Utvecklingen och valideringen av Bergen-Yales sexberoendeskala med ett stort nationellt urval (2018)

Front Psychol. 2018; 9: 144.

Publicerad online 2018 Mar 8. doi: 10.3389 / fpsyg.2018.00144

PMCID: PMC5852108

Cecilie S. Andreassen,^1,^* Ståle Pallesen,¹ Mark D. Griffiths,² Torbjørn Torsheim,¹ och Rajita Sinha³

Abstrakt

Synen att problematiskt överdrivet sexuellt beteende (”sexberoende”) är en form av beteendeberoende har vunnit mer tilltro de senaste åren, men det finns fortfarande stor kontrovers om operationaliseringen av konceptet. Dessutom har de flesta tidigare studier förlitat sig på små kliniska prover. Den föreliggande studien presenterar en ny metod för att bedöma sexberoende – Bergen–Yale Sex Addiction Scale (BYSAS) – baserad på etablerade beroendekomponenter (dvs framträdande/begär, humörförändring, tolerans, abstinens, konflikter/problem och återfall/förlust kontroll). Med hjälp av en tvärsnittsundersökning administrerades BYSAS till ett brett nationellt urval av 23,533 16 norska vuxna [i åldern 88–XNUMX år; medelvärde (± SD) ålder = 35.8 ± 13.3 år], tillsammans med validerade mått på de fem stora personlighetsdragen, narcissism, självkänsla och ett mått på sexuellt beroendeframkallande beteende. Både en utforskande och en bekräftande faktoranalys (RMSEA = 0.046, CFI = 0.998, TLI = 0.996) stödde en enfaktorslösning, även om ett lokalt beroende mellan två objekt (objekt 1 och 2) upptäcktes. Vidare hade skalan god intern konsistens (Cronbachs α = 0.83). BYSAS korrelerade signifikant med referensskalan (r = 0.52), och visade liknande mönster av konvergent och diskriminant validitet. BYSAS var positivt relaterat till extroversion, neuroticism, intellekt/fantasi och narcissism, och negativt relaterat till samvetsgrannhet, behaglighet och självkänsla. Höga poäng på BYSAS var vanligare bland dem som var män, singel, i yngre ålder och med högre utbildning. BYSAS är ett kortfattat och psykometriskt tillförlitligt och giltigt mått för att bedöma sexberoende. Ytterligare validering av BYSAS behövs dock i andra länder och sammanhang.

Nyckelord: hypersexualitet, sexuellt beroende, mätning av utveckling, psykometrisk skala, femfaktorsmodell av personlighet, narcissism, självkänsla, demografi

Beskrivning

Under de senaste åren har forskningen om frekventa och ihållande problematiska sexuella beteenden ökat (Kraus et al., 2016). Detta utomkontrollerade, överdrivna och problematiska sexuella beteende har beskrivits med många olika beteckningar inklusive (bland andra) hypersexualitet, sexuell tvångsförmåga, sexuell impulsivitet, erotomani, nymfomani (hos kvinnor), satyriasis (hos män), sexuellt beroende, och sexuellt beroende (Kafka, 2010; Karila et al., 2014; Kingston, 2015; Wéry och Billieux, 2017). Det har förekommit mycket debatt under många år om huruvida detta beteende bäst begreppsmässigt är en tvångssyndrom, ett beroende eller en störning av impulskontroll (Karila et al., 2014; Piquet-Pessôa et al., 2014), och följaktligen förklarats enligt olika konceptuella modeller (Campbell och Stein, 2015; Kingston, 2015).

I kölvattnet av ny forskning som tyder på att sex har en beroendeframkallande potential – troligen förmedlad av hjärnkretsar och neurotransmittorer som är kända för att vara involverade i upplevelsen av belöning och eufori – har det konceptuella intresset för hypersexualitet som ett beroende snabbt vuxit (Holstege et al. al., 2003; Hamann et al., 2004; Bra man, 2008; Griffiths, 2012; Kor et al., 2013; Karila et al., 2014; Voon et al., 2014; Kingston, 2015). I detta sammanhang, "sexberoende” kan definieras som att vara intensivt involverad i sexuella aktiviteter (t.ex. fantasier, onani, samlag, pornografi) över olika medier (cybersex, telefonsex, etc.). Dessutom rapporterar de med tillståndet att deras sexuella motivation är okontrollerbar och att de lägger ner mycket tid på att både tänka på och vara engagerade i sexuella aktiviteter som påverkar många andra områden i deras liv negativt.

"Sexberoende" är för närvarande inte listat i den psykiatriska taxonomin. Men den Internationell klassificering av sjukdom (ICD-10; Världshälsoorganisationen, 1992), inkluderade överdriven sexualdrift och överdriven onani som diagnoser, uppdelade i satyriasis (för män) och nymfomani (för kvinnor), medan "tvångsmässig sexualitet" för närvarande övervägs (som en impulskontrollstörning) för inkludering i den kommande ICD-11 (Grant et al., 2014). Den senaste (femte) upplagan av Diagnostisk och statistisk handbok för mentala störningar (DSM-5; American Psychiatric Association, 2013) har ökat sitt erkännande av icke-kemiska beroenden (Petry, 2015) med inkludering av spelstörning som beteendeberoende i huvudtexten och Internetspelstörning i avsnittet Resultatbilaga (villkor för vidare studier). Även om sexberoende (i form av "hypersexuell störning") föreslogs (Kafka, 2010) och utvärderas av DSM-5 arbetsgrupp, tillsammans med en uppsättning empiriskt testade kriterier (Kafka, 2010; Reid et al., 2012), avvisades den på grund av bristande forskning om diagnostiska kriterier och en delad syn på hur man begreppsmässigt störningen (Kafka, 2013; Campbell och Stein, 2015).

I linje med detta är en begränsning av tidigare forskning avsaknaden av en allmän konsensus om hur sexberoende bör bestämmas, förstås och bedömas (Reid, 2016). Således har otillförlitliga prevalensuppskattningar bland icke-representativa (självvalda bekvämlighets-) urval som spänner från 3 till 17 % (och högre) rapporterats. När det gäller demografiska variabler har forskning visat ett relativt konsekvent positivt samband mellan sexberoende och ung ålder, manligt kön, singelstatus och hög utbildning (för nyare recensioner se Kafka, 2010; Sussman et al., 2011; Karila et al., 2014; Campbell och Stein, 2015; Wéry och Billieux, 2017). Det har dock hävdats att kvinnor i hög grad har varit underrepresenterade inom detta forskningsfält, och följaktligen är lite känt om deras mönster av sexberoende (Dhuffar och Griffiths, 2014, 2015; Klein et al., 2014).

Forskning har associerat sexberoende med personlighetsfaktorer som är representativa för andra beroendeframkallande beteenden (Karila et al., 2014), inklusive höga nivåer av extroversion och neuroticism och låga nivåer av samvetsgrannhet och behaglighet (Schmitt, 2004; Pinto et al., 2013; Rettenberger et al., 2016; Walton et al., 2017). Dessa egenskaper hänvisar till personligheter som är mycket sensationssökande, känslomässigt reaktiva, spontana och hänsynslösa, i motsats till att vara lågmälda, känslomässigt stabila, självdisciplinerade och angelägna om social harmoni. Den begränsade forskningen som använder femfaktormodellen för personlighet (Costa och McCrae, 1992; Wiggins, 1996) har i detta sammanhang funnit att egenskapen öppenhet för erfarenhet inte är relaterad till sexberoende (Schmitt, 2004; Pinto et al., 2013; Rettenberger et al., 2016; Walton et al., 2017). Det verkar dock mer troligt att "liberala personligheter" som uppskattar "borderline"-upplevelser löper större risk för sexberoende än traditionella, närsynta och försiktiga människor (t.ex. Elmquist et al., 2016). Beroendeframkallande sexbeteenden har också ofta varit positivt relaterade till narcissism (Black et al., 1997; Raymond et al., 2003; Kafka, 2010; Kasper et al., 2015) och negativt relaterad till självkänsla (Cooper et al., 1999, 2004; Delmonico och Griffin, 2008; Kor et al., 2014; Doornwaard et al., 2016).

Det växande intresset för "sexberoende" både konceptuellt och empiriskt har åtföljts av en snabb utveckling av instrument som Sexual Addiction Screening Test (SAST; Carnes, 1989) och SAST–Revised (SAST–R; Carnes et al., 2010), underskalan Shorter PROMIS Questionnaire–sex (SPQ-S; Christo et al., 2003), PATHOS¹ (Carnes et al., 2012), och Short Internet Addiction Test (Young, 1998) anpassad till sexuella aktiviteter online (s-IAT-sex; Laier et al., 2013; Pawlikowski et al., 2013; Wéry et al., 2016). Medan andra validerade skalor har utvecklats, bedömer och konceptualiserar de "hypersexualitet" som en tvångsmässig, impulsiv och/eller sexuell dysregleringsstörning (t.ex. Kalichman och Rompa, 1995; Coleman et al., 2001; Reid et al., 2011).

De ovannämnda skalorna varierar mycket när det gäller utvecklingsprocedur, objektstruktur, cut-off-poäng och psykometriska egenskaper (Hook et al., 2010; Karila et al., 2014; Campbell och Stein, 2015; Wéry och Billieux, 2017), och har främst undersökts i små icke-representativa kliniska och riktade prover (Karila et al., 2014). Vissa är mycket befolkningsspecifika (t.ex. män, kvinnor, homosexuella; Carnes, 1991; O'Hara och Carnes, 2000; Carnes och Weiss, 2002), medan andra är mycket innehållsspecifika (t.ex. sexuellt beteende online; Carnes et al., 2010; Wéry et al., 2016). Ofta använda skalor (t.ex. SAST-R, PATHOS) inkluderar också artiklar som utan tvekan är olämpliga när det gäller att definiera sexberoende [dvs.Blev du sexuellt utnyttjad som barn eller ung?, ""Hade dina föräldrar problem med sexuellt beteende?” (SAST; Carnes, 1989, s. 218–219), "Har du någonsin sökt hjälp för sexuellt beteende som du inte gillade?” (PATHOS; Carnes et al., 2012, sid. 11)]. SAST-R (Carnes et al., 2010) och PATHOS (Carnes et al., 2012) använder ett dikotomt ja/nej-svarsformat, medan empirisk forskning tyder på att dimensions-/kontinuumbedömningen av problematiskt sexuellt beteende bör vara en del av klinisk diagnostisk praxis (Winters et al., 2010; Walters et al., 2011; Carvalho et al., 2015). Aktuella skalor som bedömer problematiskt sexuellt beteende tenderar att vara relativt långa. Mer specifikt, Womack et al. (2013) rapporterade ett medelvärde av 32.5 objekt (SD = 34.2) när man systematiskt granskar 24 självrapporterade hypersexualitetsmått. Tillämpliga åtgärder bör dock uppfylla nyckelkriterier (som korthet; Koronczai et al., 2011), särskilt bland impulsiva befolkningar som är mer benägna att värdera och delta i aktiviteter som är kortvariga.

En utan tvekan stor begränsning av nuvarande skalor är att de objekt som bedömer beroendeframkallande sexuellt beteende inte återspeglar centrala beroendekomponenter (Brown, 1993; Griffiths, 2005). Sådana kriterier har använts som ett ramverk för att utveckla ett antal psykometriska skalor för olika beteendeberoende inklusive arbetsberoende (Andreassen et al., 2012), spelberoende (Lemmens et al., 2009), shoppingberoende (Andreassen et al., 2015), träningsberoende (Terry et al., 2004), och beroende av sociala medier (Andreassen et al., 2016). I samband med sexberoende skulle dessa symtom vara: salience / craving-Över-upptagen med sex eller vill ha sex, humör modifiering-Excessivt sex orsakar förändringar i humör, tolerans-Förhöjande mängder kön över tiden uttag-obehagliga känslomässiga / fysiska symptom när man inte har sex, konflikt-Inter- / intrapersonal problem som ett direkt resultat av överdriven sex, återfall-Returning till tidigare mönster efter perioder med abstinens / kontroll, och problemNedsatt hälsa och välbefinnande som härrör från beroendeframkallande sexuellt beteende.

