Förekomst och kliniska egenskaper hos Compulsive Sexual Behaviour Disorder (CSBD): En klusteranalys i två oberoende samhällsprover (2020)

Castro-Calvo, J., Gil-Llario, MD, Giménez-García, C., Gil-Juliá, B., & Ballester-Arnal, R. (2020).
Journal of Behavioural Addiction J Behav Addict - https://pubmed.ncbi.nlm.nih.gov/32554840

Abstrakt

Bakgrund och mål

Compulsive Sexual Behaviour Disorder (CSBD) kännetecknas av en ihållande misslyckande med att kontrollera intensiva och återkommande sexuella impulser, brister och / eller tankar, vilket resulterar i repetitivt sexuellt beteende som orsakar en markant försämring av viktiga funktionsområden. Trots att den nyligen har inkluderats i den kommande ICD-11 kvarstår oro beträffande dess bedömning, diagnos, prevalens eller kliniska egenskaper. Syftet med denna studie var att identifiera deltagare som visar CSBD genom en ny datadriven strategi i två oberoende prover och beskriva deras sociodemografiska, sexuella och kliniska profil.

Metoder

Exempel 1 inkluderade 1,581 56.9 universitetsstudenter (kvinnor = XNUMX%; Målder = 20.58) medan prov 2 omfattade 1,318 43.6 samhällsmedlemmar (kvinnor = XNUMX%; Målder = 32.37). Först utvecklade vi ett nytt sammansatt index för att utvärdera hela utbudet av CSBD-symtom baserat på tre tidigare validerade skalor. Baserat på detta nya sammansatta index identifierade vi senare individer med CSBD genom en analys av kluster.

Resultat

Den uppskattade förekomsten av CSBD var 10.12% i prov 1 och 7.81% i prov 2. Deltagare med CSBD var mestadels heteroseksuella män, yngre än respondenter utan CSBD, rapporterade högre nivåer av sexuell sensation som söker och erotofili, en ökad offline och särskilt sexuell aktivitet online , mer depressiva och oroliga symtom och sämre självkänsla.

Slutsatser

Denna forskning ger ytterligare bevis på förekomsten av CSBD baserat på en alternativ datadriven strategi, samt en detaljerad och nyanserad beskrivning av den sociodemografiska, sexuella och kliniska profilen för vuxna med detta tillstånd. Kliniska implikationer härrörande från dessa fynd diskuteras i detalj.

Beskrivning

Compulsive Sexual Behaviour Disorder (CSBD), även känd som "sexuellt beroende", "hypersexuell störning (HD)" eller "problematiskt sexuellt beteende", har inkluderats i den 11: e revideringen av International Classification of Diseases (ICD-11) av de Världshälsoorganisationen (2018). Ett konservativt tillvägagångssätt togs och CSBD erkändes som en impulskontrollstörning (Kraus et al., 2018). På klinisk nivå kännetecknas CSBD av en ihållande misslyckande med att kontrollera intensiva och återkommande sexuella impulser, brådskande och / eller tankar, vilket resulterar i repetitivt sexuellt beteende som orsakar en markant försämring i viktiga funktionsområden (Kraus et al., 2018). Detta okontrollerade mönster av sexuellt beteende leder till flera och icke-behagliga sexuella aktiviteter, inklusive överdriven pornografikonsumtion som ofta åtföljs av tvångsmässig onani ("pornografiska binges") (Wordecha et al., 2018), avslappnad sex med flera partners, överdrivet engagemang i betalda sexuella tjänster eller tvångsmässigt samlag inom en stabil relation (Derbyshire & Grant, 2015; Kafka, 2010; Karila et al., 2014; Reid, Carpenter, & Lloyd, 2009, Reid et al., 2012). Dessa beteenden ger en betydande personlig och psykologisk ångest (Reid et al., 2009), liksom problem med olika aspekter av det dagliga livet (McBride, Reece och Sanders, 2008). Som ett resultat kräver personer som kämpar med CSBD ofta professionell hjälp (psykiatrisk och / eller psykologisk behandling) för att få kontroll över sina sexuella impulser, tankar och beteenden samt för att återhämta sin sexuella och allmänna livskvalitet (Derbyshire & Grant, 2015; Gola & Potenza, 2016; Hook, Reid, Penberthy, Davis och Jennings, 2014). Även om inga stora epidemiologiska studier har utförts, beräknas det att CSBD påverkar 1–6% av den vuxna befolkningen (Bőthe et al., 2019; Klein, Rettenberger och Briken, 2014; Kuzma & Black, 2008), med män som utgör cirka 80% av patienterna som söker behandling (Kaplan & Krueger, 2010). Syftet med denna studie var att identifiera personer som visar CSBD genom en ny datadriven strategi i två oberoende prover, samt redogöra för deras sociodemografiska, sexuella och kliniska profil.

CSBD diagnostiskt ramverk och kriterier

Även när CSBD har inkluderats i ICD-11, diskuteras fortfarande lämpligt diagnostiskt ramverk och kriterier för detta kliniska tillstånd (Kraus et al., 2018; Walton, Cantor, Bhullar och Lykins, 2017). När det gäller den nuvarande nosologiska statusen har en mängd teoretiska positioner om hur CSBD ska klassificeras föreslagits och detta kliniska tillstånd har konceptualiserats som en beroendeframkallande störning (Potenza, Gola, Voon, Kor och Kraus, 2017), en sexuell störning (Kafka, 2010; Walton et al., 2017), en störning av impulskontroll (Reid, Berlin och Kingston, 2015), eller inte alls betraktas som en störning (Moser, 2013). Varje teoretisk strategi föreslår olika kriterier för diagnos av detta tillstånd, ytterligare betonar det konceptuella kaoset och hindrar identifieringen av en unik profil för patienter som visar symptom på detta kliniska tillstånd (Karila et al., 2014; Wéry & Billieux, 2017).

Nuvarande bevis härrör från studier i kliniska populationer tyder på att CSBD uppfyller majoriteten av de grundläggande kriterierna föreslagna för den operativa definitionen av beteendemissbruk (Billieux et al., 2017; Kardefelt-Winther et al., 2017): (a) överdriven tid / ansträngning som spenderas på sexuellt beteende; (b) nedsatt självkontroll; (c) systematiskt underlåtenhet att uppfylla familjens, sociala eller arbetsansvar; och (d) uthållighet i det sexuella beteendet trots dess konsekvenser. Dessa kriterier sammanfaller med de som föreslås för införande av CSBD i ICD-11 (Världshälsoorganisationen, 2018) och med några av de kriterier som föreslås av Kafka (2010) för igenkännandet av Hypersexual Disorder (HD) i DSM-5. Dessutom innehöll Kafkas förslag ett viktigt kriterium som inte beaktas av ICD-11: dvs att upprepa sig i sexuella fantasier, uppmaningar eller beteenden som svar på dysforiska humörstillstånd (t.ex. ångest eller depression) eller som svar på stressiga livshändelser (arbete problem, dödsfall etc.). Olika studier stöder relevansen av användning av sex som en otillräcklig hanteringsmekanism som syftar till att kompensera för obehagliga affektiva tillstånd eller stressande livshändelser hos personer med CSBD (Reid, Carpenter, Spackman, & Willes, 2008; Schultz, Hook, Davis, Penberthy, & Reid, 2014).

Dessutom finns det andra symtom som inte direkt ingår varken i DSM-5 eller ICD-11 men som är relevanta för manifestationen av CSBD: dvs upptagen av sex, försiktighet och självupplevda sexuella problem. Dessa symtom utgör vanliga kognitiva manifestationer av CSBD. Seminalmodeller som "komponentmodellen för missbruk" (Griffiths, 2005) eller nyligen genomförd nätverksanalys har lyfts fram den viktiga rollen som kognitiva symtom har i cyberexberoende (Baggio et al., 2018) eller HD (Werner, Štulhofer, Waldorp, & Jurin, 2018). Såsom definieras av Griffiths (2005, s. 193), hänvisar framträdande till ”när den specifika aktiviteten [kön] blir den viktigaste aktiviteten i personens liv och dominerar deras tänkande (oro och kognitiva snedvridningar), känslor (begär) och beteende (försämring av socialiserat beteende)”. På samma sätt belyser olika studier den avgörande roll som självupplevda sexuella problem spelar i identifieringen av patienter som uppvisar CSBD (Grubbs, Perry, Wilt och Reid, 2019c).

Huvudsakliga metoder för identifiering och klassificering av personer med CSBD

Kliniker och forskare bör vara mycket försiktiga när de diagnostiserar CSBD (Humphreys, 2018). En av frågorna som hindrar tillförlitligheten för många studier inom området är hur dessa undersökningar identifierar och klassificerar deltagare med CSBD. Olika kriterier har använts för att möta detta mål. Vissa studier har identifierat individer med CSBD baserat på deras poäng på olika självrapporteringsåtgärder (Parsons, Grov och Golub, 2012). Tyvärr tillhandahåller majoriteten av CSBD-bedömningsskalorna inte tillförlitliga avgränsningsresultat härledda från kliniska prover (Miner, Raymond, Coleman och Swinburne Romine, 2017), så föreslagna trösklar är ofta godtyckliga och / eller baserade på statistiska (inte kliniska) kriterier. Studien utförd av Bőthe et al. (2019) utgör ett illustrativt exempel: efter analys av psykometriska egenskaper hos Hypersexual Behavior Inventory i ett stort icke-kliniskt urval kunde dessa författare inte hitta en känslig och specifik cutoff-poäng för diagnosen CSBD. Dessutom var det positiva prediktiva värdet för cutoff som vanligtvis användes för diagnos av hypersexualitet (rå poäng> 53) 14% (vilket betyder att bland 53 deltagare som fick över 14 i HBI var det bara XNUMX% som kvalificerade sig för denna diagnos). Således rekommenderade de användning av alternativa indikatorer och åtgärder för diagnos av detta tillstånd.

