & Bonnet, 1980); (c) Tucker–Lewis index (TLI) >0.95 (Tucker & Lewis, 1973); (d) jämförande passningsindex (CFI) >0.95 (Bentler, 1990); och (e) root mean square error of approximation (RMSEA) <0.06 (Hu & Bentler, 1999). Användningen och avstängningen av AGFI rekommenderades av Cole (1987), från NFI av Bentler och Bonnet (1980), och av RMSEA, TLI och CFI av Hu och Bentler (1999).

Frågeformulärets tillförlitlighet bedömdes med hjälp av Cronbachs α-koefficient (Cronbach & Meehl, 1985) och sammansatt tillförlitlighet (CR), som är mått på intern konsistens. För att bedöma konvergent validitet beräknade vi Spearmans korrelationer mellan de dyadiska och ensamma SDI-subskalorna och CysexMQ-subskalorna. PCA, CFA och bootstrap utfördes med R version 3.1.3, med hjälp av psych (Revelle, 2014), bootstrap (Kostyshak, 2015), Och lavan (Rosseel, 2012) paket.

Etik

Studieförfarandena utfördes i enlighet med Helsingforsdeklarationen. Den etiska kommittén vid universitetssjukhuset i Genève godkände studieprotokollet. Deltagarna fick detaljerade beskrivningar av studiens mål och metoder. Efter informerat samtycke online fyllde deltagarna i frågeformulären anonymt online via SurveyMonkey-länkar.

Resultat

Resultat från PCA

Antal behållna faktorer

Scree-testet (Figur S1 i tilläggsmaterial) föreslog tydligt att man skulle behålla tre faktorer, medan MAP-testet (Figur S2 i tilläggsmaterial) gav en tvetydig lösning eftersom antingen två eller tre faktorer hade nära värden (0.0301 respektive 0.0302), med vetskapen om att MAP-testets tolkning av det lilla gjordes desto bättre. För att reda ut MAP-testresultatet använde vi en bootstrap-teknik (Efron, 1987), vilket bekräftade tvetydigheten. Bland de 1,000 52 bootstrap-proverna föreslog 43 % att man skulle behålla två faktorer och 3 % föreslog att man skulle behålla tre faktorer; boxplotterna från det bootstrapped MAP-testet (Figur SXNUMX i tilläggsmaterial) för två och tre faktorer överlappade nästan helt.

Faktorbelastningar

Tre poster var problematiska inom trefaktorlösningen, eftersom de hade belastningar större än 0.40 på mer än en komponent: Punkterna 2 och 17 på Faktor I respektive II och Punkt 16 på Faktorer II och III. Tvåfaktorlösningen innehöll den minsta belastningen, med 0.37 på punkt 13 ("För att känna mig självförtroende och uppgradera min självkänsla"). Punkterna 12, 15 och 17 var också problematiska, eftersom de hade belastningar större än 0.40 på båda komponenterna. Den förklarade variansen var cirka 0.47 för tvåfaktorslösningen och 0.55 för trefaktorslösningen. Faktorladdningar visas i tabellerna S1 och S2 i tilläggsmaterialet.

En korsladdning observerades på förbättring och coping för objekt 2 (“Att slappna av”) och objekt 17 (“För att det får mig att må bra”). En annan korsbelastning på coping och sociala faktorer observerades för punkt 16 ("För att känna mig självförtroende och uppgradera min självkänsla").

På grund av likheten i korsladdningen av föremål 2 och 17, bestämde vi oss för att först testa en modell utan dessa föremål (3F-a; Tabell 1), men bevarar punkt 16 om cybersexanvändning för självkänslasmotiv. Sedan testade vi en modell utan de tre föremålen som berörs av korsbelastning (3F-b; Tabell 1).

Tabell 1. Passningsindex från ULS bekräftande faktoranalys av de fyra modellerna

Obs. ULS: oviktade minsta kvadrater; AGFI: justerat goodness-of-fit-index; NFI: normed-fit index; TLI: Tucker–Lewis index; CFI: jämförande passningsindex; RMSEA: rotmedelkvadratfel för approximation.