Aktuella skalor fångar vanligtvis några av de ovannämnda symtomen, men täcker inte alla (t.ex. PATHOS och SAST-R). En anledning till detta kan vara att tidigare utvecklade skalor inspirerades av tre framträdande uppsättningar av föreslagna kriterier identifierade i litteraturen. Dessa är (i) Carnes 1991 kriterier som utesluter tillbakadragande och framträdande, (ii) Goodmans (1998) kriterier som utesluter humörförändringar, och (iii) Kafkas (2010, 2013) kriterier som inte inkluderar tolerans, humörförändringar, framträdande och tillbakadragande (Wéry och Billieux, 2017). s-IAT-könsskalan (Laier et al., 2013; Pawlikowski et al., 2013; Wéry et al., 2016) inkluderar alla grundläggande beroendekriterier, men utvecklades specifikt för att endast bedöma sexberoende online. Medan moderna internetapplikationer kan underlätta och förbättra uppkomsten av beroendeframkallande sexbeteende på grund av faktorer som bekvämlighet, anonymitet, tillgänglighet och disinhibition (Griffiths, 2012; Wéry och Billieux, 2017), finns det utan tvekan ett krav på en kortfattad och psykometriskt sund bedömningsåtgärd som bestämmer sexberoende oavsett plats, sammanhang och befolkning.

Med tanke på ovannämnda fynd och debatter inom området, utforskade den här studien de psykometriska egenskaperna hos ett nytt kort sexberoendemått, Bergen–Yale Sex Addiction Scale (BYSAS), bestående av objekt konstruerade utifrån kärnkriterier som har betonats. över flera beteendeberoende och som använder etablerade beroenderamverk för att framhäva innehållets giltighet (Brown, 1993; Griffiths, 2005; American Psychiatric Association, 2013; Andreassen et al., 2013). Det förväntades att det nya instrumentet skulle vara starkt korrelerat med liknande konstruktioner (dvs. konvergent validitet) och korrelera dåligt med olika konstruktioner (dvs diskriminantvaliditet; Nunnally och Bernstein, 1994). Sex hypoteser undersöktes. Dessa var att:

Hypotesen 1. BYSAS har en enfaktorstruktur med hög faktorbelastning (> 0.60) för alla skalposter och alla index (root mean square error of approximation [RMSEA] < 0.06, comparative fit index [CFI] och Tucker-Lewis index [TLI] ] > 0.95; Hu och Bentler, 1999) visar bra datapassning.
Hypotesen 2. BYSAS har en hög intern konsistens (Cronbachs alfa > 0.80).
Hypotesen 3. BYSAS korrelerar positivt med ett annat mått på beroendeframkallande sexbeteende (SPQ-S; Christo et al., 2003).
Hypotesen 4. BYSAS-poängen är positivt relaterad till att vara manlig, singel och högre utbildad, och omvänt relaterad till ålder.
Hypotesen 5. BYSAS-poängen är positivt relaterad till neuroticism, extroversion och öppenhet, och negativt relaterad till behaglighet och samvetsgrannhet.
Hypotesen 6. BYSAS-poängen är positivt relaterad till narcissism och negativt relaterad till självkänsla.

Material och metoder

Tillvägagångssätt

Data samlades in genom en webbaserad tvärsnittsundersökning som bedömde överdrivet beteende. Undersökningen sändes i nätupplagan av fem olika rikstäckande norska tidningar under våren 2014. För att delta uppmanades respondenterna att klicka på en onlinelänk. Alla respondenter måste vara minst 16 år gamla. Information om studien fanns på webbsidan. Respondenterna informerades om att de skulle få en automatiskt genererad feedback baserat på deras poäng samt en tolkning relaterad till flera av skalorna när undersökningen slutförts. Inga materiella/monetära incitament gavs. All data lagrades på en server hos ett företag som administrerar sådana undersökningar för forskarna (www.surveyxact.no). En vecka efter studiestart skickades all insamlad data vidare till forskargruppen.

Totalt fyllde 23,533 XNUMX personer i alla punkter i undersökningen (och behölls för analys). Deltagandet var frivilligt, anonymt, konfidentiellt och icke-interventionellt och följde de etiska riktlinjerna i Helsingforsdeklarationen och den norska hälsoforskningslagen. Den institutionella granskningsnämnden vid Psykologiska fakulteten, Universitetet i Bergen, godkände studien.

Deltagare

Medelåldern för deltagarna (N = 23,533 35.8) var XNUMX år (SD = 13.3), från 16 till 88 år. När det gäller inkluderade åldersgrupper var majoriteten av deltagarna i åldern 16–30 år (40.7 %) följt av de i åldern 31–45 år (35 %), 46–60 år (19.8 %) och över 60 år (4.5 år) %). Urvalet omfattade 15,299 65 kvinnor (8,234 %) och 35 15,373 män (65.3 %). När det gäller relationsstatus var 8,160 34.7 (2,350 %) för närvarande i ett förhållande (dvs gift, sambo, partner, pojkvän eller flickvän) och 10 5,949 (25.3 %) var inte (dvs ensamstående, frånskild, separerad, änka) , eller änkling). När det gäller utbildning hade 3,989 17 genomgått grundskolan (7,630 %), 32.4 3,343 hade fullgjort gymnasiet (14.2 %), 272 1.2 hade avslutat yrkesskolan (XNUMX %), XNUMX XNUMX hade en kandidatexamen (XNUMX %), XNUMX XNUMX hade en magisterexamen. (XNUMX %) och XNUMX hade en doktorsexamen (XNUMX %).

åtgärder

Demografi

Deltagarna genomförde demografiska mått på en punkt (dvs. ålder, kön, relationsstatus, högsta fullgjorda utbildning) genom att använda ett slutet svarsformat.

Bergen–yale sexberoendeskala (BYSAS)

BYSAS utvecklades med hjälp av de sex beroendekriterier som betonades av Brown (1993), Griffiths (2005), och American Psychiatric Association (2013) som omfattar framträdande, humörförändringar, tolerans, abstinenssymtom, konflikter och återfall/förlust av kontroll. Ett objekt skapades för varje enskilt kriterium. Mer specifikt inkluderade kriterierna saker som hänförde sig till framträdande/begär (dvs. upptagen av sex/onani), humörförändring (dvs. sex/onani förbättrar humör), tolerans (dvs mer sex/onani krävs för att vara nöjd) , abstinenssymtom (dvs minskning eller uteslutning från sex/onani skapar rastlöshet och negativa känslor), konflikt/problem (dvs sex/onani skapar konflikter och orsakar någon form av problem) och återfall/förlust av kontroll (dvs. återgå till gamla sex-/onanimönster efter en period av kontroll eller frånvaro). Den specifika formuleringen av objekten och svarsalternativen baserades på de formuleringar och svarsalternativ som användes i skalor som bedömer andra beteendeberoende (Andreassen et al., 2012b). Tidsramen gällde det senaste året med ett 5-punkts Likert-svarsformat (0 = Väldigt sällan, 1 = sällan, 2 = ibland, 3 = Oftaoch 4 = väldigt ofta; se Bilaga A för en fullständig lista över objekt och svarsformat för BYSAS), vilket ger en sammansatt BYSAS-poäng som sträcker sig från 0 till 24 (se tabell Table1) .1). För att operationellt kunna klassas som en "sexmissbrukare" i den aktuella studien, måste symtomen vara närvarande på en specifik nivå/omfattning [definierad som poäng på minst 3 (Ofta) eller 4 (väldigt ofta)]. Detta är i linje med hur cut-offs har operationaliserats för andra skalor som bedömer beteendeberoende (t.ex. Lemmens et al., 2009; Andreassen et al., 2012b). Dessutom måste ett specifikt antal kriterier (ofta mer än hälften) godkännas (här "ofta" eller "mycket ofta") för att klassas som ett beroende (American Psychiatric Association, 2013). I det här fallet hade minst fyra av de sex BYSAS-objekten godkänts för att betrakta deltagaren som sexmissbrukare. Poängen 0 på den sammansatta BYSAS-poängen definierades som "inget sexberoende" vilket verkar rimligt då dessa deltagare svarar "aldrig" på alla sex frågorna. En sammansatt poäng mellan 1 och 6 definierades som "låg risk för sexberoende" eftersom dessa deltagare maximalt kunde få poäng över cut-off på två av de sex objekten. De med en sammansatt poäng på 7 eller högre men som inte uppfyllde kriterierna för sexberoende definierades som "måttlig sexberoenderisk". Den här etiketten verkar lämplig eftersom den motsvarar en medelpoäng över 1 på alla sex objekt.

Tabell 1

Fördelningen av poäng, medelpoäng och standardavvikelse (SD) på de sex objekten i Bergen-Yale Sex Addiction Scale (BYSAS) för män (♂, n = 8,234 XNUMX), kvinnor (♀, n = 15,299 XNUMX) och hela (=) urvalet (N =

objekt			Frekvens (%)					Betyda	SD
Hur ofta under det senaste året har du...			0	1	2	3	4
1.	Spenderat mycket tid på att tänka på sex/onani eller planerat sex? [BYSAS1 om framträdande – sugen]	♂ ♀ =	20.5 52.6 41.4	19.0 20.1 19.7	31.7 19.4 23.7	20.0 6.1 11.0	8.7 1.7 4.2	1.78 0.84 1.17	1.23 1.05 1.20
2.	Kände du ett sug att onanera/ha sex mer och mer? [BYSAS2 om tolerans]	♂ ♀ =	26.4 58.7 47.4	24.3 19.9 21.4	28.4 15.4 20.0	14.8 4.7 8.3	6.1 1.3 3.0	1.50 0.70 0.98	1.20 0.98 1.13
3.	Använde sex/onani för att glömma/fly från personliga problem? [BYSAS3 om humörändring]	♂ ♀ =	59.3 76.6 70.6	17.5 11.8 13.8	14.4 8.4 10.5	5.7 2.4 3.5	3.1 0.8 1.6	0.76 0.39 0.52	1.09 0.80 0.93
4.	Försökt dra ner på sex/onani utan att lyckas? [BYSAS4 om återfall – förlust av kontroll]	♂ ♀ =	67.0 92.2 83.4	16.3 5.3 9.2	10.6 1.6 4.7	4.2 0.6 1.8	1.9 0.3 0.9	0.58 0.11 0.28	0.97 0.45 0.71
5.	Blir du rastlös eller orolig om du har förbjudits sex/onani? [BYSAS5 om abstinensbesvär]	♂ ♀ =	53.0 81.5 71.5	21.0 10.1 13.9	16.4 6.0 9.6	6.8 1.8 3.5	2.8 0.6 1.4	0.85 0.29 0.49	1.10 0.71 0.91
6.	Hade så mycket sex att det har haft en negativ inverkan på dina privata relationer, ekonomi, hälsa eller jobb, studier? [BYSAS6 om konflikt – problem]	♂ ♀ =	87.1 96.3 93.0	7.8 2.5 4.4	3.3 0.8 1.7	1.0 0.3 0.5	0.9 0.1 0.4	0.21 0.05 0.11	0.63 0.31 0.46

Öppna i ett separat fönster

Skalan varierade från 0 - "mycket sällan" till 4 - "mycket ofta". Den genomsnittliga sammansatta poängen för hela provet var 3.54 (SD = 4.14). Sammansatt poängintervall 0–24.

Kortare PROMIS-enkät—sex subskala

The Shorter PROMIS Questionnaire [SPQ; Christo et al., 2003 (PROMIS frågeformulär; Lefever, 1988)] är ett psykometriskt validerat mått på 16 (kemiska och icke-kemiska) beroendeframkallande beteenden, inklusive sex (t.ex. Haylett et al., 2004; Pallanti et al., 2006; MacLaren och Best, 2010, 2013). Deltagarna slutförde könssubskalan i SPQ med hjälp av en 6-gradig skala [0 = inte alls som mig och 5 = mest som mig; 10 föremål: M = 13.44, SD = 7.14, a = 0.90; exempelobjekt: "Jag skulle passa på att ha sex trots att jag precis haft det med någon annan”(Se Bilaga B för hela listan över objekt)]. Sex-subskalan för SPQ (hädanefter kallad SPQ-S) bedömer vissa aspekter av belöningssökande och tvång, inklusive vissa potentiellt beroendeframkallande beteenden och symtom på könsstörningar. Men den bedömer bara beroendeframkallande tendenser till sexuellt umgänge/aktiviteter (med andra), och utesluter även grundläggande beroendekriterier. De 10 punkterna i SPQ-S översattes från engelska till norska separat av de norska författarna till denna studie.