Alternativt har andra forskare betraktat självidentifiering som att ha problem med att kontrollera sexuellt beteende (Smith et al., 2014) eller söker behandling för CSBD (Scanavino et al., 2013) som pålitliga indikatorer för CSBD. Som ett exempel har nyligen Grubbs et al. (Grubbs, Grant & Engelman, 2019a; Grubbs, Kraus, & Perry, 2019b) genomförde två studier där problematisk användning av pornografi mättes genom enstaka föremål som "Jag är beroende av pornografi"Eller"Jag skulle kalla mig en internetpornografiska missbrukare”. Emellertid kanske vissa individer som erkänner sig som har CSBD-problem inte faktiskt uppvisar varken de kliniska egenskaperna eller svårighetsgraden av denna störning, utan endast moraliskt ogillande av sitt eget sexuella beteende (Grubbs, Perry, et al., 2019c; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament, & Kraus, 2018; Kraus & Sweeney, 2019).

Slutligen identifierade andra studier CSBD-deltagare genom strukturerade eller semistrukturerade kliniska intervjuer (Reid et al., 2012). Även när denna metod betraktas som en "gyllene regel" när man bedömer närvaron och svårighetsgraden av CSBD (Hook, Hook, Davis, Worthington, & Penberthy, 2010; Womack, Hook, Ramos, Davis, & Penberthy, 2013), beror kvaliteten på denna bedömning ofta på de specifika diagnostiska kriterierna som styr denna semistrukturerade intervju. Vidare är utvärdering genom strukturerad klinisk intervju tidskrävande, så tillämpningen av denna procedur i forskning (dvs. studier som omfattar stora prover) är ofta begränsad.

I avsaknad av ett noggrant diagnostiskt ramverk för CSBD (Kraus & Sweeney, 2019), är en alternativ metod att identifiera individer med CSBD genom datadrivna metoder (t.ex. klusteranalyser). Denna procedur rekommenderas särskilt i forskningssammanhang, där ett stort antal deltagare bör bedömas inom en begränsad tidsram och klassificering som sexuellt tvångsmässigt eller inte inträffar post hoc. En ny studie av Efrati & Gola (2018b) tillfredsställande identifierade ungdomar med CSBD (12 och 14% av två oberoende prover) genom en datadriven strategi (Latent Profile Analyses, LPA). Den interna och externa giltigheten av denna klustermetod demonstrerades genom att analysera psykoseksuell profil för ungdomar i CSBD-klustret (kännetecknad av ett externt kontrollområde, orolig anknytning, större ensamhet, högre frekvens av användning av pornografi och mer sexuell aktivitet online). Liknande, Bőthe et al. (2019) identifierade vuxna med hög risk för allvarlig hypersexualitet (cirka 1% av provet) med hjälp av LPA. Därför, i frånvaro av ett lämpligt diagnostiskt ramverk såväl som kort- och ljudsökningsverktyg (Montgomery-Graham, 2017), datadrivna metoder utgör en pålitlig metod för att utforska CSBD i forskningssammanhang som omfattar stora prover.

Den nuvarande studien

Syftet med den här studien var att undersöka förekomsten och sociodemografiska, sexuella och kliniska egenskaper hos CSBD i två oberoende samhällsprover. Men vi tog upp två begränsningar av tidigare forskning innan vi tog upp detta mål: (1) avsaknaden av standardiserade screeningverktyg för att utvärdera hela spektrumet av kognitiva, beteendemässiga och emotionella symtom på CSBD och (2) den låga noggrannheten hos olika tillvägagångssätt som vanligtvis tillämpas i forskningssammanhang för att identifiera CSBD-patienter. Därför följde vi en trestegsprocess för att hantera studiemålet.

Först utvecklade vi ett nytt sammansatt index för att utvärdera hela raden av CSBD-symtom. Detta index baserade sig på tre tidigare validerade skalor för bedömningen av CSBD: Hypersexual Behavior Inventory (HBI, Reid, Garos & Carpenter, 2011b), den sexuella kompulsivitetsskalan (SCS, Kalichman & Rompa, 1995) och screeningtestet för sexuellt beroende (SAST, Carnes, 1983). Oberoende av dessa åtgärder tenderar att vara alltför snäv i bedömningen av CSBD, och täcker inte det stora utbudet av symtom som bör undersökas för att exakt utvärdera detta kliniska tillstånd (Womack et al., 2013); emellertid erbjuder dessa skalor en mycket omfattande bedömning av CSBD-symtom och svårighetsgrad. För att hantera problemet med att använda dessa skalor oberoende utförde vi en omfattande granskning av deras innehåll, kopplade deras artiklar med olika CSBD-symtom och skapade ett sammansatt index som bedömde följande kriterier: (a) förlust av kontroll, (b) försummelse, ( c) oförmögen att stoppa, (d) fortsatta engagemang trots störningar, (e) hantering och (f) Upptäckt, uppmärksamhet och självupplevda sexuella problem (för en omfattande beskrivning av varje symptom, se Tabell A1 i bilagan). De teoretiska ramarna för att länka skalposter med varje specifikt symptom var ICD-11 CSBD-kriterierna (Världshälsoorganisationen, 2018), DSM-5-förslaget för diagnos av hypersexualitet (Kafka, 2010), och komponentmodellen för missbruk (Griffiths, 2005). Förfarandet motsvarade det som följdes av Womack et al. (2013) i sin granskning av hypersexualitetsåtgärder: två oberoende kodare kopplade varje objekt till ett diagnostiskt kriterium, och en tredje oberoende kodare löste eventuella avvikelser. För tydlighetens skull utesluts artiklar som bedömde mer än ett CSBD-symptom eller som inte tydligt bedömde något symptom från det nya sammansatta indexet.

Baserat på detta sammansatta index identifierade vi senare individer med CSBD genom en analys av kluster. Klusteranalys gör det möjligt att avslöja homogena grupper av individer beroende på storleken och mönstret på poäng i olika indikatorer, och har i allt högre grad använts för att identifiera personer med olika mentalhälsoproblem (till exempel problematisk användning av mobila datingsappar [Rochat, Bianchi-Demicheli, Aboujaoude och Khazaal, 2019] eller överdrivet engagemang i videospel [Musetti et al., 2019]). Genom denna metod klassificerade vi 2,899 XNUMX deltagare härrörande från två oberoende prover i två kluster (icke-CSBD- och CSBD-deltagare). Med tanke på den preliminära karaktären av föreslagna CSBD-kriterier och den osäkra utvecklingen av cutoff-poäng, ger detta datadrivna tillvägagångssätt fördelar med att identifiera denna kliniska population, såsom att undvika användning av godtyckliga avgränsningsresultat eller förlita sig på självuppfattning av sexuella problem. Vidare är klusteranalys användbar för att förstå intraindividuell dynamik, istället för interindividuella skillnader (t.ex. för variabelorienterade tillvägagångssätt) (Bergman & Magnusson, 1997). Slutligen, jämfört med mer komplexa datadrivna metoder som kräver användning av avancerad statistisk mjukvara för deras beräkning (t.ex. LPA), kan klusteranalys enkelt implementeras genom populär mjukvara (t.ex. SPSS), med en hög grad av överlappning mellan resultat av båda statistiska förfarandena (DiStefano & Kamphaus, 2006; Eshghi, Haughton, Legrand, Skaletsky, & Woolford, 2011).

Slutligen använde vi kluster som härrör från tidigare analyser för att undersöka förekomsten och egenskaperna hos deltagare som kvalificerar sig som sexuellt tvångsmässigt. Olika a priori-hypoteser testades. Eftersom nuvarande bevis påpekar att förekomsten av CSBD varierar mellan 1 och 6% (Bőthe et al., 2019; Walton et al., 2017), antogs det att förekomsten av CSBD i våra prover kommer att falla inom detta intervall, med män som utgör en stor andel (∼80%) av deltagarna i denna grupp. När det gäller sexuellt beteende offline och online förväntar vi oss att hitta en större frekvens, variation och svårighetsgrad av sexuellt beteende bland CSBD-deltagare (Klein et al., 2014; Odlaug et al., 2013; Winters, Christoff, & Gorzalka, 2010). I samband med denna ökade sexuella aktivitet förväntar vi oss att CSBD-deltagare kommer att få högre poäng i sexuella dispositionsegenskaper som sexuell sensation som söker (Kalichman & Rompa, 1995; Klein et al., 2014) eller erotofili (Rettenberger, Klein och Briken, 2015). Slutligen, i den utsträckning som CSBD-patienter tenderar att använda sex som en hanteringsmekanism, antog vi också att poäng på skalor som bedömer depression (Schultz et al., 2014), ångest (Carvalho, Guerra, Neves och Nobre, 2014; Reid, Bramen, Anderson och Cohen, 2014; Voon et al., 2014) och självkänsla (Chaney & Burns, 2015; Reid, Carpenter, Gilliland, & Karim, 2011a) skulle öka i CSBD-deltagare.

Metoder

Deltagare och procedur

Deltagare i denna forskning rekryterades från två oberoende studier om CSBD. Datainsamling för det första urvalet genomfördes mellan 2012 och 2015. Under denna period använde vi en tvärsnittsmetod för gatuavlyssning för att samla in data på ett stort bekvämlighetsprov av spanska högskolestudenter. I synnerhet satte forskarteamet en informationstabell vid huvudentrén till olika högskolor och en medlem av teamet kontaktade aktivt potentiella deltagare. Studenter uppmanades att frivilligt samarbeta med en forskning om sexuellt beteende. De som accepterade, genomförde en individuell bedömning på plats där en erfaren klinisk psykolog administrerade olika självrapporter. Den genomsnittliga tiden för att slutföra studien var cirka 1 timme och 45 minuter och deltagarna fick 10 € som kompensation för sitt deltagande.