Resultat från CFA

För att avgöra om det är bättre att behålla två eller tre faktorer jämförde vi först båda modellerna. Den första delen av tabellen 1 visar passningsindexen för tvåfaktors- och trefaktorlösningarna. Båda modellerna gav utmärkt passform, förutom RMSEA, som är något större än cutoff på 0.06. Trefaktorslösningen visar den bästa passformen överallt. Eftersom passformsindex låg mycket nära varandra för de två modellerna jämförde vi dem statistiskt, med vetskapen om att det inte finns någon standard och tydligt validerad procedur för modeller när uppskattningsmetoden är ULS. Vi gjorde ett signifikanstest på basis av passningsfunktionen, vilket är ekvivalent med den välkända χ² testa. Testet visade att modellen med tre faktorer är bättre än modellen med två faktorer (passningsfunktionsskillnad = 67.18, df = 2, p < 001). I ett andra steg, med tanke på korsbelastningsproblemen från PCA och de kliniska överväganden som nämns ovan, testade vi ytterligare två modeller. Den första (modell 3F-a) var trefaktorlösningen med objekt 2 och 17 borttagna, och i den andra (modell 3F-b) togs även objekt 16 bort. Passformsindex för de tre modellerna med tre faktorer presenteras i den andra delen av tabellen 1. Även om utmärkta passningar hittades förutom RMSEA för modell 3F-a, passade den data sämre än hela modellen gjorde, medan modell 3F-b visade bättre passform på varje index. Därför tog vi bort punkterna 2, 16 och 17 från frågeformuläret.

Bord 2 visar laddningarna av trefaktorlösningen med objekt 2, 16 och 17 borttagna enligt ovanstående resultat. Varje belastning skilde sig signifikant från 0. De uppskattade korrelationerna mellan de tre faktorerna var signifikanta.

Tabell 2. Faktorladdningar för trefaktorlösningen från ULS med robust standardfelbekräftande faktoranalys

Notera. SE: standard fel; ULS: oviktade minsta kvadrater.

I enlighet med GMQ-faktorerna var de tre bibehållna faktorerna förbättring (första faktorn), coping (andra faktorn) och sociala motiv (tredje faktorn).

Pålitlighet

Den interna konsistensen uppskattad av Cronbachs α för trefaktorlösningen (modell 3F-b) var cirka 0.81 [95 % konfidensintervall (KI): 0.79, 0.83] och 0.88 [95 % KI: 0.86, 0.91] för förstärkningsfaktorn ; 0.79 [95 % KI: 0.76, 0.81] och 0.86 [95 % KI: 0.83, 0.89] för copingmotivfaktorn; och 0.74 [95 % KI: 0.71, 0.77] och 0.76 [95 % KI: 0.71, 0.81] för den sociala motivfaktorn i det första respektive det andra urvalet. Dessutom, CR (Bacon, Sauer & Young, 1995) utfördes eftersom Cronbachs α är känd för att underskatta den verkliga tillförlitligheten i specifika situationer (Raykov, 1998). CR ger nästan samma koefficienter som Cronbachs α (förstärkning: 0.81 och 0.89; hanteringsmotiv: 0.82 och 0.86; och sociala motiv: 0.73 och 0.79 i det första respektive det andra urvalet). Cronbachs α och CR tyder på god tillförlitlighet.

korrelationer

Måttliga positiva korrelationer hittades mellan SDI-subskalorna och förbättringsmotiv, medan små korrelationer hittades mellan dessa underskalor och coping-motiv. Små korrelationer hittades mellan sociala motiv och den dyadiska SDI-subskalan men inte den ensamma SDI (tabell 3).

Tabell 3. Spearmans korrelationer mellan CysexMQ och SDI subskalor

Obs. CysexMQ: Cybersex Motives Questionnaire; SDI: Sexual Desire Inventory.

***p <.001.

Diskussion

Trots en trefaktorstruktur som sticker ut i de tidigare studierna om GMQ (Stewart & Zack, 2008) och Drinking Motives Questionnaire (Cooper et al., 1992), kunde vi inte hitta en så väldefinierad struktur genom att utföra en PCA på den anpassade versionen med 17 artiklar av CysexMQ. I både två- och trefaktorslösningarna hade vissa artiklar hög korsbelastning på mer än en faktor. I ett andra steg föreslog emellertid en CFA på ett andra prov att en trefaktorslösning bättre passade data.

För att lösa problemet relaterat till objekten med korsladdningar bedömde vi olika modeller med tre faktorer utan två eller tre av de problematiska objekten. De bästa passformsindexen erhölls för en trefaktorsmodell utan de tre problematiska punkterna. Den sista CysexMQ var en skala med 14 punkter.