Stora fem

Mini-International Personality Item Pool (Mini-IPIP; Donnellan et al., 2006) användes för att bedöma personlighet och är ett psykometriskt acceptabelt och praktiskt användbart kort mått på de fem stora faktorerna (Costa och McCrae, 1992; Wiggins, 1996). Deltagarna genomförde Mini-IPIP med 20 punkter med hjälp av en 5-gradig skala (1 = mycket felaktigt och 5 = väldigt korrekt)—fyra objekt som tillhör var och en av följande underskalor: extroversion (t.ex. "Prata med många olika människor på fester"; M = 14.47, SD = 3.65, α = 0.81), behaglighet (t.ex. "Känn andras känslor"; M = 16.32, SD = 2.95, α = 0.76), samvetsgrannhet (t.ex. "Som beställning"; M = 14.90, SD = 3.22, α = 0.70), neuroticism (t.ex. "Blir lätt upprörd"; M = 11.81, SD = 3.54, α = 0.73), och intellekt/fantasi (t.ex. "Ha livlig fantasi"; M = 14.26, SD = 3.14, α = 0.69), den senare liknar konstruktionens öppenhet.

Narcissism

The Narcissistic Personality Inventory-16 [NPI-16; Ames et al., 2006 (NPI; Raskin och Terry, 1988)] är ett psykometriskt giltigt mått på subklinisk narcissism (t.ex. Konrath et al., 2014). Deltagarna genomförde NPI-16 med en 5-punkts Likert-skala (1 = starkt oense och 5 = håller starkt med; 16 föremål [t.ex. "Jag är benägen att visa upp mig om jag får chansen”]: M = 44.12, SD = 10.11, a = 0.89). Ju högre poäng, desto mer narcissistisk är individen. Den totala poängen har signifikant korrelerats med expertbedömningar av narcissistisk personlighetsstörning (Miller och Campbell, 2008).

Självkänsla

Rosenbergs självkänslaskala (RSES; Rosenberg, 1965) är ett psykometriskt giltigt instrument för bedömning av självkänsla (t.ex. Huang och Dong, 2012). Deltagarna genomförde RSES med en 4-punkts Likert-skala (0 = håller starkt med och 3 = starkt oense; 10 föremål [t.ex. "Sammantaget är jag benägen att känna att jag är ett misslyckande","Jag kan göra saker lika bra som de flesta andra människor”]: M = 29.23, SD = 5.34, a = 0.89). RSES bedömer självkänsla som en enda konstruktion och är utformad för att representera ett globalt mått på upplevd självkänsla av deltagarens självkänsla. Den mäter både positiva och negativa känslor om jaget. De fem positiva påståendena kodades om, vilket innebär att en hög sammansatt poäng återspeglar hög självkänsla.

Dataanalys

Dimensionaliteten hos BYSAS testades genom en kombination av explorativ (EFA) och bekräftande artikelfaktoranalys (CFA), utförd separat på slumpmässig uppdelning av hela provet. Syftet med den explorativa analysen var att testa den övergripande strukturen av de ingående föremålen, med särskilt fokus på att upptäcka avvikelser från den förväntade endimensionella strukturen. Syftet med CFA var att bedöma passformen hos den endimensionella mätmodellen för BYSAS. I EFA var faktorextraktionskriterierna mycket enkel struktur (VSS) (Revelle och Rocklin, 1979), och Velicers (1976) minsta genomsnittliga partiell (MAP) statistik. En bifaktorrotation (Jennrich och Bentler, 2011) var använd. Bifaktorrotationen möjliggör separation av en gemensam faktor och en eller flera specifika faktorer. Såsom noterats av Reise et al. (2007), är bifaktormodellen särskilt användbar som en metod för att upptäcka kränkningar av odimensionalitet. I samband med att testa endimensionella mätmodeller är närvaron av specifika faktorer i en bifaktormodell ett tecken på lokalt beroende inom faktorn. Sådana specifika faktorer kan vara av väsentligt intresse, men representerar en kränkning av endimensionalitet.

Resultaten från EFA-provet matades in i CFA-testet av endimensionell modell vid den andra delningen av provet. Huvudsyftet med CFA var att undersöka anpassningen av en endimensionell mätmodell för BYSAS, samt att testa diskriminering och information från uppsättningen av inkluderade objekt. Global modellpassning utvärderades genom Mplus robusta viktade minsta kvadrat-estimator. Rotmedelkvadratfelet för approximation (RMSEA), det jämförande passningsindexet (CFI) och Tucker-Lewis Index (TLI) användes som indikatorer för global modellanpassning. För en bra passform bör dessa värden vara < 0.06, > 0.95 respektive > 0.95 (Hu och Bentler, 1999). Vi jämförde två klasser av IRT-modeller (unidimensional item response theory): Rasch-modellen för partiell kredit (Masters, 1982), och den graderade svarsmodellen (Samejima, 1997). För att bedöma objektets passform till Rasch-modellen för partiell kredit bedömde vi infit- och outfit-medelvärden (Wright och Masters, 1982). Enligt konventionella standarder för undersökningsundersökningar bör infit- och outfit-mean squares (MSQ) helst ligga i intervallet 0.6 till 1.4 (Wright och Linacre, 1994), men jämna tal i intervallet 0.5 till 1.5 kan ses som "produktiva för mätning" (Linacre, 2002). Ett värde under 1 betyder att postsvaren är för förutsägbara (överpassning), medan ett värde över 1 betyder att datasvaren är för slumpmässiga (underpassade). Infit MSQ viktas så att information nära den riktade artikeln eller personen får mer vikt.

För att testa invarians undersöktes differential item functioning (DIF) över köns- och åldersgrupper med hjälp av en begränsad nedtrappningsmetod, som implementerad i R mirt-paketet (Chalmers, 2012). I DIF-analysen var objekten initialt begränsade till att ha lika diskriminering och trösklar över grupper. Statistiskt signifikanta begränsningar släpptes sedan sekventiellt, med de återstående objekten som ankarobjekt. Denna sekventiella nedtrappningsprocedur användes först på kön, och behandlade män som fokalgrupp och kvinnor som referensgrupp. Samma procedur upprepades för åldersgrupper, där tidiga vuxna (16–39 år) behandlades som referensgrupp och medel/sen vuxen ålder (40–88 år) som fokalgrupp. Åldersgruppsindelningen gjordes som en kompromiss mellan åldersintervall (24 mot 49 år) och antal deltagare i grupperna (61.8% mot 38.2%). Slutligen bedömdes effekten av DIF för testresultat genom differential test functioning (DTF) enligt definitionen av Meade (2010), och implementerat av Chalmers et al. (2015).

Övriga analyser utfördes med SPSS, version 22. BYSAS utvärderades i termer av intern konsistens (Cronbachs alfakoefficient) och korrigerade korrelationer mellan posttotal, efter omvandling av variablerna till rangordningar för att undvika att resultaten påverkades av skevhet (Greer et al., 2006). Korrelationskoefficienter beräknades för att bedöma de inbördes sambanden mellan alla studievariabler; r över 0.1, 0.3 och 0.5 tolkades som liten, medelstor respektive stor effektstorlek (Cohen, 1988). Skillnader i medelpoäng för BYSAS-objekt mellan män och kvinnor beräknades; Cohens d värden på 0.2, 0.5 och 0.8 definierades som små, medelstora respektive stora effekter (Cohen, 1988).

Vid undersökning av faktorer relaterade till sexberoende genomfördes en multinomial regressionsanalys baserad på kategorin "noll-sexmissbruk" (noll) (33.8 % av urvalet) som referens. ”Låg sexberoenderisk” (poäng 1–6) utgjorde den andra kategorin (46.3 % av urvalet), ”måttlig risk för sexberoende” (poäng på 7 eller högre) utgjorde den tredje kategorin (19.1 % av urvalet), och "sexberoende" (poäng på 3 eller 4 på minst fyra av de sex BYSAS-kriterierna) utgjorde den fjärde kategorin (0.7 % av urvalet). Oberoende variabler bestod av kön, ålder, relationsstatus, utbildningsnivå, de fem personlighetsunderskalorna i Mini-IPIP och poängen på NPI-16 och RSES. Utbildningen var dummykodad så att den största kategorin (dvs. kandidatexamen) utgjorde referenskategorin. I analysen inkluderades varje oberoende variabel samtidigt. När 95 % konfidensintervall (KI) inte inkluderar 1.00 anses resultatet vara statistiskt signifikant.

Gå till:

Resultat

Skalkonstruktion och utveckling

Bord Table11 visar beskrivande statistik över svar på de sex BYSAS-posterna. Medelpoängen i urvalet var 3.54 av 24 (SD = 4.14). Artiklar 1 (BYSAS₁: framträdande/sug) och 2 (BYSAS₂: tolerans) rekommenderades oftare i den högre klassificeringskategorin än andra artiklar. Män fick högre poäng än kvinnor på alla sex BYSAS-objekt och effektstorleken (Cohens d) av skillnaden i punktmedelvärden mellan könen var 0.84 för framträdande/begär (stor), 0.75 för tolerans (stor), 0.41 för humörförändring (medium–liten), 0.69 för återfall/förlust av kontroll (medium–stor), 0.65 för tillbakadragande (medelstor) och 0.36 för konflikt/problem (medium-liten).

EFA föreslog extraktion av en faktor enligt VSS-kriteriet, men två faktorer enligt Velicers MAP-kriterium. Bifaktorrotationen av tvåfaktorlösningen avslöjade en stark generell faktor över alla sex artiklar med belastningar i intervallet 0.70 (BYSAS₁) till 0.86 (BYSAS₄ och BYSAS₆) och en ytterligare specifik faktor från BYSAS₁ och BYSAS₂. Den specifika faktorn skulle kunna tolkas som ett lokalt beroende mellan BYSAS₁ och BYSAS₂, och representerar en kränkning av endimensionalitet.

I linje med resultaten från EFA, en enfaktorsmodell med korrelerade feltermer för BYSAS¹ och BYSAS² testades i en CFA med Mplus robusta viktade minsta kvadrat-estimator för kategoriska data. Den begränsade informationsanpassningsstatistiken från Mplus robusta viktade minsta kvadrat-uppskattning indikerade en RMSEA på 0.046 [90 % KI = 0.041, 0.051], en CFI på 0.998 och en TLI på 0.996, vilket indikerar hög passform mellan enfaktormodellen och uppgifterna. Figur Figure11 visar faktorladdningarna baserat på det bekräftande delprovet (n =

En extern fil som innehåller en bild, illustration etc. Objektnamnet är fpsyg-09-00144-g0001.jpg

Öppna i ett separat fönster

Figur 1

Faktorstrukturen för Bergen–Yale Sex Addiction Scale (BYSAS) som visar standardiserade faktorladdningar för CFA-delprovet (n =

För att ta hänsyn till överlappningen mellan BYSAS₁ och BYSAS₂ i de endimensionella IRT-modellerna, en test av summan av BYSAS₁ och BYSAS₂ var konstruerad. Eftersom de aktuella objekten var mycket skeva, baserades theta-uppskattningarna på den empiriska histogrammetoden (Woods, 2007). Tabell Table22 visar infit och outfit mean squares (MSQ) från den partiella kreditmodellen. Alla infit-medelvärden låg i det önskade intervallet 0.6 till 1.4 (Wright och Linacre, 1994; Bond och Fox, 2015). Den observerade outfit-MSQ för tre artiklar var lägre än det föreskrivna intervallet 0.6 till 1.4 i undersökningsundersökningar, men var fortfarande inom intervallet som bedömdes som "produktivt för mätning" (Linacre, 2002). Testlet-outfiten MSQ var 0.46. Borderline outfit MSQ-värden kan återspegla en viss grad av innehållsredundans i testleten. Det vill säga, på en given poängnivå är det hög konsistens över artikelpar och för få "oväntade" svar. Infit MSQ-värdena var i allmänhet närmare det förväntade värdet på 1, och kunde återspegla att, även om svaren var mycket konsekventa, de inte var deterministiska i Guttman-bemärkelsen av en strikt ordnad sekvens av objektsvar över egenskapen. Det observerade intervallet för infit- och outfitvärden visade att föremålen i BYSAS var rimligt i linje med dem som förutspåddes av Rasch-modellen för partiell kredit. Ändå var modellpassningen bättre med de avslappnade antagandena för den graderade svarsmodellen, jämfört med Rasch-modellen för partiell kredit (Akaikes informationskriterium PCM = 95155; Akaikes informationskriterium graderad svarsmodell = 94843).

Tabell 2

Artikelpassningsstatistik från Rasch partiell kreditmodell.