Datainsamling för det andra provet genomfördes mellan 2016 och 2018. Syftet med stickprovet var att bedöma CSBD i ett stort urval av spansktalande medlemmar i samhället. Forskningen genomfördes online via en säker online-plattform som syftar till att ge information och utvärdering om CSBD (https://adiccionalsexo.uji.es/). Deltagarna registrerades med en kombination av aktiva och passiva rekryteringsstrategier. Aktiv rekrytering inkluderade: (1) e-post sprängning genom olika institutioners listtjänster (universitet, organisationer, etc.); (2) spridning av studien på radio- och tidningswebbplatser; (3) publicering av banners på Facebook via tjänsten «föreslagna publikationer» och; (4) publicering av avrivningsblad i högdensitetsställen (köpcentra, stormarknader etc.). Studieundersökningen var också tillgänglig via alla sökmotorer genom att använda termer som ”sexuell missbruk” och / eller ”bedömning av sexmissbruk” (på spanska) (passiv rekrytering). Under den tid studien var tillgänglig hade 3,025 100 deltagare tillgång till undersökningen. Inledande data från onlineplattformen screenades för att undvika dubbla, inkonsekventa och / eller falska svar (t.ex. deltagare som rapporterade> 100 år gamla). Med tanke på att en av CSBD-skalorna som vi använde för deltagarkluster (Hypersexual Behavior Inventory, HBI) placerades i slutet av onlineundersökningen, inkluderades endast de deltagare som slutförde 1,318% av undersökningen i studien. Efter borttagningar inkluderades totalt 27.82 deltagare i den slutliga datasetet. Den genomsnittliga tiden för att slutföra studien var XNUMX minuter (SD = 13.83) och deltagarna fick ingen ersättning för att delta.

Följaktligen deltog totalt 2,899 1,581 från två oberoende prover i studien. Den första datasatsen inkluderade ett bekvämlighetsprov av 56.9 18 spanska universitetsstudenter (27% kvinnor) mellan XNUMX och XNUMX år gamla (M = 20.58; SD = 2.17). Det andra datasättet inkluderade ett mer heterogent prov på 1,318 43.6 medlemmar i gemenskapen (18% kvinnor) i åldern 75 till XNUMX år (M = 32.37; SD = Tabell 1 visar deltagarnas egenskaper i båda proverna.

Tabell 1.Deltagarnas egenskaper för varje dataset

Prov 1 (n = 1,581)

% eller M (SD)

Prov 2 (n = 1,318)

% eller M (SD)

Inferential statistik Effektstorlek
Kön man) 43.1% 56.4% χ2 = 51.23 *** V = 0.13
Kön kvinna) 56.9% 43.6%
Ålder 20.58 (2.17) 34.11 (16.74) t = -7.68 *** d = 1.13
Stadig partner (ja) 52.3% 69.6% χ2 = 93.18 *** V = 0.18
Religiösa övertygelser (ateist) 54.7% 68.5% χ2 = 73.00 *** V = 0.16
Religiösa övertygelser (öva troende) 38.7% 24.9%
Religiösa övertygelser (icke-praktiserande troende) 6% 6.7%
Sexuell läggning (heteroseksuell) 92.0% 73.7% χ2 = 185.54 *** V = 0.31
Sexuell läggning (bisexuell) 3.3% 13.7%
Sexuell läggning (homosexuell) 4.5% 12.6%

Anmärkningar. ***P <0.001

åtgärder

Deltagaregenskaper

Deltagarna ombads att rapportera sitt kön, ålder, oavsett om de var engagerade eller inte i ett stabilt förhållande, sexuell läggning och religiösa övertygelser.

CSBD-tecken och symtom

CSBD-tecken och symtom utvärderades genom den spanska versionen av tre skalor: Hypersexual Behavior Inventory (HBI, Ballester-Arnal, Castro-Calvo, Gil-Julià, Giménez-García och Gil-Llario, 2019; Reid, Garos, et al., 2011b), den sexuella kompulsivitetsskalan (SCS, Ballester-Arnal, Gómez-Martínez, Gil-Llario och Salmerón-Sánchez, 2013; Kalichman & Rompa, 1995) och screeningtestet för sexuellt beroende (SAST, Castro-Calvo, Ballester-Arnal, Billieux, Gil-Juliá, & Gil-Llario, 2018; Carnes, 1983). HBI är en skala med 19 artiklar som är utformad för att mäta tre grundläggande dimensioner av hypersexualitet: dvs. användning av sex som svar på dysforiska humörstillstånd, problem med att kontrollera eller minska sexuella tankar, behov och beteenden och uthållighet trots negativa konsekvenser. SCS är en skala med tio artiklar som bedömer tvångssätt och påträngande sexuella tankar och sexuellt beteende utan kontroll. Slutligen är SAST en skala på 10 artiklar som är utformad för att screena för närvaro av olika beroendeframkallande sexuella beteenden och symtom (t.ex. sexuellt upptaget, nedsatt kontroll över sexuellt beteende eller problem till följd av sexuellt beteende).

Det sammansatta indexet för CSBD-symtom utvecklades ad hoc för denna forskning inkluderade ett urval av artiklar från dessa tre skalor (se Tabell A1 i bilagan). SCS och HBI är betygsatta på en 4-och 5-punkts Likert-skala, medan SAST är betygsatt på en dikotom skala. För att säkerställa att skalor delar en gemensam metrisk, transformerades råa poäng. Tillförlitligheten för detta sammansatta index redovisas i resultatavsnittet.

Sexuell profil: Sexuellt beteende online

Deltagarna i båda proverna rapporterade själv den genomsnittliga tiden de tillbringade per vecka på sexuella aktiviteter online (i minuter) och slutförde den spanska versionen av Internet Sex Screening Test (ISST, Ballester-Arnal, Gil-Llario, Gómez-Martínez och Gil-Julià, 2010; Delmonico, Miller och Miller, 2003). ISST utvärderar i vilken grad individens sexuella beteende online är eller inte är problematiskt. Tjugofem objekt i en dikotom skala (0 = Falsk; 1 = Sant) ger en total poäng från 0 till 25. Ballester-Arnal et al. (2010) rapporterade god intern konsistens (α = 0.88) och test-test om stabilitet (r = 0.82) i ett urval av studenter. I vår studie var intern konsistens lämplig (α = 0.83 prov 1; α = 0.82 prov 2).

Deltagarna i provet 2 svarade dessutom på två frågor om självupplevd svårighetsuppfattning: (1) Har du någonsin varit orolig för din cybersex-konsumtion? (Ja Nej) och (2) Tror du att du tillbringar mer tid än som rekommenderas online för sexuella ändamål? (Ja Nej).

Sexuell profil: Offline sexuellt beteende

Deltagarna i båda proverna avslutade en serie frågor som bedömde grundläggande aspekter av deras sexuella beteende, till exempel: (1) om de någonsin hade engagerat sig eller inte i sexuellt samlag med ett motsatt kön eller en samkönspartner (Ja Nej); (2) livslängd av sexpartners (endast till deltagarna i dataset 1); (3) frekvens av samlag; och (4) om de hade engagerat sig i olika sexuella beteenden (dvs. onani, oralsex, vaginal sex och analsex) (Ja Nej).

Sexuella dispositionsegenskaper

Deltagarna i båda proverna avslutade den spanska anpassningen av Sexual Sensation Seeking Scale (SSSS, Ballester-Arnal, Ruiz-Palomino, Espada, Morell-Mengual och Gil-Llario, 2018; Kalichman & Rompa, 1995), en 11-punkts skala med en 4-punkts Likert-skala (1 = Inte alls som jag; 4 = Mycket gillar mig) som bedömer "benägenheten att uppnå optimala nivåer av sexuell spänning och att engagera sig i nya sexuella upplevelser" (Kalichman et al., 1994, s. 387). Intern konsistens för denna skala var .82 i dess spanska anpassning. I vår studie var Cronbachs alfa-värde 83 i prov 1 och 82 i prov 2.

Deltagarna i det första provet slutförde dessutom den spanska versionen av Sexual Opinion Survey (SOS, Del Rio-Olvera, López-Vega och Santamaría, 2013), en 20-artikels skala som utvärderar erotofobi-erotofili (dvs dispositionen att svara på sexuella signaler längs en negativ-positiv dimension av påverkan och utvärdering). Objekt bedömdes i ett 7-punkts svarformat (1 = Håller starkt med; 7 = Håller inte mycket med). Intern konsistens för denna skala var 85 i dess spanska anpassning. I vår studie var Cronbachs alfa-värde 83.

Klinisk profil

I prov 1 bedömdes den aktuella närvaron och svårighetsgraden av depression och ångestsymptom genom de spanska versionerna av Beck Depression Inventory (BDI-II, Beck, Steer, & Brown, 2011) och den statliga versionen av State-Trait Anxiety Inventory (STAI, Spielberger, Gorsuch och Lushene, 2002). BDI-II är en av de mest använda skalorna vid bedömningen av nuvarande nivåer av depressiv symptomatologi, både i kliniska och forskningsinställningar (Wang & Gorenstein, 2013). Denna skala består av 21 artiklar klassade på en 4-punkts Likert-skala från 0 till 3 (svarkategorierna skiljer sig åt för varje artikel). STAI (tillståndsversion) är ett allmänt använt, långt etablerat mått för aktuella nivåer av ångest (Barnes, Harp & Jung, 2002), som består av 20 artiklar besvarade på en Likert-skala med fyra svaralternativ (0 = Håller starkt med; 3 = Håller inte mycket med). I den aktuella forskningen var Cronbachs alfa för BDI-II och STAI-staten 89 respektive 91.

I prov 2 bedömdes närvaro och svårighetsgrad av aktuell depression och ångestsymptom genom den spanska versionen av Hospital Anxiety and Depression Scale (Tejero, Guimera, Farré och Peri, 1986). HADS är en 14-artikels screeningskala som ursprungligen utvecklats för att identifiera ångestbesvär och depression bland patienter i icke-psykiatriska sjukhuskontexter. Objekt svarades på en 4-punkts Likert-skala från 1 till 4 (svarkategorierna skiljer sig åt för varje artikel). Sedan utvecklingen har denna skala använts i stor utsträckning också vid bedömningen av somatiska, psykiatriska och primärvårdspatienter samt i allmän befolkning (Bjelland, Dahl, Haug och Neckelmann, 2002). I vår studie, intern konsistens för HADS-ångest (α = 0.83) och HADS-depression (α = 0.77) var lämpligt.