Namnen på de tre bibehållna faktorerna, förbättring, coping och sociala motiv, liknar de som föreslagits för GMQ på grund av den partiella likheten i typer av motiv. Detta resultat överensstämmer med de från tidigare studier som stödde involvering av sociala (Sumter et al., 2017), hantera (Laier et al., 2015), och förbättringsmotiv (Reid et al., 2011) inom cybersex. Men flera artiklar skiljer sig på något sätt från de i GMQ, vilket återspeglar de specifika egenskaperna hos cybersexbeteenden.

Alla laddningar var statistiskt signifikanta och hade ungefär samma storlek. De tre faktorerna var måttligt korrelerade, förutom förbättrings- och copingmotiv, för vilka korrelationerna var höga. Detta fynd överensstämmer med resultat från studier om GMQ och kan förklaras av en möjlig roll för sådana motiv i känsloreglering (Devos et al., 2017; Wu, Tao, Tong och Cheung, 2011). Dessa motiv kan spela olika roller i problem- och icke-problemanvändning av cybersex, vilket rapporterats i studier om internetspel (Billieux et al., 2011; Zanetta Dauriat et al., 2011). Som föreslagits av möjliga samband mellan beteendeberoende och humörstörningar (Khazaal et al., 2016; Starcevic & Khazaal, 2017; Strittmatter et al., 2015), ytterligare studier om möjliga kopplingar mellan CysexMQ, psykiatriska symtom och problematisk användning av cybersex är motiverade.

Både Cronbachs α och CR visade god intern konsistens. Konvergent validitet bedömdes med hjälp av korrelationer med SDI. Korrelationsnivåerna var olika beroende på motiv och dyadisk och ensam sexuell lust. Inte överraskande fanns det inget samband mellan ensamt begär och sociala motiv. De starkaste sambanden hittades mellan förbättringsmotiven och SDI-subskalorna, som visar betydelsen av sådana motiv i cybersexanvändning, i överensstämmelse med de förstärkande och upphetsande effekterna av cybersex (Beutel et al., 2017; Reid et al., 2011). En korrelation, om än mindre stark, hittades också mellan copingmotiv och SDI-subskalorna. Sådana motiv är förmodligen viktigare i delprover av cybersexanvändare som har oroliga eller undvikande anknytningsstilar (Favez & Tissot, 2016). Ytterligare studier som bedömer anknytningsstilar i cybersexanvändning och cybersexmotiv är motiverade för att utforska denna hypotes.

Resultaten av denna studie bör betraktas i ljuset av flera huvudsakliga begränsningar. För det första är rekrytering genom onlineannonsering förknippad med möjliga självvalsfördomar (Khazaal et al., 2014). För det andra, som ofta rapporteras i onlinestudier och undersökningar (Fleming et al., 2016; Hochheimer et al., 2016), en betydande del av det initiala urvalet hoppade av (395 av 640 avslutade studien). För det tredje genererades frågeformuläret genom att anpassa GMQ till cybersex. Som beskrivits tidigare baserades anpassningen på tidigare studier inom området, på kliniska observationer och på författarnas konsensus. Vi kan inte utesluta möjligheten att andra motiv var inblandade i beteendet.

CysexMQ verkar dock ha fångat åtminstone en del av huvudmotiven som är involverade i cybersex, vilket framgår av de psykometriska analyserna och korrelationerna med SDI-subskalorna.

Slutsatser

Denna studie bekräftade den viktiga inblandningen av förbättring (dvs förbättring eller sexuell tillfredsställelse), coping och sociala motiv i cybersexanvändning i enlighet med resultaten från tidigare studier (Brand et al., 2011; Laier & Brand, 2014; Laier et al., 2015; Reid et al., 2011; Sumter et al., 2017). Detta fynd tyder på att trefaktorslösningen är kliniskt mer relevant än tvåfaktorslösningen. Dessutom är detta den första studien, så vitt vi vet, för att bedöma en anpassning av GMQ till cybersex. Ytterligare studier om kopplingarna mellan CysexMQ och cybersexanvändning skulle vara av intresse för en bättre förståelse av motivens roll i detta beteende.

Författarnas bidrag

YK, FB-D och SR: studiekoncept och design. EF, SR och YK: statistisk analys och tolkning av data. TL, KJ och YK: rekrytering. EF, YK, KJ, TL, SR och FB-D: redaktion av manuskriptet.

Intressekonflikt

Författarna förklarar ingen intressekonflikt.

Tack

Författarna vill tacka Barbara Every, ELS, från BioMedical Editor, för redigering på engelska. De vill också tacka deltagarna som deltagit i studien.

Referensprojekt