Artikel	Infit MSQ	z.infit	Outfit MSQ	z.outfit
BYSAS3	0.937	-3.430	0.696	-6.951
BYSAS4	0.942	-2.326	0.556	-7.082
BYSAS5	0.809	-10.684	0.575	-10.284
BYSAS6	0.916	-2.063	0.502	-6.545
Testlet BYSAS1 och 2	0.647	-26.029	0.459	-34.167

BYSAS, Bergen-Yale Sex Addiction Scale; MSQ, genomsnittlig kvadrat.

Bord Table33 visar resultaten av tester av differentiell artikelfunktion (DIF), och den uppskattade effekten av DIF på artikelpoäng och förväntade totalpoäng (differentiella testfunktioner; DTF). Den första kolumnen visar förändring i chi-kvadrat när antaganden om invarianta lutningar och skärningar släpps. Det sekventiella nedtrappningstestet av differentiell objektfunktion efter kön indikerade att BYSAS₃ och BYSAS₄ fungerade på olika sätt för män och kvinnor, med en signifikant minskning av chi-kvadrat när man släppte invariansbegränsningar [BYSAS₃: Chi-kvadrat (5) = 314.08, p < 0.001; BYSAS₄: Chi-kvadrat (5) = 228.36, p < 0.001]. DIF efter åldersgrupp identifierade BYSAS₃ och BYSAS₄ som föremål som fungerar olika efter åldersgrupper [BYSAS₃Chi-kvadrat (5) = 67.28; BYSAS₄: Chi-kvadrat (5) = 54.33]. För de andra posterna var modellbegränsningarna inte signifikanta, vilket tyder på att invariansantagandet för dessa poster överensstämde med data. Således uppfyllde BYSAS antagandena om partiell skalär ekvivalens över kön och åldersgrupper.

Tabell 3

Test av differentiell artikelfunktion och differentiell testfunktion.

	LRT DIF	df	SIDS/STDS	ESSD/ETSSD
KÖN (KVINNLIG REF.)
BYSAS3	314.083	5	-0.281	-0.360
BYSAS4	228.358	5	0.193	0.335
Totalpoäng för inverkan			-0.088	-0.022
ÅLDERSGRUPP (UNGA VUXNA REF.)
BYSAS3	67.289	5	0.022	0.04
BYSAS4	54.334	5	-0.018	-0.05
Totalpoäng för inverkan			0.004	0.001

LRT, sannolikhetsförhållandetest; DIF, differentiell artikelfunktion; SIDS, signerad artikelskillnad i provet; STDS, signerad testskillnad i provet; ESSD, förväntad poäng standardiserad skillnad; ETSSD, förväntad testresultat standardiserad skillnad.

Den tredje och fjärde kolumnen i tabellen Table33 visar effektstorleken för DIF och DTF för BYSAS₃ och BYSAS₄, sammanfattad genom den signerade artikelskillnaden i urvalet (SIDS/STDS) och den förväntade poängstandardiserade skillnaden (ESSD/ETSSD). På samma egenskapsnivå var den genomsnittliga standardenhetsskillnaden mellan män och kvinnor -0.36 för BYSAS₃ och 0.335 för BYSAS₄. På testnivå upphävde dessa motsatta effekter varandra, med en försumbar differentiell testfunktion för det förväntade totala summerade resultatet. På samma sätt, för DIF efter åldersgrupp, effekten av BYSAS₃ och BYSAS₄ var i motsatt riktning, vilket upphävde den totala effekten. Unga vuxna fick 0.04 standardenheter högre på BYSAS₃, och 0.05 standardenheter lägre på BYSAS₄ jämfört med medel/sen vuxen ålder. På testnivå var effekten av DIF endast 0.0001 standardenheter, vilket tyder på att den observerade DIF för BYSAS₃ och BYSAS₄ hade ingen inverkan på den totala poängnivån. För att sammanfatta, även om DIF observerades för två poster, var effekten på testnivån (DTF) mycket liten eller ignorerbar. Testinformationskurvorna för män och kvinnor visas i figuren Figure2.2. Figuren visar att BYSAS hade mest information vid mycket höga nivåer av sexberoende (theta) för män och kvinnor, men mycket lite information vid lägre nivåer av sexberoende.

Figur 2

Testinformationskurvor från graderad svarsmodelluppskattning av Bergen-Yale Sex Addiction Scale (n =

Tillförlitlighet och intern konsistens av BYSAS

Cronbachs alfa för BYSAS var 0.83 och de korrigerade korrelationskoefficienterna för artikel 1 till 6 var 0.69 (BYSAS₁: framträdande/sug), 0.74 (BYSAS₂: tolerans), 0.62 (BYSAS₃: humörändring), 0.57 (BYSAS₄: återfall/förlust av kontroll), 0.66 (BYSAS₅: abstinensbesvär), och 0.42 (BYSAS₆: konflikt/problem), respektive.

Konvergent och diskriminerande giltighet

Korrelationskoefficienten mellan BYSAS:s sammansatta poäng och könssubskalan i SPQ var 0.52. Tabell Table44 visar att båda skalorna visade liknande korrelationsmönster med andra variabler som undersöktes i studien. Nollordningens korrelationskoefficienter mellan studievariablerna varierade från -0.53 (mellan självkänsla och neuroticism) till 0.52 (mellan BYSAS och SPQ-S).

Tabell 4

Nollordningens korrelationskoefficienter (Pearson produkt-moment korrelation, punkt-biseriell korrelation, phi-koefficient) mellan variabler.

	variabler	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11	12	13	14	15	16	17
1	BYSAS	-
2	SPQ–S	0.519
3	Kön _{(1 = ♂, 2 = ♀)}	-0.377	-0.252
4	Ålder	-0.190	-0.086	0.031
5	Förhållande^a	0.090	0.078	-0.065	-0.218
6	Grundskola	0.046	0.014	-0.028	-0.205	0.149
7	Gymnasium	0.036	0.027	0.015	-0.197	0.094	-0.194
8	Yrkesskola	0.028	0.028	-0.123	0.138	-0.049	-0.150	-0.263
9	Kandidatexamen	-0.051	-0.032	0.095	0.118	-0.081	-0.231	-0.403	-0.313
10	Magisterexamen	-0.040	-0.029	0.015	0.097	-0.073	-0.136	-0.237	-0.184	-0.282
11	Doktorsexamen	-0.014	-0.010	-0.018	0.057	-0.035	-0.036	-0.063	-0.049	-0.075	-0.044
12	extroversion	0.014	0.091	0.088	0.013	-0.064	-0.050	-0.019	-0.021	0.049	0.024	-0.001
13	behag	-0.151	-0.147	0.343	0.048	-0.048	-0.049	-0.017	-0.060	0.073	0.031	0.001	0.296
14	samvetsgrannhet	-0.208	-0.155	0.143	0.200	-0.130	-0.085	-0.052	0.052	0.033	0.041	-0.010	0.093	0.131
15	neuroticism	0.086	0.025	0.234	-0.116	-0.005	0.059	0.041	-0.021	-0.024	-0.041	-0.022	-0.098	0.093	-0.157
16	Intellekt/fantasi	0.093	0.075	-0.105	-0.036	0.043	-0.045	-0.042	-0.066	0.026	0.109	0.062	0.163	0.116	-0.116	-0.003
17	Narcissism	0.213	0.213	-0.219	-0.125	-0.003	-0.023	-0.039	-0.049	0.034	0.067	0.009	0.370	-0.075	0.026	-0.150	0.196
18	Självkänsla	-0.092	-0.016	-0.140	0.154	-0.125	-0.124	-0.104	0.017	0.072	0.109	0.037	0.315	0.055	0.296	-0.530	0.113	0.416

Öppna i ett separat fönster

N = 23,533. BYSAS, Bergen–Yale Sex Addiction Scale; SPQ-S, Shorter PROMIS Questionnaire—Sexskala.

^a1 = i ett förhållande, 2 = inte i ett förhållande.

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

Relationer med demografi, big five, narcissism och självkänsla

De oberoende variablerna förklarade 23.0 % (Cox–Snell-formeln) av variansen i risk för sexberoende (26.0 % enligt Nagelkerkes formel; se tabell). Table5) .5). Oddsen att tillhöra kategorierna "låg sexberoenderisk", "måttlig sexberoenderisk" och "sexberoende" var högre för män än för kvinnor. Ålder var omvänt relaterad till kategorin sexberoende. Att inte vara i ett förhållande ökade oddsen att tillhöra kategorin "måttlig risk för sexberoende". Grundskoleutbildning sänkte oddsen för att tillhöra kategorierna "låg sexberoenderisk" och "måttlig sexberoenderisk". Att ha en magisterexamen sänkte oddsen att tillhöra kategorin "måttlig sexberoenderisk" medan en doktorsexamen ökade chanserna att tillhöra kategorin "sexberoende". Extroversion ökade oddsen för att tillhöra de tre övre kategorierna för sexberoende, medan samvetsgrannhet sänkte motsvarande odds. Agreeableness sänkte oddsen att tillhöra kategorin "sexberoende". Neuroticism ökade oddsen för att tillhöra kategorierna "måttlig sexberoenderisk" och "sexberoende". Intellekt/fantasi var positivt associerat med att tillhöra kategorierna "låg sexberoenderisk" och "måttlig sexberoenderisk". Självkänsla var omvänt relaterat till sexberoendekategorierna. Slutligen var narcissism positivt förknippat med att tillhöra de tre övre sexberoendekategorierna.

Tabell 5

Multinomial logistisk regression av sexberoende (referenskategori: BYSAS-poäng på 0; OR = 1.00; n =

	Låg risk för sexberoende (BYSAS poäng 1–6; n = 10,907)	Måttlig risk för sexberoende (≥ 7/< 4 kriterier uppfyllda; n = 4,490)	Hög risk för sexberoende - sexberoende (Uppfyller 4–6 kriterier; n = 174)
Oberoende variabel	OR (95% Cl)	OR (95% Cl)	OR (95% Cl)
Kön _{(1 = ♂, 2 = ♀)}	0.272 (0.250 - 0.295)	0.081 (0.073 - 0.090)	0.035 (0.023 - 0.051)
Ålder	0.982 (0.980 - 0.985)	0.968 (0.965 - 0.972)	0.956 (0.941 - 0.972)
Förhållande _{(1 = in, 2 = inte i)}	1.045 (0.977 - 1.118)	1.105 (1.010 - 1.210)	1.030 (0.738 - 1.437)
Utbildning _{(referens=Kandidatexamen)}
Grundskola	0.752 (0.669 - 0.845)	0.694 (0.595 - 0.809)	1.238 (0.740 - 2.071)
hög School	0.984 (0.906 - 1.069)	0.964 (0.860 - 1.080)	1.083 (0.680 - 1.727)
Yrkesskola	1.034 (0.942 - 1.136)	1.066 (0.940 - 1.210)	1.299 (0.782 - 2.158)
Magisterexamen	0.953 (0.867 - 1.047)	0.848 (0.740 - 0.971)	1.022 (0.554 - 1.884)
Doktorsexamen	0.777 (0.587 - 1.030)	0.737 (0.493 - 1.102)	3.229 (1.071 - 9.734)
extroversion	1.030 (1.020 - 1.040)	1.045 (1.031 - 1.059)	1.059 (1.010 - 1.111)
behag	1.008 (0.995 - 1.020)	0.988 (0.973 - 1.004)	0.946 (0.900 - 0.995)
samvetsgrannhet	0.958 (0.948 - 0.969)	0.915 (0.903 - 0.928)	0.886 (0.844 - 0.930)
neuroticism	1.010 (0.999 - 1.021)	1.097 (1.081 - 1.113)	1.249 (1.183 - 1.319)
Intellekt/fantasi	1.015 (1.004 - 1.025)	1.025 (1.010 - 1.039)	1.002 (0.951 - 1.055)
Självkänsla	0.976 (0.968 - 0.984)	0.928 (0.918 - 0.939)	0.858 (0.829 - 0.888)
Narcissism	1.027 (1.023 - 1.030)	1.059 (1.054 - 1.065)	1.091 (1.072 - 1.111)

Öppna i ett separat fönster

Viktiga fynd i fetstil. ELLER, oddskvot; CI, konfidensintervall; BYSAS, Bergen–Yale Sexmissbruksskala.