Slutligen slutförde deltagarna i både prov 1 och 2 den spanska versionen av Rosenberg Self-Esteem Scale (RSES, Martín-Albo, Núñez, Navarro och Grijalvo, 2007), en oändlig 10-artikels skala som bedömer allmän självkänsla. Deltagarna svarade på en 4-punkts Likert-skala, allt från starkt oense till håller starkt med. I den aktuella studien har Cronbachs alfa för både dataset 1 (α = 0.89) och 2 var lämpligt (α =

Dataanalys

Vi genomförde analyser i fyra steg. Först genomfördes deskriptiva analyser för att karakterisera deltagarna i termer av sociodemografisk data med hjälp av SPSS-statistikpaketet (version 25.0). För att jämföra deltagarnas egenskaper i prov 1 och 2 utförde vi t tester (kontinuerliga variabler) och chi-kvadratiska tester (kategoriska variabler). Två effektstorleksindex (Cohen's d och Cramer's V) beräknades med hjälp av G * Power (version 3.1). För Cohens d, effektstorlekar av cirka 20 ansågs vara små, nära 50 måttliga och större än 80 stora (Cohen, 1988); för Cramer's Vdessa storlekar motsvarade värdena 10, 30 och 50 (Ellis, 2010).

För det andra genomfördes en bekräftande faktoranalys (CFA) för att testa den psykometriska lämpligheten av vår teoretiskt driven klassificering av CSBD-symtom. EQS-programvara (version 6.2) användes för att utföra CFA. På grund av den icke-normala fördelningen av data användes robusta uppskattningsmetoder. CFA: s goda passform analyserades med följande index: Satorra-Bentler chi-kvadrat (χ2), relativ chi-kvadrat (χ2/df), allmän modellbetydelse (P), root-medelkvadratfel för approximation (RMSEA), jämförande och inkrementella anpassningsindex (CFI och IFI) och standardiserat rotmedelvärde kvadratresidu (SRMR). En lämplig passform beaktades när χ2 var inte signifikant (P > .05), χ2/df var mellan 1 och 2, CFI och IFI var >,95, och RMSEA och SRMR var <05 (Bagozzi & Yi, 2011). Enligt mindre restriktiva kriterier är värden mellan 2 och 3 för χ2/df, ≥ 90 för CFI och IFI, ≤ 08 för RMSEA och ≤ 10 för SRMR ansågs acceptabla (Hooper, Coughlan och Mullen, 2008). Två tillförlitlighetsindex beräknades för varje CSBD-symtoms underskala: Cronbachs alfa (α) och McDonald's Omega (ω). Paketet "användarvänlighet" R (Peters, 2014) användes för att uppskatta dessa index.

För det tredje använde vi dataklustertekniker för att identifiera undergrupper av deltagare med liknande CSBD-profiler. De sex CSBD-symtomens underskalor som bekräftades under det tidigare analytiska steget användes för att uppskatta förekomsten av olika CSBD-profiler. Som rekommenderat (Hair, Black, & Babin, 2010; Henry, Tolan och Gorman-Smith, 2005) åtgärdades detta mål genom att kombinera hierarkiska och icke-hierarkiska klusterstrategier och bekräfta noggrannheten hos de resulterande klusterna genom olika strategier. I ett första steg genomfördes en hierarkisk klusteranalys (Wards metod, euklidisk avståndsmätning) för att föreslå en preliminär uppskattning av antalet homogena kluster i datasetet på grundval av tätbebyggelsesschemat och dendogrammet. Därefter bestämdes det optimala antalet CSBD-profiler och klustermedlemskapet med hjälp av en tvåstegs klassificeringsmetod. Två index användes för att bedöma lämpligheten av den föreslagna klusterlösningen i jämförelse med konkurrerande modeller från 1 till 10 kluster: Akaike Information Criterion (AIC) och Bayesian Information Criterion (BIC). Trots sin enkelhet har detta "auto-cluster" -förfarande visat sin överlägsenhet gentemot andra mer komplexa uppskattningsmetoder för att bestämma det optimala antalet kluster som ska behållas (Eshghi et al., 2011; Gelbard, Goldman, & Spiegler, 2007). För att bekräfta noggrannheten i denna klusterlösning använde vi följande strategier: (a) vi analyserade data från dataset 1 till och med k-medel (ange antalet kluster härrörande från tidigare analyser) och uppskattade konvergensen mellan båda metoderna (Fisher & Ransom, 1995); (2) vi delade slumpmässigt provet från dataset 1 i två lika underprover, analyserade varje hälft separat och jämförde lösningen (Michaud & Proulx, 2009); (3) vi använde samma klusterlösning i en helt oberoende databas (prov 2); och (4) testade vi kriterirelaterad giltighet av klusterlösningen (dvs. om de resulterande klustren skiljer sig i variabler av intresse på sätt som överensstämmer med teorin). Kriterievaliditeten för föreslagna kluster bedömdes genom att jämföra poäng på de sex CSBD-underskalorna (intern giltighet); Dessutom undersöktes extern giltighet genom att jämföra kluster i relation till sociodemografiska, sexuella och kliniska indikatorer (SSS-poäng, tid online för sexuella ändamål, etc.).

Etik

Studieprocedurerna genomfördes i enlighet med Helsingforsdeklarationen. Institutet för granskning av Jaume I-universitetet godkände studien. Frivilliga deltagare i forskningen informerades om studiens syfte och de gav informerat samtycke.

Resultat

Bekräftande faktoranalys (CFA) av CSBD-symtom

För att verifiera den psykometriska godheten som passar vår teoretiskt drivna klassificering av CSBD-symtom (Tabell 1) testades en CFA i både prov 1 och 2. Passformen för två möjliga modeller testades: en modell där de sex första ordningens faktorer (dvs CSBD-symtom) var korrelerade (M1) och en modell där dessa faktorer var grupperad under en andra ordningsfaktor (M2). Det andra tillvägagångssättet var i linje med modeller som föreslog ett enhetligt uttryck av CSBD-symtom (Graham, Walters, Harris, & Knight, 2016) och har fått stöd av nyligen gjorda arbeten med den faktiska strukturen i en CSBD-bedömningsskalaCastro-Calvo et al., 2018). Som Tabell 2 visar, M1 erhöll den bästa modellpassningen i både prov 1 och 2. Faktorbelastningar härrörande från CFA ingår som ett ytterligare innehåll i bilagor (Tabell A2 i bilagan).

Tabell 2.Goodness-of-fit-index för CFA (CSBD-kompositindex)

χ2 df P χ2/df RMSEA (CI) SRMR CFI OM JAG
Sex korrelerade första ordensfaktorer (M1, prov 1) 1,202.14 758 1.58 0.019 (017; 0.021) 0.03 0.96 0.96
Sex första ordningsfaktorer under en andra ordningsfaktor (M2, prov 1) 2,487.97 766 3.24 0.038 (036; 0.039) 0.03 0.85 0.85
Sex korrelerade första ordensfaktorer (M1, prov 2) 1,722.08 758 2.27 0.031 (0.029; 0.031) 0.03 0.91 0.91
Sex första ordningsfaktorer under en andra ordningsfaktor (M2, prov 2) 2,952.61 766 3.85 0.047 (0.045; 0.048) 0.03 0.79 0.79

Anmärkningar. CFA = bekräftande faktoranalys; χ2 = Satorra-Bentler chi-kvadrat; df = frihetsgrader; P = allmän modellbetydelse; χ2/df = normerad chi-kvadrat; RMSEA = root-medelkvadratfel för approximation; CFI = jämförande passningsindex; IFI = inkrementellt passningsindex.

När det gäller intern konsistens (Tabell 3), ordinarie Cronbachs α och McDonald's ω för majoriteten av CSBD-underskalorna indikerade en lämplig intern konsistens (α och ω mellan 67 - .89 i prov 1 och .68 – .91 i prov 2).

Tabell 3.Pålitlighet för CSBD-symtoms underskalor (CSBD-sammansatt index)

Symptoms underskalor Prov 1 (n = 1,581) Prov 2 (n = 1,318)
α (Cl) Ω (CI) α (Cl) Ω (CI)
Förlust av kontroll 0.82 (0.81; 0.83) 0.85 (0.83; 0.86) 0.85 (84; 0.86) 0.87 (0.86; 0.88)
Försummelse 0.75 (0.73; 0.77) 0.78 (0.76; 0.80) 0.77 (76; 0.79) 0.80 (0.78; 0.82)
Det går inte att stoppa 0.67 (0.65; 0.68) 0.67 (0.64; 0.70) 0.76 (75; 0.78) 0.79 (0.77; 0.81)
Fortsatt engagemang trots störningar 0.69 (0.68; 0.71) 0.73 (0.70; 0.75) 0.78 (77; 0.80) 0.80 (0.78; 0.82)
Hantera 0.88 (0.87; 0.89) 0.89 (0.88; 0.90) 0.90 (0.89; 0.91) 0.91 (0.90; 0.92)
Upptagen, uppmärksamhet och svårighetsuppfattning 0.68 (0.66; 0.71) 0.72 (0.70; 0.74) 0.68 (0.66; 0.71) 0.69 (0.66; 0.72)

Klusterbildning

För att identifiera undergrupper av deltagare med liknande CSBD-profiler genomförde vi en hierarkisk klusteranalys i prov 1. De sex CSBD-underskalor som bekräftades under föregående steg användes som klustervariabler i denna analys. För att säkerställa att dessa variabler delar ett gemensamt mått, transformerades deras poäng. Den hierarkiska klusteranalysen utfördes med hjälp av Wards metod med kvadratisk euklidisk avståndsmätning, vilket avslöjade att lämpligt antal kluster som skulle beaktas var två. Den efterföljande tvåstegsmetoden samt analysen av BIC- och AIC-värdena bekräftade samma klusterlösning. Kluster 1 (märkt "icke-CSBD") bestod av 1,421 89.88 deltagare (2%) som visade en låg CSBD-riskprofil; kluster 160 (”CSBD”) inkluderade 10.12 deltagare (XNUMX%) med en hög CSBD-riskprofil.

För att bekräfta riktigheten i denna tvåklusterlösning genomförde vi tre bekräftelsesanalyser. Först analyserades data från prov 1 med hjälp av en alternativ, icke-hierarkisk, klustermetod: k-medel. När den var utförd jämförde vi konvergensen för klustermedlemskap mellan båda lösningarna och fann att 100% av de deltagare som ursprungligen ingick i klustret utan CSBD och 86.3% av dem som tilldelades CSBD kategoriserades i samma kluster genom denna alternativa strategi. Den andra bekräftelsemetoden bestod i att slumpmässigt dela upp provet från dataset 1 i två lika underprover, analysera varje hälft separat genom tvåstegsmetoden och jämföra noggrannheten i klustermedlemskapstilldelningen. Konvergensen genom denna metod var ännu högre, med 98.4 och 100% av deltagarna tilldelade kluster utan CSBD och CSBD kategoriserade i de ursprungliga profilerna. Slutligen replikerade vi den inledande klusteringsmetoden i ett helt oberoende prov (prov 2), och fick återigen samma rekommenderade tvåklusterlösning. I detta fall omfattade icke-CSBD-kluster 92.19% av provet (n = 1,215) medan CSBD-klustret inkluderade de andra 7.81% (n =

Analyser av de resulterande klustren

Kriterirelaterad giltighet för tvåklusterlösningen testades genom att jämföra deltagare på direkta CSBD-indikatorer (intern giltighet) samt genom att analysera den sociodemografiska, sexuella och kliniska profilen för CSBD-deltagare (extern giltighet). Som visas i Tabell 4, deltagare i CSBD-klustret signifikant skiljer sig från icke-CSBD-deltagare i deras poäng på de sex CSBD-underskalorna, både i prov 1 och 2 (alla skillnaderna signifikanta vid P <0.001 och stora effektstorlekar). CSBD-symtom som bättre diskriminerade mellan båda klusterna var förlust av kontroll (d = 2.46 [prov 1]; d = 2.75 [prov 2]), försummelse (d = 2.42; d = 2.07) och upptagen (d = 2.32; d = 2.65). Andelen deltagare som gjorde resultat över HBI-, SCS- och SAST-avgränsningarna varierade mellan 30.1 och 63.1% i CSBD-klustret, jämfört med 0.1–2.6% i gruppen som inte är CSBD.

Tabell 4.Intern giltighet för 2-klusterlösningen

Symptom skala Prov 1 (n = 1,581) Prov 2 (n = 1,318)
Kluster 1 (icke-CSBD, n = 1,421)

M (SD) eller%

Kluster 2 (CSBD, n = 160)

M (SD) Eller %

Inferential statistik Effektstorlek Kluster 1 (icke-CSBD, n = 1,215)

M (SD) eller%

Kluster 2 (CSBD, n = 103)

M (SD) Eller %

Inferential statistik Effektstorlek
CSBD-symtom (sammansatt index)a
 Förlust av kontroll -0.16 (0.43) 1.42 (0.80) t = −39.18 *** d = 2.46 -0.15 (0.43) 1.76 (0.88) t = −38.25 *** d = 2.75
 Försummelse -0.17 (0.51) 1.56 (0.87) t = −37.46 *** d = 2.42 -0.15 (0.46) 1.83 (1.27) t = −33.97 *** d = 2.07
 Det går inte att stoppa -0.13 (0.57) 1.16 (0.96) t = −25.07 *** d = 1.63 -0.12 (0.61) 1.61 (0.89) t = −26.40 *** d = 2.26
 Fortsatt engagemang trots störningar -0.11 (0.34) 1.06 (0.73) t = −34.99 *** d = 2.05 -0.11 (0.42) 1.38 (0.77) t = −31.61 *** d = 2.40
 Hantera -0.12 (0.62) 1.14 (0.82) t = −23.71 *** d = 1.73 -0.10 (0.67) 1.22 (0.86) t = −18.87 *** d = 1.71
 Upptäckthet, uppmärksamhet och självuppfattad svårighetsgrad -0.13 (0.46) 1.22 (0.68) t = −33.04 *** d = 2.32 −0.12 (.49) 1.41 (0.65) t = −29.50 *** d = 2.65
Prevalens av CSBD enligt olika avgränsningar
 Deltagare över HBI cut-off poäng (HBI ≥53)b 0.7% 58.3% χ2 = −759.32 *** V = 0.70 0.7% 63.1% χ2 = −707.74 *** V = 0.73
 Deltagare över SCS cut-off poäng (SCS ≥2 4)c 1.5% 59.0% χ2 = −690.85 *** V = 0.66 1.2% 43.7% χ2 = −393.86 *** V = 0.54
 Deltagare över SAST cut-off poäng (SAST> 13)d 0.1% 30.1% χ2 = −426.50 *** V = 0.52 2.6% 52.4% χ2 = −385.97 *** V = 0.54

Anmärkningar. *P <0.05; **P <0.01; ***P <0.001

Klusterorgan uttrycks som z-poäng.

Parsons, Bimbi och Halkitis (2001) föreslog att värden ≥24 på SCS kan indikera svår sexuell kompulsivitet som symtom.

Beträffande externa korrelat (Tabell 5), CSBD-deltagare var mestadels män (69.4 och 72.8% i prov 1 och 2) och inkluderade en högre prevalens av heteroseksuella deltagare (82.5 och 66%). I prov 2 var CSBD-deltagare yngre än icke-CSBD-deltagare (d = 0.22) medan i prov 1 var prevalensrapporteringen med en stabil partner lägre (V = 0.10). CSBD-deltagare var mer sexuella sensationssökande (d = 1.02 [prov 1]; d = 0.90 [prov 2]), visade något ökade erotofila tendenser (d = 0.26 i prov 1) och visade en ökad sexuell aktivitet online. I synnerhet tillbringade CSBD-deltagare dubbelt så länge på Internet för sexuella ändamål (d = 0.59; d = 0.45), värderade signifikant högre i en skala som bedömde överdrivet och problematiskt engagemang i detta beteende (ISST, d = 0.98; d = 1.32), och en viktig andel svarade bekräftande på frågor relaterade till svårighetsuppfattningen (50% av de svarande i prov 2 ansåg att de tillbringade för mycket tid online för sexuella ändamål och 60% var oroliga för detta beteende). Offline sexuellt beteende hos CSBD-deltagare i prov 1 kännetecknades av ett högre antal sexpartners (d = 0.37), en högre frekvens av samlag (V = 0.11), och en ökad förekomst av olika sexuella beteenden. Offline sexuellt beteende hos CSBD-deltagare i prov 2 skilde sig bara från icke-CSBD-deltagare i frekvensen av samlag (V = 0.10) och förekomsten av samlag av samma kön (V = 0.07). Slutligen visade CSBD-deltagare i båda proverna större nivåer av depression och ångest än deltagare utan CSBD, vilket uttrycks av deras ökade poäng i BDI-II- och STAI-tillståndet (d av 0.68 respektive 0.33) och HADS-depression och HADS-ångest (d av 0.78 respektive 0.85). Tvärtom, CSBD-deltagare visade lägre nivåer av självkänsla (d av 0.35 i prov 1 och 0.55 i prov 2).

Tabell 5.Extern giltighet för 2-klusterlösningen

Symptom skala Prov 1 (n = 1,581) Prov 2 (n = 1,318)
Kluster 1 (icke-CSBD, n = 1,421)

M (SD) eller%

Kluster 2 (CSBD, n = 160)

M (SD) Eller %

Inferential statistik Effektstorlek Kluster 1 (icke-CSBD, n = 1,215)

M (SD) eller%

Kluster 2 (CSBD, n = 103)