Gå till:

Diskussion

Även om problematiskt sexuellt beteende har hävdats representera en beroendesjukdom, har tidigare utvecklade screeningverktyg som bedömer störningen inte inkluderat grundläggande beroendekriterier. Följaktligen utvecklades BYSAS för att övervinna denna begränsning och dess psykometriska egenskaper undersöktes i ett stort nationellt urval. För att säkerställa innehållets validitet baserades byggprocessen på komponenter som teoretiskt återspeglar alla kärndimensioner av missbruk. Rigorösa analyser visade att BYSAS har bra psykometri, och diskuteras vidare nedan.

En enfaktorsmodell med en extra specifik korrelation mellan framträdande (BYSAS₁) och tolerans (BYSAS₂) feltermer uppnådde en hög passform till de observerade data. Enligt denna modell ökar en ökning av sexberoende sannolikheten för att stödja var och en av de viktigaste egenskaperna för beroende, och den höga faktorbelastningen indikerade att varje indikator använde information om det underliggande beroendet. Även om det antyder en dominerande faktor, motiverar det lokala beroendet mellan framträdande och tolerans viss uppmärksamhet. Med tanke på innehållet i dessa två poster handlar den kvarvarande korrelationen inte primärt om logisk konsistens, utan kan spegla en specifik motivationsöverlappning, eftersom framträdande karaktär kan bidra till ökad sexlust. I samband med praktisk skalaadministration är det lokala beroendet mindre viktigt, eftersom summan av poster i huvudsak speglar en dimension. Den höga passformen för enfaktormodellen och de enhetligt höga faktorbelastningarna antydde att BYSAS återspeglar en enda konstruktion. Följaktligen stöddes hypotes 1 och 2 av resultaten från dataanalysen. När det gäller DIF-analyserna hade män fått högre poäng än kvinnor på BYSAS₄ och lägre på BYSAS₃ medan unga vuxna (16–39 år) fick högre poäng på BYSAS₃ och lägre på BYSAS₄ jämfört med äldre vuxna (40 till 88 år). På testnivå upphävde dessa effekter totalt sett varandra, så effekten på testnivå kunde ignoreras.

Det fanns en signifikant och positiv korrelation (0.52) mellan poängen på BYSAS och SPQ-S (Christo et al., 2003). Denna höga korrelation indikerar BYSAS:s konvergenta validitet och ger stöd för hypotes 3. Resultaten visade också att BYSAS och SPQ-S visade liknande korrelationer med andra variabler som undersökts i denna studie. Ytterligare studier som undersöker BYSAS:s konvergenta validitet och test-retest-tillförlitlighet behövs dock. Fördelningen av poängen för BYSAS var starkt sned åt vänster (dvs. låga poäng), vilket är som förväntat eftersom BYSAS bedömde symtom på sexberoende i ett stort oselekterat populationsbaserat urval. Framträdande/begär och tolerans rekommenderades oftare i den högre betygskategorin än andra artiklar, och dessa artiklar hade den högsta faktorbelastningen. Detta verkar rimligt eftersom dessa återspeglar mindre allvarliga symtom (t.ex. fråga om depression: människor får högre poäng när de känner sig deprimerade, sedan planerar de att begå självmord). Detta kan också återspegla en distinktion mellan engagemang och missbruk (som ofta ses i spelberoendefältet) – där objekt som knackar på information om framträdande, begär, tolerans och humörändringar argumenteras för att återspegla engagemang, medan objekt som pekar på tillbakadragande, återfall och konflikt mer mäter missbruk. En annan förklaring kan vara att framträdande, sug och tolerans kan vara mer relevanta och framträdande i beteendeberoende än abstinens och återfall.

När det gäller demografi överensstämmer resultaten från de multivariata analyserna med resultat från tidigare studier (Kafka, 2010; Karila et al., 2014; Campbell och Stein, 2015; Wéry et al., 2016; Wéry och Billieux, 2017), och stödde hypotes 4. En hög poäng på BYSAS var associerad med att vara man och män fick högre poäng än kvinnor på alla sex BYSAS-objekt, vilket tyder på att män löper större risk än kvinnor att utveckla sexberoende. Detta motsvarar också det faktum att majoriteten av individer som söker professionell hjälp för beroendeframkallande sexbeteende är män (Kafka, 2010; Griffiths och Dhuffar, 2014; Campbell och Stein, 2015). Till viss del kan detta också spegla att kvinnor i mindre grad träder fram på grund av potentiellt mer social stigma och inre skam än män (Gilliland et al., 2011; Dhuffar och Griffiths, 2014, 2015). Ålder var omvänt relaterad till sexberoende, och motsvarar empiriska bevis som visar att att vara i ung ålder är en sårbarhetsfaktor för att utveckla och bibehålla missbruk i allmänhet (Chambers et al., 2003). Dessutom, med tanke på att vissa typer av överdrivet sex kan vara fysiskt krävande och att sexuell libido tenderar att minska när individer blir äldre, är det kanske inte förvånande att sexberoende är förknippat med yngre ålder.

Att inte vara i ett förhållande var också förknippat med sexberoende, möjligen för att ensamstående individer är mer motiverade att tillfredsställa otillfredsställda sexuella behov än de i ett stabilt förhållande (Ballester-Arnal et al., 2014; Sun et al., 2014). En annan förklaring kan vara att "sexmissbrukare" har svårt att etablera och upprätthålla relationer (t.ex. barndomstrauma, osäker anknytning, etc.; Dhuffar och Griffiths, 2015; Weinstein et al., 2015). De aktuella resultaten visade också att jämfört med referenskategorin (med en kandidatexamen) hade de med högre utbildning (dvs. som har en doktorsexamen) mer sannolikhet att ha en hög BYSAS-poäng. Med tanke på att utbildning är relaterad till hög social status kan det vara så att sådana individer får tillgång till fler sexuella möjligheter, särskilt hos män (Buss, 1998). Vi undersökte dock interaktionseffekterna (Kön x PhD), varav ingen visade sig signifikant (Kön x Bachelor som kontrast; resultat visas inte). Fortfarande bör framtida studier undersöka gender x Education interaktioner angående sexberoende.

Poängen på BYSAS hade positiva associationer med neuroticism, extroversion och intellekt/fantasi, och negativa associationer till behaglighet och samvetsgrannhet. Sammantaget var resultaten från de multivariata analyserna som förväntat och stöder den diskriminerande validiteten av BYSAS (hypotes 5). Det positiva förhållandet till extroversion kan återspegla extrovertas tendens att söka stimulans i sällskap med andra, och deras oro för individuella uttryck och förstärkning av personlig attraktionskraft (Costa och Widiger, 2002). Deras sociala karaktär kan också öka potentialen för fler sexuella möjligheter (t.ex. umgänge på fester, fritidsevenemang etc.). Det positiva sambandet med neuroticism bekräftar också resultat från tidigare studier (Pinto et al., 2013; Rettenberger et al., 2016; Walton et al., 2017), och är kongruent med antagandet att sex har en anxiolytisk effekt (Coleman, 1992), och att ägna sig åt sexuella aktiviteter kan fungera som en flykt från dysforiska känslor (O'Brien och DeLongis, 1996; Dhuffar et al., 2015; Wéry et al., 2016b). Intellekt/fantasi hade också ett positivt förhållande till beroendeframkallande sexuellt beteende. Detta kan återspegla det faktum att personer som ger högt betyg på denna egenskap tenderar att sträva efter självförverkligande genom att söka efter intensiva, ovanliga och/eller euforiska upplevelser, såsom specifika sexbeteenden – och deras innehav av ett liberalt trossystem (Costa och Widiger, 2002). Samvetsgrannhet och behaglighet var omvänt relaterade till sexberoende, vilket kan förklaras av att dessa egenskaper speglar egenskaper som självkontroll och förmåga att motstå frestelser, och att sätta andra intressen före sina egna, och att vara känslig och godmodig. Sammantaget stöder de aktuella resultaten uppfattningen att behaglighet och samvetsgrannhet (i allmänhet) skyddar mot missbruk, medan extroversion och neuroticism (Few et al., 2014) underlätta dem – fynd som har rapporterats på annat håll (t.ex. Hill et al., 2000; Kotov et al., 2010; Maclaren et al., 2011; Andreassen et al., 2013; Walton et al., 2017).

Den aktuella studien fann också att sexberoende är positivt associerat med narcissism och negativt associerat med självkänsla, vilket stöder både hypotes 6 och tidigare studier (Kafka, 2010; Kor et al., 2014; Kasper et al., 2015; Doornwaard et al., 2016). Dessa fynd tyder på att sexuellt beteende kan vara ett sätt att motverka låg självkänsla och stärka högre självkänsla (t.ex. associerade effekter av att vara sexuellt aktiv inklusive känslor av att vara populär, få komplimanger, känslor av allmakt vid sex, att få uppmärksamhet under sex, etc.), att fly från känslor med låg självkänsla, eller att beroendeframkallande sex minskar självkänslan. Narcissistiska tendenser och sexberoende har konsekvent samvarierat i tidigare studier (Black et al., 1997; Raymond et al., 2003; Kafka, 2010; MacLaren och Best, 2013; Kasper et al., 2015), och kan återspegla att sexbeteende är en manifestation av narcissistiska drag (t.ex. önskan om uppmärksamhet, beundran och makt, exploatering och känsla av rätt, etc.). En annan möjlighet är att överdrivet sexuellt beteende främjar narcissistiska egenskaper hos dem som har ett stort antal sexpartners.

Begränsningar och styrkor hos den föreliggande studien

Den aktuella studien begränsas av alla vanliga brister i självrapporteringsdata och självvalsmetodologi (t.ex. självvalsbias, okänd svarsfrekvens och brist på information om icke-respondenter). Eftersom poängen på BYSAS hade en rätt skev fördelning fanns en risk för att golveffekter skulle påverka resultaten (t.ex. sänka relationer mellan konstruktioner). Emellertid presenterades hela spektrumet av poäng på alla variabler i data, vilket stärker giltigheten av det uppskattade sambandet mellan de undersökta konstruktionerna. Det bör också noteras att ungefär en fjärdedel av variansen i den multinomiala regressionsanalysen förklarades av de oberoende variablerna. Skapandet av fyra kategorier av nivåer av sexberoende i denna studie bör betraktas som preliminärt eftersom det inte finns några väldefinierade gränser eller överenskomna diagnostiska kriterier. Detta hindrade oss också från att använda kurvanalys för mottagarens funktionsegenskaper där cut-offs kan utvärderas i termer av känslighet och specificitet mot en "guldstandard". Tvärsnittsstudiens design kan ha påverkat resultaten på grund av faktorer som den vanliga metodbias, vilket skapar uppblåsta samband mellan de variabler som undersökts i den aktuella studien (Podsakoff et al., 2003). Dessutom, på grund av den stora urvalsstorleken som ger kraft till analyserna, kan flera små korrelationer ha visat sig signifikanta. Även om några av de signifikanta fynden kan återspegla triviala samband på grund av den stora urvalsstorleken, var vissa effektstorlekar i korrelationsanalysen måttliga till stora, vilket tyder på några betydande och meningsfulla samband mellan studievariabler (Cohen, 1988).

Även om enkäten var anonym, kan rapportering av problematiska sexuella beteenden vara förknippade med skam och tabu (Dhuffar och Griffiths, 2014), och kan ha orsakat socialt önskvärda svar. Att frivilligt svara på en tidningsartikel online om överdrivet beteende kan också ha attraherat specifika typer av individer (t.ex. de som använde Internet överdrivet mycket, yngre individer). Att attrahera sådana individer kan dock utan tvekan också ha varit en fördel eftersom att ha individer i urvalet som har beroendeproblem kan ha stärkt skalans validitet för användning i kliniska sammanhang. Ytterligare studier som psykometriskt testar BYSAS:s egenskaper behövs, särskilt när det gäller test-omtest-tillförlitlighet och dess kulturella anpassningsförmåga och generaliserbarhet.

Valet av mått kan också ha begränsat den aktuella studien, eftersom andra psykometriskt giltiga skalor som bedömer problematiskt kön inte användes i jämförelse med BYSAS. Till exempel, Hypersexual Disorder Questionnaire (HDQ; Reid et al., 2012) är en omfattande bedömningsåtgärd inklusive de föreslagna diagnostiska kriterierna för hypersexuell störning (Kafka, 2010). Emellertid den föreslagna DSM-5 kriterierna återspeglar inte till fullo de grundläggande beroendeelementen som tolerans, abstinens och humörförändringar. Därför ansågs det mer lämpligt att jämföra BYSAS med en skala utvecklad med hjälp av beroendeteori och kriterier.

Den extremt stora urvalsstorleken i föreliggande studie är en av de viktigaste styrkorna i att ge hög statistisk kraft i förhållande till alla analyser som genomförts. Fynden kompletterar många av de tidigare småskaliga och befolkningsspecifika studierna på området. En annan styrka med denna studie är inkluderingen av specifika och centrala beroendekriterier i skalkonstruktions- och utvecklingsprocessen och användningen av relevanta konstruktioner och validerade instrument i valideringsprocessen. BYSAS tar också hänsyn till begreppet begär (vilja/sug) som nu läggs till i DSM-5 (American Psychiatric Association, 2013) som ett beroendesymptom. Dessutom är BYSAS mer av ett generiskt screeninginstrument för sexberoende, eftersom det inte fokuserar på särskilda demografiska grupper (t.ex. män, homosexuella) eller medium (t.ex. onlinesex). Följaktligen kan BYSAS användas för att bedöma både online och offline sexuell aktivitet och är utan tvekan mer lämpad för att bedöma samtida sexuellt beteende. En annan viktig styrka var att studien annonserades nationellt snarare än lokalt (i nationell press). Rikspressen i Norge är känd för att ha en bred demografisk publik jämfört med lokalpressen. Därför är urvalet förmodligen mer representativt för den norska befolkningen och är utan tvekan mer representativt än andra studier som använder självvalda urval. Detta är också en av få studier inom detta område som fokuserar på den allmänna befolkningen och som även omfattar en stor andel kvinnor. Dessutom gör kortheten i denna nya skala den lämplig att inkluderas i utrymmesbegränsade undersökningar.

Slutsatser

I denna studie utvecklades en ny skala för att bedöma beroendeframkallande sexbeteende, BYSAS. Tillförlitligheten och BYSAS fastställdes med ett nationellt urval av 23,533 XNUMX norska vuxna. Den antagna enfaktorstrukturen bekräftades av EFA och CFA, och den interna konsistensen var hög. Genom att inkludera artiklar som täcker alla grundläggande missbrukssymptom säkerställdes innehållets giltighet. BYSAS validerades mot ett annat sexberoendemått, såväl som mått på demografi, personlighet och självkänsla; och ett preliminärt gränsvärde föreslås. Sammantaget är BYSAS ett psykometriskt sunt och giltigt instrument för att mäta sexberoende, som kan användas fritt av forskare och praktiker i epidemiologiska studier och behandlingsmiljöer.

Författarbidrag

CA: Bidrog till utformningen och utformningen av arbetet, insamling, analys och tolkning av data; TT: Bidrog till analysen; SP, MG, TT och RS: Bidrog till tolkningen av data för arbetet; CA: Utarbetade arbetet; Alla författare reviderade verket kritiskt när det gäller viktigt intellektuellt innehåll; Alla författare godkände den slutliga versionen och är ansvariga för alla aspekter av arbetet när det gäller att säkerställa att frågor relaterade till riktigheten eller integriteten hos någon del av arbetet undersöktes och löstes på lämpligt sätt.

Intresset om intressekonflikter

Författarna förklarar att forskningen genomfördes i avsaknad av kommersiella eller finansiella relationer som kan tolkas som en potentiell intressekonflikt.

Bilaga A

Bergen–yale sexberoende skala

Nedan följer några frågor om ditt förhållande till sex/onani. (OBS! Med sex menas här olika sexuella fantasier, drifter och beteenden såsom onani, pornografi, sexuella aktiviteter med samtyckande vuxna, cybersex, telefonsex, strippklubbar och liknande). Välj det svarsalternativ för varje fråga som bäst beskriver dig.

	Hur ofta under det senaste året har du.	Väldigt sällan	Sällan	Ibland	Ofta	Väldigt ofta
1.	Spenderat mycket tid på att tänka på sex/onani eller planerat sex?	❑	❑	❑	❑	❑
2.	Kände du ett sug att onanera/ha sex mer och mer?	❑	❑	❑	❑	❑
3.	Använde sex/onani för att glömma/fly från personliga problem?	❑	❑	❑	❑	❑
4.	Försökt dra ner på sex/onani utan att lyckas?	❑	❑	❑	❑	❑
5.	Blir du rastlös eller orolig om du har förbjudits sex/onani?	❑	❑	❑	❑	❑
6.	Hade så mycket sex att det har haft en negativ inverkan på dina privata relationer, ekonomi, hälsa och/eller jobb/studier?	❑	❑	❑	❑	❑

Alla objekt poängsätts enligt följande skala: 0 = Mycket sällan, 1 = Sällan, 2 = Ibland, 3 = Ofta, 4 = Mycket ofta

Gå till:

Bilaga B

Kortare PROMIS frågeformulär–sex subskala

Nedan följer några frågor om ditt förhållande till sex. Välj det svarsalternativ för varje fråga som bäst beskriver dig^a

Svar bör ges för livstidsanvändning snarare än bara nyligen användande, dvs. har du någonsin...		Inte som jag alls					Mest som mig
		0	1	2	3	4	5
1.	Jag har svårt att förbigå en möjlighet till tillfälligt eller olagligt sex	❑	❑	❑	❑	❑	❑
2.	Andra har uttryckt upprepade allvarlig oro över mitt sexuella beteende	❑	❑	❑	❑	❑	❑
3.	Jag är stolt över hur snabbt jag kan ha sex med någon och tycker att sex med en helt främling är stimulerande	❑	❑	❑	❑	❑	❑
4.	Jag skulle passa på att ha sex trots att jag precis haft det med någon annan	❑	❑	❑	❑	❑	❑
5.	Jag upptäcker att en sexuell erövring gör att jag tappar intresset för den partnern och leder till att jag börjar leta efter en annan	❑	❑	❑	❑	❑	❑
6.	Jag tenderar att se till att jag har sex av ett eller annat slag istället för att vänta på att min vanliga partner ska vara tillgänglig igen efter en sjukdom eller frånvaro	❑	❑	❑	❑	❑	❑
7.	Jag har haft upprepade affärer trots att jag haft ett vanligt förhållande	❑	❑	❑	❑	❑	❑
8.	Jag har haft tre eller flera vanliga sexpartners samtidigt	❑	❑	❑	❑	❑	❑
9.	Jag har haft frivilligt sex med någon som jag ogillar	❑	❑	❑	❑	❑	❑
10.	Jag tenderar att byta partner om sex blir repetitivt	❑	❑	❑	❑	❑	❑

Öppna i ett separat fönster

Källa: Från How to Identify Addictive Behavior av R. Lefever, 1988, London, Storbritannien: PROMIS Publishing. [Detta är källhänvisningen till PROMIS-enkäten, från vilken objekten för könssubskalan hämtades.]. Copyright av PROMIS Clinics. Omtryckt med vänligt tillstånd från R. Lefever (personligt meddelande, 14 mars 2017).

^aInstruktionsformulering som används i den aktuella studien och inte från SPQ.

fotnoter

¹Kriteriuppsättningen (upptagen, skäms, behandling, skada andra, utom kontroll, ledsen) är baserad på förkortningen PATHOS, som grekerna använde för "lidande".