M (SD) Eller %

Inferential statistik Effektstorlek
Sociodemografisk profil
 Kön man) 40.1% 69.4% χ2 = 50.22 *** V = 0.18 55.1 72.8% χ2 = 12.17 *** V = 0.09
 Ålder 20.58 (2.16) 20.53 (2.82) t = 0.287 d = 0.01 34.55 (17.02) 30.87 (15.58) t = 2.11 * d = 0.22
 Stadig partner (ja) 54% 37.5% χ2 = 16.81 *** V = 0.10 69.5% 69.9% χ2 = 0.36 V = 0.02
 Sexuell läggning (heteroseksuell) 93% 82.5% χ2 = 29.84 *** V = 0.14 74.5% 66% χ2 = 7.27 * V = 0.07
 Sexuell läggning (bisexuell) 2.5% 10% 12.9% 22.3%
 Sexuell läggning (homosexuell) 4.4% 7.5% 12.7% 11.7%
Sexuella dispositionsegenskaper
 Sexual Sensation Seeking Scale (SSSS, intervall mellan 11–44) 24.86 (6.37) 30.89 (5.37) t = −7.19 *** d = 1.02 24.17 (6.27) 29.82 (6.20) t = −8.78 *** d = 0.90
 Sexual Opinion Survey (SOS, intervall mellan 20–140) 109.99 (13.47) 113.93 (16.42) t = −1.27 d = 0.26
Sexuell profil: Sexuellt beteende online
 Protokoll per vecka ägnas åt cybersex 65.29 (90.85) 152.37 (185.40) t = −5.47 *** d = 0.59 118.54 (230.54) 263.50 (340.06) t = −5.84 *** d = 0.49
 Internet Sex Screening Test (ISST, intervall mellan 0–25) 4.91 (3.76) 8.97 (4.45) t = −7.73 *** d = 0.98 6.27 (3.95) 11.93 (4.60) t = −13.76 *** d = 1.32
 Har du någonsin varit orolig för din cybersexkonsumtion? (ja) 30.5% 59.4% χ2 = 35.10 *** V = 0.17
 Tror du att du spenderar mer tid än rekommenderat online för sexuella ändamål? (ja) 12.5% 50.5% χ2 = 105.42 *** V = 0.29
Sexuell profil: Offline Sexuellt beteende
 Livstid samlag (ja) 96.8% 95.7% χ2 = 0.21 V = 0.02 82.3% 82.5% χ2 = 0.04 V = 0.006
 Samlag med samma kön (ja) 11.7% 29% χ2 = 13.30 *** V = 0.18 28.6% 40.8% χ2 = 6.71 ** V = 0.07
 Livstidsantal sexpartners 5.53 (5.52) 9.77 (15.14) t = −3.85 *** d = 0.37
 Samlag: mer än tre gånger per vecka 20.5% 33.3% χ2 = 5.31 * V = 0.11 37.1% 54.9% χ2 = 11.82 *** V = 0.10
 Onani (ja) 84.8% 98.6% χ2 = 9.83 ** V = 0.16 92% 93.2% χ2 = 0.18 V = 0.01
 Oralsex (ja) 89.5% 94.3% χ2 = 1.49 V = 0.06 88.2% 86.4% χ2 = 0.30 V = 0.02
 Vaginalt samlag (ja) 92.1% 92.9% χ2 = 0.05 V = 0.01 81.9% 80.6% χ2 = 0.10 V = 0.01
 Anal samlag (ja) 34.3% 51.4% χ2 = 7.18 ** V = 0.13 52% 56.3% χ2 = 0.70 V = 0.02
Klinisk profil
 Beck Depression Inventory (BDI-II, intervall mellan 0–63) 7.20 (6.61) 12.49 (8.65) t = −5.59 *** d = 0.68
 Inventarilager för tillståndsegenskaper (STAI-tillstånd, intervall mellan 0–60) 11.77 (15.69) 15.69 (9.09) t = −3.65 *** d = 0.33
 Sjukhusangst och depressionskala (HADS-depression, intervall mellan 7–28) 10.79 (3.18) 13.36 (3.36) t = −7.73 *** d = 0.78
 Sjukhusangst och depressionskala (HADS-ångest, varierar mellan 7–28) 13.83 (3.75) 17.35 (4.48) t = −9.02 *** d = 0.85
 Rosenberg självkänsla (RSES, intervall mellan 10–40) 31.54 (5.45) 29.50 (5.88) t = 2.79 ** d = 0.35 31.74 (5.92) 28.33 (6.42) t = 5.57 *** d = 0.55

Anmärkningar. *P <0.05; **P <0.01; ***P <0.001

Diskussion

Huvudsyftet med denna studie var att undersöka förekomsten och sociodemografiska, sexuella och kliniska egenskaper hos CSBD i två oberoende samhällsprover. Sammantaget uppskattade denna studie (a) en förekomst av CSBD mellan 8 och 10% och (b) fann att deltagare med CSBD mestadels var heterosexuella män, yngre än respondenter utan CSBD, rapporterade högre nivåer av sexuell sensation som söker och erotofili, en ökad offline och särskilt online sexuell aktivitet, mer depressiva och oroliga symtom och sämre självkänsla.

Med tanke på att tidigare forskning begränsades av bristen på standardiserade screeningverktyg för att utvärdera hela raden av CSBD-tecken och symtom och den låga noggrannheten hos de olika metoderna som ofta används i forskningssammanhang för att identifiera patienter som visar detta tillstånd, följde vi en alternativ metod för att adressera detta mål: vi utvecklade ett nytt sammansatt index baserat på tre tidigare validerade skalor som vi sedan använde för att identifiera deltagare som kämpar med CSBD genom en datadriven strategi (klusteranalyser). Genom denna metod identifierades 10.12 och 7.81% av deltagarna i två oberoende prover som potentiellt lider av CSBD. Dessa siffror liknar de som rapporterats hos ungdomar genom en liknande datadriven strategi (Efrati & Gola, 2018b) eller hos vuxna genom olika screeningsmetoder (Dickenson, Gleason, Coleman, & Miner, 2018; Giordano & Cecil, 2014; Långström & Hanson, 2006; Rettenberger et al., 2015; Skegg, Nada-Raja, Dickson och Paul, 2010), men högre än de som hittas genom mer kliniskt pålitliga utvärderingsmetoder (Odlaug et al., 2013; t.ex. strukturerade intervjuer, Odlaug & Grant, 2010). En potentiell förklaring till denna ökade prevalens är att vår klusterinriktning fångade inte bara kliniskt relevanta nivåer av CSBD, utan också subkliniska manifestationer av detta tillstånd (dvs. personer som uppvisar problematiska men icke-kliniska utanför kontroll sexuella beteenden som ändå ofta åtföljs av relevant nivåer av försämring och nöd). Denna punkt stöds av det faktum att mellan 41 och 69.9% (prov 1) och 36.9% –51.3% (prov 2) av deltagarna i CSBD-klustret inte uppfyllde några av de avgränsningsresultat som HBI föreslog, SCS eller SAST för diagnos av detta tillstånd. På klinisk nivå antyder dessa fynd att personer som rapporterar CSBD-symtom utgör en heterogen grupp inklusive både patienter som uppvisar icke-kliniska men störande sexuella beteenden utan kontroll och patienter som är kvalificerade för hela det kliniska tillståndet. Denna ståndpunkt överensstämmer helt med de senaste modellerna som föreslår två olika vägar för problematisk användning av pornografi: en väg för användare som visar äkta problem för att kontrollera deras sexuella beteende (dvs. tvångsmässig användning) och den andra för användare som upplever psykologisk besvär eftersom deras sexuella beteenden gör inte anpassa sig till deras personliga / moraliska / religiösa värderingar (Grubbs, Perry, et al., 2019c; Kraus & Sweeney, 2019). Följaktligen bör mentalvårdspersonal vara försiktiga vid bedömning av patienter som rapporterar CSBD-tecken för att skilja mellan kliniska och subkliniska presentationer av detta tillstånd och för att ge råd om skräddarsydda psykologiska och / eller psykiatriska interventioner beroende på svårighetsgraden och egenskaperna hos den kliniska bilden (Derbyshire & Grant, 2015; Hook et al., 2014).

När det gäller den sociodemografiska profilen för deltagare i CSBD-klustret indikerar våra resultat att kön och sexuell läggning är relevant i manifestationen av detta tillstånd, men mindre viktigt än tidigare antagits. Klassiskt har forskare hävdat att män var mer sårbara för att utveckla CSBD, med tanke på deras inneboende sexuella motiv, glädje och tillåtna attityder till casual sex (Kafka, 2010; Mckeague, 2014). I denna rad Kaplan & Krueger (2010) föreslog att män representerar cirka 80% av CSBD-patienter. På liknande sätt har forskare påpekat att homofile och bisexuella, i synnerhet män, är mer benägna att utveckla en CSBD på grund av tillgången till ett stort antal potentiella sexuella butiker och deras svårigheter att delta i ett typiskt fängelse (Parsons et al., 2008). Som stöd för denna punkt har olika studier funnit en prevalens av sexuell kompulsivitet upp till 30% i samhällsprover av icke-heterofile (Kelly et al., 2009; Parsons et al., 2012) och 51% i ett urval av mycket sexuellt aktiva män som har sex med män (MSM) (Parsons, Rendina, Moody, Ventuneac och Grov, 2015). på liknande sätt, Bőthe et al. (2018) fann att hbt-män och kvinnor hade högsta poäng på HBI och andra hypersexualitetsindikatorer. I vår studie, även om de flesta deltagare i CSBD-klustret var manliga, var en väsentlig andel kvinnor (30.6% i prov 1; 27.2% i prov 2). När det gäller sexuell läggning var prevalensen av homosexuella i CSBD-klustret bara något högre (prov 1) eller ännu lägre (prov 2) än det som observerades i icke-CSBD-klustret, medan andelen bisexuella i CSBD-kategorin endast ökade i en 7.5 och 9.4% jämfört med icke-CSBD-kluster. Sammantaget tyder dessa resultat på att CSBD hos kvinnor har förbises eller konceptualiserats som ett manifestation av andra kliniska problem, men dess presentation bland icke-heterofile (särskilt MSM) har fått mycket mer uppmärksamhet, särskilt med tanke på att den totala andelen CSBD-fall som representerar (17.5% i prov 1; 34% i prov 2) är liknande eller till och med lägre än det som representeras av kvinnor. Med tanke på relevansen av de syndemiska problem som är förknippade med CSBD bland icke-heterosexuella (Rooney, Tulloch och Blashill, 2018), ytterligare forskning om uttrycket av detta tillstånd i denna population är berättigat; emellertid är det också relevant att öka vår kunskap om etiologi, manifestation och kliniska egenskaper hos CSBD hos kvinnor (Carvalho et al., 2014).

Som antagits hittades viktiga skillnader mellan deltagare med och utan CSBD i manifestationen av två sexuella dispositionsegenskaper. I synnerhet deltagare med CSBD var mer sexuella sensationssökande och var mer benägna att rapportera ökade erotofila tendenser. Olika studier har systematiskt hittat en intim koppling mellan sexuell kompulsivitet och sexuell sensation som söker (Kalichman & Rompa, 1995; Klein et al., 2014), men i den utsträckning vi vet är det första gången en klar koppling mellan CSBD och erotofili upprättas. Både sexuell sensationssökande och erotofili betraktas som dimensioner av personlighet (Fisher, White, Byrne, & Kelley, 1988; Kalichman & Rompa, 1995): dvs. stabila och bestående predispositionella drag som är oberoende av andra övergående tillstånd (t.ex. CSBD). På en teoretisk nivå resonerar dessa resultat med den dubbla kontrollmodellen, som föreslår att CSBD kan vara resultatet av kombinationen av en minskad sexuell hämning och en ökad sexuell upphetsning (betingad av aspekter som sexuell sensation som söker eller erotofili) (Bancroft, Graham, Janssen, & Sanders, 2009; Kafka, 2010).