Referensprojekt

American Psychiatric Association APA (2013). Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders, 5th Edn. Washington, DC: American Psychiatric Association.
Ames DR, Rose P., Anderson CP (2006). NPI-16 som ett kort mått på narcissism. J. Res. Pers. 40, 440–450. 10.1016/j.jrp.2005.03.002 [Cross Ref]
Andreassen CS, Billieux J., Griffiths MD, Kuss DJ, Demetrovics Z., Mazzoni E., et al. (2016). Förhållandet mellan beroendeframkallande användning av sociala medier och videospel och symtom på psykiatriska störningar: en storskalig tvärsnittsstudie. Psychol. Missbrukare. Behav. 30, 252-262. 10.1037/adb0000160 [PubMed] [Cross Ref]
Andreassen CS, Griffiths MD, Gjertsen SR, Krossbakken E., Kvam S., Pallesen S. (2013). Förhållandet mellan beteendeberoende och femfaktorsmodellen för personlighet. J. Behav. Missbrukare. 2, 90–99. 10.1556/JBA.2.2013.003 [PubMed] [Cross Ref]
Andreassen CS, Griffiths MD, Hetland J., Pallesen S. (2012a). Utveckling av en arbetsberoendeskala. Scand. J. Psychol. 53, 265-272. 10.1111/j.1467-9450.2012.00947.x [PubMed] [Cross Ref]
Andreassen CS, Griffiths MD, Pallesen S., Bilder RM, Torsheim T., Aboujaoude E. (2015). Bergens shoppingberoendeskalan: tillförlitlighet och giltighet av ett kort screeningtest. Främre. Psychol. 6:1374. 10.3389/fpsyg.2015.01374 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
Andreassen CS, Torsheim T., Brunborg GS, Pallesen S. (2012b). Utveckling av en Facebook-beroendeskala. Psychol. Rep. 110, 501–517. 10.2466/02.09.18.PR0.110.2.501-517 [PubMed] [Cross Ref]
Ballester-Arnal R., Castro-Calvo J., Gil-Llario MD, Giménez-García C. (2014). Relationsstatus som inflytande på cybersexaktivitet: cybersex, ungdom och fast partner. J. Sex Äktenskapliga Ther. 40, 444–456. 10.1080/0092623X.2013.772549 [PubMed] [Cross Ref]
Black DW, Kehrberg LL, Flumerfelt DL, Schlosser SS (1997). Egenskaper hos 36 försökspersoner som rapporterar tvångsmässigt sexuellt beteende. Am. J. Psychiatry 154, 243–249. 10.1176/ajp.154.2.243 [PubMed] [Cross Ref]
Bond T., Fox CM (2015). Applying the Rasch Model: Fundamental Measurement in the Human Sciences, 3rd Edn. New York, NY: Routledge.
Brown RIF (1993). Några bidrag från studien av spelande till studien av andra beroenden, i Gambling Behavior and Problem Gambling, red. Eadington WR, Cornelius J., redaktörer. (Reno, NV: University of Nevada Press; ), 341–372.
Buss DM (1998). Sexuella strategiteori: historiskt ursprung och nuvarande status. J. Sex Res. 35, 19–31. 10.1080/00224499809551914 [Cross Ref]
Campbell MM, Stein DJ (2015). Hypersexual disorder, in Behavioral Addiction: DSM-5® and Beyond, ed Petry NM, redaktör. (New York, NY: Oxford University Press; ), 101–123.
Carnes PJ (1989). Contrary to Love: Att hjälpa den sexuella missbrukaren. Center City, MN: Hazelden.
Carnes PJ (1991). Don't Call it Love: Recovery from Sexual Addiction. New York, NY: Bantam Books.
Carnes PJ, Green BA, Carnes S. (2010). Samma men ändå annorlunda: omfokusering av screeningtestet för sexuellt beroende (SAST) för att återspegla läggning och kön. Sex. Missbrukare. Tvångsmässighet 17, 7–30. 10.1080/10720161003604087 [Cross Ref]
Carnes PJ, Green BA, Merlo LJ, Polles A., Carnes S., Gold MS (2012). PATHOS: en kort screeningapplikation för att bedöma sexuellt beroende. J. Addict. Med. 6, 29–34. 10.1097/ADM.0b013e3182251a28 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
Carvalho J., Stulhofer A., Štulhofer AL, Jurin T. (2015). Hypersexualitet och hög sexuell lust: utforska strukturen för problematisk sexualitet. J. Sex. Med. 12, 1356–1367. 10.1111/jsm.12865 [PubMed] [Cross Ref]
Carnes P., Weiss R. (2002). Screeningtestet för sexuellt beroende för homosexuella män. Wickenburg, AZ: Opublicerade åtgärder.
Chalmers RP (2012). mirt: ett flerdimensionellt objektsvarsteoripaket för R-miljön. J. Stat. Softw. 48, 1–29. 10.18637/jss.v048.i06 [Cross Ref]
Chalmers RP, Counsell A., Flora DB (2015). Det kanske inte är en stor DIF: förbättrad funktionsstatistik för differentiella tester som tar hänsyn till samplingsvariabilitet. Educ. Psychol. Meas. 76, 114–140. 10.1177/0013164415584576 [Cross Ref]
Chambers RA, Taylor JR, Potenza MN (2003). Utvecklingsneurokretsar av motivation i tonåren: en kritisk period av beroendesårbarhet. Am. J. Psychiatry 160, 1041–1052. 10.1176/appi.ajp.160.6.1041 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
Christo G., Jones S., Haylett S., Stephenson G., Lefever RM, Lefever R. (2003). Kortare PROMIS frågeformuläret: ytterligare validering av ett verktyg för samtidig bedömning av flera beroendeframkallande beteenden. Missbrukare. Behav. 28, 225-248. 10.1016/S0306-4603(01)00231-3 [PubMed] [Cross Ref]
Cohen J. (1988). Statistical Power Analysis for the Behavioral Sciences, 2nd Edn. Hillsdale, NJ: Lawrence Erlbaum Associates.
Coleman E. (1992). Lider din patient av tvångsmässigt sexuellt beteende? Psychiatr. Ann. 22, 320–325. 10.3928/0048-5713-19920601-09 [Cross Ref]
Coleman E., Miner M., Ohlerking F., Raymond N. (2001). Inventering av tvångsmässigt sexuellt beteende: en preliminär studie av tillförlitlighet och validitet. J. Sex Äktenskapliga Ther. 27, 325-332. 10.1080/009262301317081070 [PubMed] [Cross Ref]
Cooper AL, Delmonico DL, Griffin-Shelley E., Mathy RM (2004). Sexuell aktivitet online: en undersökning av potentiellt problematiska beteenden. Sex. Missbrukare. Tvångskraft 11, 129–143. 10.1080/10720160490882642 [Cross Ref]
Cooper A., Scherer CR, Boies SC, Gordon BL (1999). Sexualitet på internet: från sexuell utforskning till patologiskt uttryck. Prof. Psychol. Res. Pr. 30, 154–164. 10.1037/0735-7028.30.2.154 [Cross Ref]
Costa PT, McCrae RR (1992). NEO-PI-R Professional Manual. Odessa, FI: Psychological Assessment Resources.
Costa PT, Widiger TA (2002). Introduktion: personlighetsstörningar och femfaktorsmodellen för personlighet, i Personality Disorders and the Five-Factor Model of Personality, 2nd Edn, eds Costa PT, Widiger TA, redaktörer. (Washington, DC: American Psychological Association; ), 3–14.
Delmonico DL, Griffin EJ (2008). Cybersex och E-teen: vad äktenskaps- och familjeterapeuter bör veta. J. Äktenskapliga Fam. Ther. 34, 431–444. 10.1111/j.1752-0606.2008.00086.x [PubMed] [Cross Ref]
Dhuffar MK, Griffiths MD (2014). Att förstå skammens roll och dess konsekvenser i kvinnliga hypersexuella beteenden: en pilotstudie. J. Behav. Missbrukare. 3, 231-237. 10.1556/JBA.3.2014.4.4 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
Dhuffar MK, Griffiths MD (2015). Förstå konceptualiseringar av kvinnligt sexberoende och tillfrisknande med hjälp av tolkningsfenomenologisk analys. Psychol. Res. 5, 585-603. 10.17265/2159-5542/2015.10.001 [Cross Ref]
Dhuffar MK, Pontes HM, Griffiths MD (2015). Rollen av negativa humörtillstånd och konsekvenser av hypersexuella beteenden för att förutsäga hypersexualitet bland universitetsstudenter. J. Behav. Missbrukare. 4, 181-188. 10.1556/2006.4.2015.030 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
Donnellan MB, Oswald FL, Baird BM, Lucas RE (2006). Mini-IPIP-vågen: små men ändå effektiva mått på de fem stora personlighetsfaktorerna. Psychol. Bedöma. 18, 192–203. 10.1037/1040-3590.18.2.192 [PubMed] [Cross Ref]
Doornwaard SM, van den Eijnden RJ, Baams L., Vanwesenbeeck I., ter Bogt TF (2016). Lägre psykiskt välbefinnande och överdrivet sexuellt intresse förutsäger symptom på tvångsmässig användning av sexuellt explicit internetmaterial bland tonårspojkar. J. Youth Adolesc. 45, 73–84. 10.1007/s10964-015-0326-9 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
Elmquist J., Shorey RC, Anderson S., Stuart BL (2016). Är borderline personlighetssymptom förknippade med tvångsmässigt sexuellt beteende bland kvinnor i behandling för missbruksstörningar? En utforskande studie. J. Clin. Psychol. 72, 1077-1087. 10.1002/jclp.22310 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
Få LR, Grant JD, Trull TJ, Statham DJ, Martin NG, Lynskey MT, et al. . (2014). Genetisk variation i personlighetsdrag förklarar genetisk överlappning mellan borderline personlighetsdrag och missbruksstörningar. Beroende 109, 2118–2127. 10.1111/add.12690 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
Gilliland R., South M., Carpenter BN, Hardy SA (2011). Skam och skulds roller i hypersexuellt beteende. Sex. Missbrukare. Tvångsmässighet 18, 12–29. 10.1080/10720162.2011.551182 [Cross Ref]
Goodman A. (1998). Sexuellt beroende: ett integrerat tillvägagångssätt. Madison, CT: International Universities Press.
Goodman A. (2008). Neurobiologi av missbruk. En integrerad recension. Biochem. Pharmacol. 75, 266-322. 10.1016/j.bcp.2007.07.030 [PubMed] [Cross Ref]
Grant JE, Atmaca M., Fineberg NA, Fontenelle LF, Matsunaga H., Janardhan Reddy YC, et al. . (2014). Impulskontrollstörningar och "beteendeberoende" i ICD-11. World Psychiatry 13, 125–127. 10.1002/wps.20115 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
Greer T., Dunlap WP, Hunter ST, Berman ME (2006). Skevhet och inre konsistens. J. Appl. Psychol. 91, 1351–1358. 10.1037/0021-9010.91.6.1351 [PubMed] [Cross Ref]
Griffiths MD (2005). En komponentmodell av beroende inom en biopsykologisk ram. J. Subst. Använd 10, 191–197. 10.1080/14659890500114359 [Cross Ref]
Griffiths MD (2012). Internetsexberoende: en översyn av empirisk forskning. Missbrukare. Res. Teori 20, 111–124. 10.3109/16066359.2011.588351 [Cross Ref]
Griffiths MD, Dhuffar MK (2014). Behandling av sexuellt beroende inom British National Health Service. Int. J. Ment. Hälsoberoende. 12, 561-571. 10.1007/s11469-014-9485-2 [Cross Ref]
Hamann S., Herman RA, Nolan CL, Wallen K. (2004). Män och kvinnor skiljer sig åt i amygdalas svar på visuella sexuella stimuli. Nat. Neurosci. 7, 411–416. 10.1038/nn1208 [PubMed] [Cross Ref]
Haylett SA, Stephenson GM, Lefever RM (2004). Samvariation i beroendeframkallande beteenden: en studie av beroendeframkallande inriktningar med hjälp av det kortare PROMIS-enkätet. Missbrukare. Behav. 29, 61–71. 10.1016/S0306-4603(03)00083-2 [PubMed] [Cross Ref]
Hill SY, Shen S., Lowers L., Locke J. (2000). Faktorer som förutsäger uppkomsten av alkoholkonsumtion hos ungdomar i familjer med hög risk att utveckla alkoholism. Biol. Psykiatri 48, 265–275. 10.1016/S0006-3223(00)00841-6 [PubMed] [Cross Ref]
Holstege G., Georiadis JR, Paans AM, Meiners LC, van der Graaf FHC, Reinders AA (2003). Hjärnaktivering under mänsklig manlig utlösning. J. Neurosci. 23, 9185-9193. [PubMed]
Hook JN, Hook JP, Davis DE, Worthington EL, Jr., Penberthy JK (2010). Mätning av sexuellt beroende och tvångsförmåga: en kritisk granskning av instrument. J. Sex Äktenskapliga Ther. 36, 227-260. 10.1080/00926231003719673 [PubMed] [Cross Ref]
Hu L., Bentler P. (1999). Cutoff-kriterier för passningsindex i kovariansstrukturanalys: konventionella kriterier kontra nya alternativ. Struktur. ekv. Modell. 6, 1–55. 10.1080/10705519909540118 [Cross Ref]
Huang C., Dong N. (2012). Faktorstruktur av Rosenbergs självkänslasskala: en metaanalys av mönstermatriser. Eur. J. Psychol. Bedöma. 28, 132-138. 10.1027/1015-5759/a000101 [Cross Ref]
Jennrich RI, Bentler PM (2011). Utforskande bifaktoranalys. Psychometrika 76, 537–549. 10.1007/s11336-011-9218-4 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
Kafka MP (2010). Hypersexuell störning: en föreslagen diagnos för DSM-V. Båge. Sex. Behav. 39, 377–400. 10.1007/s10508-009-9574-7 [PubMed] [Cross Ref]
Kafka MP (2013). Utvecklingen och utvecklingen av kriterierna för en nyligen föreslagen diagnos för DSM-5: hypersexuell störning. Sex. Missbrukare. Tvångsmässighet 20, 19–26. 10.1080/10720162.2013.768127 [Cross Ref]
Kalichman SC, Rompa D. (1995). Sexuell sensationssökning och sexuell tvångsskalor: tillförlitlighet, giltighet och förutsägelse av HIV-riskbeteende. J. Pers. Bedöma. 65, 586–601. 10.1207/s15327752jpa6503_16 [PubMed] [Cross Ref]
Karila L., Wéry A., Weinstein A., Cottencin O., Petit A., Reynaud M., et al. . (2014). Sexuellt beroende eller hypersexuell störning: olika termer för samma problem? En genomgång av litteraturen. Curr. Pharm. Design 20, 4012–4020. 10.2174/13816128113199990619 [PubMed] [Cross Ref]
Kasper TE, Short MB, Milam AC (2015). Användning av narcissism och internetpornografi. J. Sex Äktenskapliga Ther. 41, 481-486. 10.1080/0092623X.2014.931313 [PubMed] [Cross Ref]