Intressanta fynd framkom också när vi analyserade den sexuella profilen från CSBD-deltagarna. Till skillnad från vår inledande hypotes skilde deltagare i CSBD-klustret sig inte väsentligt från icke-CSBD-deltagare vad gäller deras offline sexuella beteende. I prov 1 rapporterade CSBD-deltagare ett högre antal sexpartner, en något högre frekvens av sexuellt samlag och en ökad förekomst av sexuellt beteende som onani eller analt samlag; I prov 2 skilde sig CSBD-deltagare bara från personer som inte deltog i CSBD när det gäller frekvensen av samlag. Alla dessa skillnader nådde bara en liten effektstorlek (d <.50 och V <.30). Det finns olika möjliga förklaringar för dessa små skillnader. Den första är relaterad till begränsningar i hur sexuell profil bedömdes. I vår forskning bedömdes offline sexuellt beteende genom livstidsindikatorer (t.ex.har du någonsin varit i analt samlag?”); med tanke på att CSBD tenderar att vara episodisk och ökar i svårighetsgrad när tiden går (Reid et al., 2012), utvärderingsmetoder bör vara känsliga för kortvariga förändringar i sexuellt beteende (t.ex. "under den senaste månaden, har du gjort analt samlag?”). Stöder denna förklaring, Stupiansky et al. (2009) fann inte skillnader mellan kvinnor med hög och låg sexuell kompulsivitet när de undersökte livslängdens prevalens av oral, anal och vaginal sex; emellertid uppstod betydande skillnader när de frågade om dessa beteenden under de senaste 30 dagarna. Dessutom kan måttet på frekvensen av sexuellt beteende offline istället för deras förekomst vara en mer känslig indikator på CSBD. En annan möjlig förklaring är att de senaste kulturella förändringarna som främjar permissivitet och positiva attityder gentemot tillfälligt sex (t.ex. "anslutningskultur") har påverkat förekomsten och frekvensen av olika sexuella beteenden (Garcia, Reiber, Massey och Merriwether, 2012) och därmed dölja de potentiella effekterna av CSBD på sexuellt beteende offline. Slutligen är en annan trolig förklaring att den ökande tillgängligheten och spridningen av olika OSA: er har förändrat sättet att patienter med CSBD tillfredsställer sina sexuella impulser och därmed föredrar Internet som det främsta sexuella utloppet. I vår studie fann vi att individer med CSBD tillbringade mycket mer tid på Internet för sexuella ändamål, fick betydligt högre betyg i en skala som bedömde överdrivet och problematiskt engagemang i OSA: er och en märkbar andel (mer än 50%) var orolig för detta beteende och ansåg att de tillbringade för mycket tid på att göra det. I detta fall nådde skillnaderna mellan CSBD- och icke-CSBD-deltagare extremt stora effektstorlekar (d upp till 1.32). Sammantaget antyder dessa resultat att personer med CSBD uppvisar en tydlig preferens för OSA: er som deras föredragna sexuella utlopp, istället för verkliga sexuella interaktioner. Dessa resultat överensstämmer med de rapporterade av Wéry et al. (2016) i ett urval av 72 patienter som är självidentifierade som ”sexuella missbrukare”. I denna forskning indikerade 53.5% av de sexuella missbrukarna att Internet var deras favoritmedium för sexuella aktiviteter, framför 46.5% som föredrog sexuella möten i verkligheten.

Som systematiskt rapporterades i tidigare studier presenterade CSBD-deltagare i vår forskning en klinisk profil som kännetecknades av högre nuvarande nivåer av ångest och depression, samt sämre självkänsla. I vår forskning mättes ångest och depression genom olika skalor (BDI och STAI i prov 1; HADS i prov 2), vilket bekräftade att dessa fynd var oberoende av den skala som användes för att mäta dessa variabler. Dessa resultat betonar relevansen av användning av sex som en missbildande hanteringsmekanism som syftar till att kompensera för obehagliga affektiva tillstånd, stressande livshändelser eller en dålig självkänsla hos personer med CSBD (Odlaug et al., 2013; Reid et al., 2008; Schultz, Hook, Davis, Penberthy, & Reid, 2014). På klinisk nivå motiverar närvaron av dessa underliggande sårbarhetsfaktorer utvecklingen av nya terapeutiska tillvägagångssätt som syftar till att främja hälsosamma känsloregleringsstrategier genom mindfulness-baserade interventioner (Blycker & Potenza, 2018), kognitiv beteendeterapi eller kognitiv analytisk terapi (Efrati & Gola, 2018a). I detta avseende visade psykologiska ingrepp som syftar till att främja känsloregleringsstrategier lovande resultat för att minska CSBD-symtom (Efrati & Gola, 2018a; Hook et al., 2014).

Begränsningar och framtida riktningar

Trots ett antal intressanta och nya fynd, var denna studie begränsad på olika sätt. För det första är denna forskning korrelationell och behandlar därför inte huruvida CSBD bestämmer uppkomsten av den sexuella och kliniska profilen som normalt observeras i detta tillstånd eller tvärtom närvaron av vissa tidigare psykologiska konfigurationer (t.ex. hög erotofili, sexuell sensation som söker , eller känslomässiga problem) ökar sårbarheten för att utveckla CSBD. För det andra kan förekomsten av CSBD som rapporterats i studien vara partisk (uppblåst) på grund av vårt provtagningsmetod. Den första studien annonserades som en undersökning om sexualitet; därför kan personer med särskilt intresse för sex (som är mer benägna att drabbas av CSBD) vara överrepresenterade. På liknande sätt rekryterades deltagare i den andra studien via Internet och annonserade studien som en undersökning om sexualitet. Dessutom var undersökningen tillgänglig under söktermer som "sexuellt beroende", vilket ökade sannolikheten för att personer som upplever CSBD-symtom besökt undersökningen.

Vidare bestämdes CSBD-profilen genom ett nytt sammansatt index härrörande från väl etablerade självrapportåtgärder. Detta index utformades enligt de mest relevanta och tillförlitliga kriterierna för att identifiera CSBD (Kafka, 2010; Kraus et al., 2018; Wéry & Billieux, 2017). Men även om självrapporter betraktas som ett välmenande första tillvägagångssätt för screening av CSBD kräver dess diagnos faktiskt en mer ingående bedömning av karaktären och sammanhanget för individens sexuella problem. Av den anledningen, i stället för (eller i kombination med) självrapporteringsåtgärder, är bruket av strukturerade eller halvstrukturerade kliniska intervjuer fokuserade på överdrivet och okontrollerat sexuellt beteende (t.ex. HD Diagnostic Clinical Interview [HD-DCI]) vanligtvis rekommenderas för lämplig diagnos av CSBD (Womack et al., 2013). Således bör framtida forskning överväga att inkludera en mer djupgående utforskning av närvaron och svårighetsgraden av CSBD genom mer pålitliga bedömningsförfaranden (t.ex. som följde i DSM-5-fältstudien för hypersexuell störning) (Reid et al., 2012).

Slutsatser

Sedan införandet av CSBD i ICD-11 studeras detta kliniska tillstånd i stor utsträckning. Ytterligare forskning behövs dock för att bekräfta och konsolidera befintliga fynd på området. Genom att använda en ny datadriven strategi kastar denna studie ljus på dess förekomst och sociodemografiska, sexuella och kliniska profil. Ett av de centrala resultaten i denna studie är att CSBD-tecken och symtom är vanliga i den allmänna befolkningen, främst bland män men också hos en betydande andel kvinnor. Dessa människor uppvisar vanligtvis högre nivåer av sexuell sensation som söker och erotofili, vilket belyser potentiella underliggande faktorer som förklarar dess början och underhåll. I motsats till vår initiala hypotes skiljer sig människor med och utan CSBD knappt vad gäller sexuellt beteende offline; däremot, individer med CSBD presenterar en märkbar ökad OSA. Denna upptäckt antyder att den ökande tillgängligheten och spridningen av olika OSA: er har förändrat sättet att CSBD-patienter tillfredsställer sina sexuella impulser och föredrar Internet som det främsta sexuella utloppet. Slutligen uppvisade patienter med CSBD mer depressiva och oroliga symtom, samt en sämre självkänsla.

Hitta källor

Denna forskning stöds av beviljandet P1.1B2012-49 och P1.1B2015-82 från universitetet Jaume I i Castellón, APOSTD / 2017/005 från landstingets avdelning för utbildning, kultur och idrott i Valencia, och beviljande PSI2011- 27992/11 I 384 från Ministeriet för vetenskap och innovation (Spanien).

Författarnas bidrag

RBA och MDGL bidrog till studiedesign, erhållande av finansiering och / eller studiehandledning. RBA, MDGL, JCC, CGG och BGJ deltog i att rekrytera deltagare, samla in data, analys / tolkning av data och / eller skriva papper.

Intressekonflikt

Författarna förklarar ingen intressekonflikt.

Tabell A1.Sammansatt index för att bedöma CSBD-symtom

Symptom Beskrivning Skala Punkt
Förlust av kontroll ICD-11: Ihållande mönster av misslyckande med att kontrollera intensiva, repetitiva sexuella impulser eller brister som resulterar i repetitivt sexuellt beteende. HBI Mitt sexuella beteende styr mitt liv.
HBI Mina sexuella begär och önskningar känns starkare än min självdisciplin.
SCS Ibland blir jag så kåt att jag kan tappa kontrollen.
SCS Jag känner att sexuella tankar och känslor är starkare än jag är.
SCS Jag måste kämpa för att kontrollera mina sexuella tankar och beteenden.
SAST Har du problem med att stoppa ditt sexuella beteende när du vet att det är olämpligt?
SAST Känner du dig kontrollerad av din sexuella lust?
SAST Tror du någonsin att din sexuella lust är starkare än du är?
Försummelse ICD-11: Upprepade sexuella aktiviteter blir ett centralt fokus i personens liv så att man försummar hälsa och personlig vård eller andra intressen, aktiviteter och ansvar.

DSM-5: Tidskrävande av sexuella fantasier, uppmaningar eller beteenden stör upprepade gånger andra viktiga (icke-sexuella) mål, aktiviteter och skyldigheter.

HBI Jag offrar saker jag verkligen vill ha i livet för att vara sexuell.
HBI Mina sexuella tankar och fantasier distraherar mig från att utföra viktiga uppgifter.
HBI Mina sexuella aktiviteter påverkar aspekter av mitt liv, till exempel arbete eller skola.
SCS Ibland kan jag inte uppfylla mina åtaganden och ansvar på grund av mitt sexuella beteende.
Det går inte att stoppa ICD-11: Många misslyckade ansträngningar för att avsevärt minska repetitivt sexuellt beteende.

DSM-5: Repetitiva men misslyckade ansträngningar för att kontrollera eller avsevärt minska dessa sexuella fantasier, krav eller beteenden.

HBI Trots att jag lovade mig själv att jag inte skulle upprepa ett sexuellt beteende, kommer jag att återvända till det om och om igen.
HBI Mina försök att ändra mitt sexuella beteende misslyckas.
SAST Har du gjort ansträngningar för att avsluta en typ av sexuell aktivitet och misslyckats?
SAST Har du försökt stoppa vissa delar av din sexuella aktivitet?
SAST Har du känt behovet av att avbryta en viss form av sexuell aktivitet?
Fortsatt engagemang trots störningar ICD-11: Fortsatt repetitivt sexuellt beteende trots negativa konsekvenser eller erhåller liten eller ingen tillfredsställelse av det

DSM-5: Repeterande engagera sig i sexuella beteenden samtidigt som man bortser från risken för fysisk eller emotionell skada på mig själv eller andra.

HBI Jag deltar i sexuella aktiviteter som jag vet att jag senare kommer att ångra.
HBI Jag gör saker sexuellt som strider mot mina värderingar och övertygelser.
HBI Trots att mitt sexuella beteende är ansvarslöst eller hänsynslöst, har jag svårt att stoppa.
SCS Mina sexuella tankar och beteenden orsakar problem i mitt liv.
SCS Mina önskemål att ha sex har stört mitt dagliga liv.
SAST Har du någonsin känt degraderad av ditt sexuella beteende?
SAST Känner du dig deprimerad efteråt när du har sex?
SAST Har någon skadats känslomässigt på grund av ditt sexuella beteende?
SAST Har ditt sexuella beteende någonsin skapat problem för dig eller din familj?
SAST Har din sexuella aktivitet påverkat ditt familjeliv?
Hantera DSM-5 (kriterium A2): Upprepar repetitivt sexuella fantasier, uppmaningar eller beteenden som svar på dysforiska humörstillstånd (t.ex. ångest, depression, tristess, irritabilitet).

DSM-5 (kriterium A3): Upprepar repetitivt sexuella fantasier, uppmaningar eller beteenden som svar på stressande livshändelser.

HBI Jag använder sex för att glömma bekymmer från det dagliga livet.
HBI Att göra något sexuellt hjälper mig att känna mig mindre ensam.
HBI Jag vänder mig till sexuella aktiviteter när jag upplever obehagliga känslor (t.ex. frustration, sorg, ilska).
HBI När jag känner mig rastlös vänder jag mig till sex för att lugna mig själv.
HBI Att göra något sexuellt hjälper mig att hantera stress.
HBI Sex ger mig ett sätt att hantera känslomässig smärta jag känner.
HBI Jag använder sex som ett sätt att försöka hjälpa mig att hantera mina problem
SAST Har sex varit ett sätt för dig att undkomma dina problem?
Upptagenhet, uppmärksamhet och självupplevda sexuella problem Uppmärksamhet: "När den specifika aktiviteten [kön] blir den viktigaste aktiviteten i personens liv och dominerar deras tänkande (sysslor och kognitiva snedvridningar), känslor (begär) och beteende (försämring av socialiserat beteende)" (Griffiths, 2005, sid. 193). HBI Jag känner att mitt sexuella beteende tar mig i en riktning som jag inte vill gå.
SCS Jag tycker att jag tänker på sex när jag är på jobbet.
SCS Jag tänker på sex mer än jag skulle vilja.
SAST Tycker du ofta att du är upptagen med sexuella tankar?
SAST Känner du att ditt sexuella beteende inte är normalt?
SAST Känner du någonsin dåligt med ditt sexuella beteende?
Tabell A2.Faktoriella belastningar och korrelationer mellan faktorer i CSBD-kompositindex härrörande från CFA

Punkt Faktor 1 (Förlust av kontroll) Faktor 2 (försummelse) Faktor 3 (kan inte stoppa) Faktor 4 (Fortsatt engagemang) Faktor 5 (coping) Faktor 6 (upptagen)
Faktorbelastningar (faktor 1) Mitt sexuella beteende styr mitt liv. 0.56 (0.56)
Mina sexuella begär och önskningar känns starkare än min självdisciplin. 0.68 (0.82)
Ibland blir jag så kåt att jag kan tappa kontrollen. 0.68 (0.81)
Jag känner att sexuella tankar och känslor är starkare än jag är. 0.75 (0.79)
Jag måste kämpa för att kontrollera mina sexuella tankar och beteenden. 0.74 (0.83)
Har du problem med att stoppa ditt sexuella beteende när du vet att det är olämpligt? 0.56 (0.64)
Känner du dig kontrollerad av din sexuella lust? 0.48 (0.58)
Tror du någonsin att din sexuella lust är starkare än du är? 0.59 (0.67)
Faktorbelastningar (faktor 2) Jag offrar saker jag verkligen vill ha i livet för att vara sexuell. 0.59 (0.69)
Mina sexuella tankar och fantasier distraherar mig från att utföra viktiga uppgifter. 0.64 (0.68)
Mina sexuella aktiviteter påverkar aspekter av mitt liv, till exempel arbete eller skola. 0.71 (0.75)
Ibland kan jag inte uppfylla mina åtaganden och ansvar på grund av mitt sexuella beteende. 0.75 (0.80)
Faktorbelastningar (faktor 3) Trots att jag lovade mig själv att jag inte skulle upprepa ett sexuellt beteende, kommer jag att återvända till det om och om igen. 0.71 (0.74)
Mina försök att ändra mitt sexuella beteende misslyckas. 0.68 (0.79)
Har du gjort ansträngningar för att avsluta en typ av sexuell aktivitet och misslyckats? 0.69 (0.74)
Har du försökt stoppa vissa delar av din sexuella aktivitet? 0.70 (0.76)
Har du känt behovet av att avbryta en viss form av sexuell aktivitet? 0.63 (0.70)
Faktorbelastningar (faktor 4) Jag deltar i sexuella aktiviteter som jag vet att jag senare kommer att ångra. 0.60 (0.76)
Jag gör saker sexuellt som strider mot mina värderingar och övertygelser. 0.65 (0.75)
Trots att mitt sexuella beteende är ansvarslöst eller hänsynslöst, har jag svårt att stoppa. 0.55 (0.67)
Mina sexuella tankar och beteenden orsakar problem i mitt liv. 0.56 (0.53)
Mina önskemål att ha sex har stört mitt dagliga liv. 0.64 (0.70)
Har du någonsin känt degraderad av ditt sexuella beteende? 0.75 (0.64)
Känner du dig deprimerad efteråt när du har sex? 0.61 (0.50)
Har någon skadats känslomässigt på grund av ditt sexuella beteende? 0.61 (0.52)
Har ditt sexuella beteende någonsin skapat problem för dig eller din familj? 0.54 (0.48)
Har din sexuella aktivitet påverkat ditt familjeliv? 0.56 (0.46)
Faktorbelastningar (faktor 5) Jag använder sex för att glömma bekymmer från det dagliga livet. 0.66 (0.69)
Att göra något sexuellt hjälper mig att känna mig mindre ensam. 0.60 (0.66)
Jag vänder mig till sexuella aktiviteter när jag upplever obehagliga känslor (t.ex. frustration, sorg, ilska). 0.71 (0.79)
När jag känner mig rastlös vänder jag mig till sex för att lugna mig själv. 0.73 (0.77)
Att göra något sexuellt hjälper mig att hantera stress. 0.67 (0.73)
Sex ger mig ett sätt att hantera känslomässig smärta jag känner. 0.81 (0.84)
Jag använder sex som ett sätt att försöka hjälpa mig att hantera mina problem 0.77 (0.82)
Har sex varit ett sätt för dig att undkomma dina problem? 0.63 (0.58)
Faktorbelastningar (faktor 6) Jag känner att mitt sexuella beteende tar mig i en riktning som jag inte vill gå. 0.61 (0.58)
Jag tycker att jag tänker på sex när jag är på jobbet. 0.60 (0.63)
Jag tänker på sex mer än jag skulle vilja. 0.66 (0.78)
Tycker du ofta att du är upptagen med sexuella tankar? 0.56 (0.58)
Känner du att ditt sexuella beteende inte är normalt? 0.49 (0.52)
Känner du någonsin dåligt med ditt sexuella beteende? 0.58 (0.67)
Samband mellan faktorer Faktor 1 (Förlust av kontroll)
Faktor 2 (försummelse) 0.85 * (0.87 *)
Faktor 3 (kan inte stoppa) 0.65 * (0.81 *) 0.72 * (0.75 *)
Faktor 4 (Fortsatt engagemang) 0.90 * (0.87 *) 0.92 * (0.90 *) 0.74 * (0.85 *)
Faktor 5 (coping) 0.78 * (0.68 *) 0.60 * (0.69 *) 0.50 * (0.65 *) 0.62 * (0.70 *)
Faktor 6 (upptagen) 0.94 * (0.94 *) 0.91 * (0.87 *) 0.68 * (0.88 *) 0.90 * (0.95 *) 0.82 * (0.72 *)

Anmärkningar. De första siffrorna i varje cell motsvarar resultaten från prov 1, medan resultaten från prov 2 är inom parentes; *P <0.001.

referenser