Kingston DA (2015). Diskutera konceptualiseringen av sex som en beroendesjukdom. Curr. Missbrukare. Rep. 2, 195–201. 10.1007/s40429-015-0059-6 [Cross Ref]
Klein V., Rettenberger M., Briken P. (2014). Självrapporterade indikatorer på hypersexualitet och dess korrelationer i ett kvinnligt onlineprov. J. Sex. Med. 11, 1974–1981. 10.1111/jsm.12602 [PubMed] [Cross Ref]
Konrath S., Meier BP, Bushman BJ (2014). Utveckling och validering av Single Item Narcissism Scale (SINS). PLoS ONE 9:e103469. 10.1371/journal.pone.0103469 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
Kor A., Fogel Y., Reid RC, Potenza MN (2013). Ska hypersexuell störning klassas som ett beroende? Sex. Missbrukare. Tvångsmässighet 20, 27–47. 10.1080/10720162.2013.768132 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
Kor A., Zilcha-Mano S., Fogel YA, Mikulincer M., Reid RC, Potenza MN (2014). Psykometrisk utveckling av den problematiska användningsskalan för pornografi. Missbrukare. Behav. 39, 861-868. 10.1016/j.addbeh.2014.01.027 [PubMed] [Cross Ref]
Koronczai B., Urbán R., Kökönyei G., Paksi B., Papp K., Kun B., et al. . (2011). Bekräftelse av trefaktormodellen för problematisk internetanvändning på offline-prover från ungdomar och vuxna. Cyberpsychol. Behav. Soc. Netw. 14, 657-664. 10.1089/cyber.2010.0345 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
Kotov R., Gamez W., Schmidt F., Watson D. (2010). Att koppla "stora" personlighetsdrag till ångest, depression och missbruksstörningar: en metaanalys. Psychol. Tjur. 136, 768-821. 10.1037/a0020327 [PubMed] [Cross Ref]
Kraus S., Voon V., Potenza MN (2016). Ska tvångsmässigt sexuellt beteende betraktas som ett beroende? Missbruk 111, 2097–2106. 10.1111/add.13297 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
Laier C., Pawlikowski M., Pekal J., Schulte FP, Brand M. (2013). Cybersexberoende: upplever sexuell upphetsning när du tittar på pornografi och inte verkliga sexuella kontakter gör skillnaden. J. Behav. Missbrukare. 2, 100–107. 10.1556/JBA.2.2013.002 [PubMed] [Cross Ref]
Lefever R. (1988). Hur man identifierar beroendeframkallande beteende. London, Storbritannien: PROMIS Publishing.
Lemmens JS, Valkenburg PM, Peter J. (2009). Utveckling och validering av en spelberoendeskala för ungdomar. Media Psychol. 12, 77–95. 10.1080/15213260802669458 [Cross Ref]
Linacre JM (2002). Vad betyder infit och outfit, mean-square och standardized? Rasch Meas. Trans. 16, 878 Tillgänglig online på: https://www.rasch.org/rmt/rmt162f.htm
MacLaren VV, Best LA (2010). Flera beroendeframkallande beteenden hos unga vuxna: studentnormer för det kortare PROMIS-enkätet. Missbrukare. Behav. 35, 352-355. 10.1016/j.addbeh.2009.09.023 [PubMed] [Cross Ref]
MacLaren VV, Best LA (2013). Otrevlig narcissism förmedlar effekten av BAS på beroendeframkallande beteenden. Pers. Individ. Dif. 55, 101–155. 10.1016/j.paid.2013.02.004 [Cross Ref]
Maclaren VV, Fugelsang JA, Harrigan KA, Dixon MJ (2011). Personligheten hos patologiska spelare: en metaanalys. Clin. Psychol. Upps. 31, 1057–1067. 10.1016/j.cpr.2011.02.002 [PubMed] [Cross Ref]
Masters GN (1982). En Rasch-modell för partiell kreditvärdering. Psychometrika 47, 149–174. 10.1007/BF02296272 [Cross Ref]
Meade AW (2010). En taxonomi av effektstorleksmått för differentiell funktion av objekt och skalor. J. Appl. Psychol. 95, 728-743. 10.1037/a0018966 [PubMed] [Cross Ref]
Miller JD, Campbell WK (2008). Jämförelse av kliniska och sociala personlighetskonceptualiseringar av narcissism. J. Pers. 76, 449-476. 10.1111/j.1467-6494.2008.00492.x [PubMed] [Cross Ref]
Nunnally JC, Bernstein IH (1994). Psychometric Theory, 3rd Edn. New York, NY: McGraw-Hill.
O'Brien TB, DeLongis A. (1996). Det interaktionella sammanhanget för problem-, emotion- och relationsfokuserad coping: rollen för de fem stora personlighetsfaktorerna. J. Pers. 64, 775-813. 10.1111/j.1467-6494.1996.tb00944.x [PubMed] [Cross Ref]
O'Hara S., Carnes P. (2000). Screeningtestet för kvinnors sexuella missbruk. Wickenburg, AZ: Opublicerad åtgärd.
Pallanti S., Bernardi S., Quercioli L. (2006). Det kortare PROMIS-enkätet och internetberoendeskalan i bedömningen av flera beroenden i en gymnasiebefolkning: prevalens och relaterade funktionshinder. CNS Spectr. 11, 966-974. 10.1017/S1092852900015157 [PubMed] [Cross Ref]
Pawlikowski M., Altstätter-Gleich C., Brand M. (2013). Validering och psykometriska egenskaper hos en kortversion av Youngs internetberoendetest. Comp. Brum. Behav. 29, 1212-1223. 10.1016/j.chb.2012.10.014 [Cross Ref]
Petry NM (2015). Introduktion till beteendeberoende, i Behavioral Addiction: DSM-5® and Beyond, red Petry NM, redaktör. (New York, NY: Oxford University Press; ), 1–5.
Pinto J., Carvalho J., Nobre PJ (2013). Förhållandet mellan FFM personlighetsdrag, statlig psykopatologi och sexuell tvångsmässighet i ett urval av manliga studenter. J. Sex. Med. 10, 1773–1782. 10.1111/jsm.12185 [PubMed] [Cross Ref]
Piquet-Pessôa M., Ferreira GM, Melca IA, Fontenelle LF (2014). DSM-5 och beslutet att inte inkludera sex, shoppa eller stjäla som missbruk. Curr. Missbrukare. Rep. 1, 172-176. 10.1007 / s40429-014-0027-6 [Cross Ref]
Podsakoff PM, MacKenzie SB, Lee JY, Podsakoff NP (2003). Vanliga metodbiaser i beteendeforskning: en kritisk granskning av litteraturen och rekommenderade botemedel. J. Appl. Psychol. 88, 879-903. 10.1037/0021-9010.88.5.879 [PubMed] [Cross Ref]
Raskin R., Terry H. (1988). En huvudkomponentanalys av Narcissistic Personality Inventory och ytterligare bevis på dess konstruktionsvaliditet. J. Pers. Soc. Psychol. 54, 890–902. 10.1037/0022-3514.54.5.890 [PubMed] [Cross Ref]
Raymond NC, Coleman E., Miner MH (2003). Psykiatrisk komorbiditet och tvångsmässiga/impulsiva drag i tvångsmässigt sexuellt beteende. Compr. Psykiatri 44, 370–380. 10.1016/S0010-440X(03)00110-X [PubMed] [Cross Ref]
Reid RC (2016). Ytterligare utmaningar och problem med att definiera tvångsmässigt sexuellt beteende som ett beroende. Missbruk 111, 2111–2113. 10.1111/add.13370 [PubMed] [Cross Ref]
Reid RC, Carpenter BN, Hook JN, Garos S., Manning JC, Gilliland R., et al. . (2012). Rapport om fynd i en DSM-5 fältförsök för hypersexuell störning. J. Sex. Med. 9, 2868-2877. 10.1111/j.1743-6109.2012.02936.x [PubMed] [Cross Ref]
Reid RC, Garos S., Carpenter BN, Coleman E. (2011). Ett överraskande fynd relaterat till exekutiv kontroll i ett patientprov av hypersexuella män. J. Sex. Med. 8, 2227-2236. 10.1111/j.1743-6109.2011.02314.x [PubMed] [Cross Ref]
Reise SP, Morizot J., Hays RD (2007). Bifaktormodellens roll för att lösa dimensionalitetsfrågor i hälsoresultatmätningar. Kval. Life Res. 16, 19–31. 10.1007/s11136-007-9183-7 [PubMed] [Cross Ref]
Rettenberger M., Klein V., Briken P. (2016). Relationen mellan hypersexuellt beteende, sexuell excitation, sexuell hämning och personlighetsdrag. Båge. Sex. Behav. 45, 219-233. 10.1007/s10508-014-0399-7 [PubMed] [Cross Ref]
Revelle W., Rocklin T. (1979). Mycket enkel struktur: en alternativ procedur för att uppskatta det optimala antalet tolkningsbara faktorer. Multivariat beteende. Res. 14, 403–414. 10.1207/s15327906mbr1404_2 [PubMed] [Cross Ref]
Rosenberg M. (1965). Samhället och ungdomens självbild. Princeton, NJ: Princeton University Press.
Samejima F. (1997). Graderad svarsmodell, i Handbook of Modern Item Response Theory, eds van der Linden WJ, Hambleton RK, redaktörer. (New York, NY: Springer; ), 85–100.
Schmitt DP (2004). The Big Five relaterade till riskfyllt sexuellt beteende i 10 världsregioner: differentiella personlighetsassociationer av sexuell promiskuitet och otrohet i relationer. Eur. J. Pers. 18, 301–319. 10.1002/per.520 [Cross Ref]
Sun C., Bridges A., Johnson J., Ezzell M. (2014). Pornografi och det manliga sexuella manuset: en analys av konsumtion och sexuella relationer. Båge. Sex. Behav. 45, 983-994. 10.1007/s10508-014-0391-2 [PubMed] [Cross Ref]
Sussman S., Lisha N., Griffiths MD (2011). Förekomsten av missbruk: ett problem för majoriteten eller minoriteten? Eval. Hälsa Prof. 34, 3–56. 10.1177/0163278710380124 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
Terry A., Szabo A., Griffiths MD (2004). The Exercise Addiction Inventory: ett nytt kort screeningverktyg. Missbrukare. Res. Teori 12, 489–499. 10.1080/16066350310001637363 [Cross Ref]
Velicer WF (1976). Bestämma antalet komponenter från matrisen av partiella korrelationer. Psychometrika 41 321–327. 10.1007/BF02293557 [Cross Ref]
Voon V., Mole TB, Banca P., Porter L., Morris L., Mitchell S., et al. . (2014). Neurala korrelat av sexuell signalreaktivitet hos individer med och utan tvångsmässiga sexuella beteenden. PLoS ONE 9:e102419. 10.1371/journal.pone.0102419 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
Walters GD, Knight RA, Långström N. (2011). Är hypersexualitet dimensionell? Bevis för DSM-5 från den allmänna befolkningen till kliniska prover. Båge. Sex. Behav. 40, 1309–1321. 10.1007/s10508-010-9719-8 [PubMed] [Cross Ref]
Walton MT, Cantor JM, Lykins AD (2017). En onlinebedömning av personlighets-, psykologiska och sexualitetsvariabler associerade med självrapporterat hypersexuellt beteende. Båge. Sex. Behav. 46, 721-733. 10.1007/s10508-015-0606-1 [PubMed] [Cross Ref]
Weinstein AM, Zolek R., Babkin A., Cohen K., Lejoyeux M. (2015). Faktorer som förutsäger cybersexanvändning och svårigheter att skapa intima relationer mellan manliga och kvinnliga användare av cybersex. Främre. Psykiatri 6:54. 10.3389/fpsyt.2015.00054 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
Wéry A., Billieux J. (2017). Problematiskt cybersex: konceptualisering, bedömning och behandling. Missbrukare. Behav. 64, 238-246. 10.1016/j.addbeh.2015.11.007 [PubMed] [Cross Ref]
Wéry A., Burnay J., Karila L., Billieux J. (2016a). Det korta franska Internetberoendetestet anpassat till sexuella aktiviteter online: validering och kopplingar till online sexuella preferenser och beroendesymptom. J. Sex Res. 53, 701-710. 10.1080/00224499.2015.1051213 [PubMed] [Cross Ref]
Wéry A., Vogelaere K., Challet-Bouju G., Poudat F.-X., Caillon J., Lever J., et al. (2016b). Egenskaper för självidentifierar sexuella missbrukare i en poliklinik för beteendeberoende. J Behav. Missbrukare. 5, 623-630. 10.1556/2006.5.2016.071 [PMC gratis artikel] [PubMed] [Cross Ref]
Wiggins JS (1996). Femfaktormodellen för personlighet: teoretiska perspektiv. New York, NY: Guilford Publications.
Winters J., Christoff K., Gorzalka BB (2010). Oreglerad sexualitet och hög sexuell lust: distinkta konstruktioner? Båge. Sex. Behav. 39, 1029-1043. 10.1007/s10508-009-9591-6 [PubMed] [Cross Ref]
Womack SD, Hook JN, Ramos M., Davis DE, Penberthy JK (2013). Att mäta hypersexuellt beteende. Sex. Missbrukare. Tvångsmässighet 20, 65–78. 10.1080/10720162.2013.768126 [Cross Ref]
Woods CM (2007). Empiriska histogram i artikelresponsteori med ordningsdata. Educ. Psychol. Meas. 67, 73–87. 10.1177/0013164406288163 [Cross Ref]
Världshälsoorganisationen (1992). ICD-10-klassificeringen av psykiska störningar och beteendestörningar: kliniska beskrivningar och diagnostiska riktlinjer. Genève: Världshälsoorganisationen.
Wright BD, Linacre JM (1994). Rimliga medelkvadratpassningsvärden. Rasch Meas Trans. 8, 370.
Wright BD, Masters GN (1982). Analys av betygsskala. Rasch Mätning. Chicago, IL: MESA Press.
Unga KS (1998). Fångad i nätet: Hur man känner igen tecknen på internetberoende – och en vinnande strategi för återhämtning. New York, NY: Wiley.

Utvecklingen och valideringen av Bergen-Yale Sex Addiction Scale med en stor nationell prov (2018)

Abstrakt

Beskrivning

Material och metoder

Tillvägagångssätt

Deltagare

åtgärder

Demografi

Bergen–yale sexberoendeskala (BYSAS)

Tabell 1

Kortare PROMIS-enkät—sex subskala

Stora fem

Narcissism

Självkänsla

Dataanalys

Resultat

Skalkonstruktion och utveckling

Tabell 2

Tabell 3

Tillförlitlighet och intern konsistens av BYSAS

Konvergent och diskriminerande giltighet

Tabell 4

Relationer med demografi, big five, narcissism och självkänsla

Tabell 5

Diskussion

Begränsningar och styrkor hos den föreliggande studien

Slutsatser

Författarbidrag

Intresset om intressekonflikter

Bilaga A

Bergen–yale sexberoende skala

Bilaga B

Kortare PROMIS frågeformulär–sex subskala

fotnoter

Referensprojekt

Snabblänkar