卑爾根 - 耶魯性成癮量表的開發和驗證與大型國家樣本（2018）

。 2018; 9：144。

在線發布2018 Mar 8。 DOI：  10.3389 / fpsyg.2018.00144

PMCID：PMC5852108

結論： 29568277

Cecilie S. Andreassen,1,* StålePallesen,1 馬克D.格里菲斯,2 TorbjørnTorsheim,1 和 Rajita Sinha3

抽象

近年來，認為過度性行為（“性成癮”）是一種行為成癮形式的觀點已經獲得了更多的信任，但關於這一概念的運作仍存在相當大的爭議。 此外，大多數先前的研究依賴於小的臨床樣本。 本研究提出了一種評估性成癮的新方法 - 卑爾根 - 耶魯性成癮量表（BYSAS） - 基於既定的成癮成分（即突出/渴望，情緒改變，耐受，戒斷，衝突/問題和復發/喪失）控制）。 使用橫斷面調查，BYSAS被廣泛應用於23,533挪威成年人的全國樣本[16-88歲; 平均值（± SD年齡= 35.8±13.3歲），以及有關五大人格特質，自戀，自尊和性成癮行為的有效量度。 探索性和確認性因素分析（RMSEA = 0.046，CFI = 0.998，TLI = 0.996）都支持單因素解決方案，儘管在兩個項目（項目1和2）之間存在局部依賴性。 此外，量表具有良好的內部一致性（Cronbachα= 0.83）。 BYSAS與參考量表顯著相關（r = 0.52），並證明了收斂和判別有效性的類似模式。 BYSAS與外向，神經質，智力/想像力和自戀正相關，與責任心，友善和自尊負相關。 BYSAS的高分在男性，單身，年齡較小和受過高等教育的人群中更為普遍。 BYSAS是評估性成癮的簡短，可靠且有效的可靠措施。 但是，在其他國家和背景下需要進一步驗證BYSAS。

關鍵詞： 性慾亢進，性成癮，測量發展，心理測量量表，五因素人格模型，自戀，自尊，人口統計學

簡介

近年來，對頻繁和持續存在問題的性行為的研究有所增加（Kraus等， ）。 這種失控，過度和有問題的性行為已被描述為使用許多不同的標籤，包括（其中包括）性慾亢進，性強迫性，性衝動，性躁狂症，女性躁狂症（女性），男性的satyriasis，性成癮，和性取向（Kafka， ; Karila等人， ; 金士頓， ; Wéry和Billieux， ）。 多年來，關於這種行為是否最好被概念化為強迫症，成癮或衝動控制障礙（Karila等， ; Piquet-Pessôa等人， ），並因此根據不同的概念模型（坎貝爾和斯坦， ; 金士頓， ).

隨著新的研究表明性行為具有成癮潛力 - 最有可能是由大腦迴路和神經遞質介導的，這些已知參與了獎勵和興奮的體驗 - 對作為成癮的性慾過度的概念興趣迅速增長（Holstege等）人， ; 哈曼等人， ; 好人， ; 格里菲思 ; Kor等人， ; Karila等人， ; Voon等人， ; 金士頓， ）。 在這方面，“性成癮“ 可以被定義為與不同媒體（網絡，電話性愛等）的性活動（例如，幻想，手淫，性交，色情）密切相關。 此外，那些患有這種情況的人報告他們的性動機是無法控制的，他們花了很多時間思考和從事性活動，這些活動會對他們生活中的許多其他方面產生負面影響。

“性成癮”目前尚未列入精神病學分類學。 然而 國際疾病分類 (ICD-10的; 世界衛生組織， ），包括過度性慾和過度手淫作為診斷，分為satyriasis（男性）和nymphomania（女性），而“強迫性行為”目前正被考慮（作為一種衝動控制障礙）納入即將到來 ICD-11的 （格蘭特等人， ）。 最新（第五版）的 精神疾病診斷與統計手冊 (DSM-5; 美國精神病學協會， ）增加了對非化學成癮的認識（Petry， ）在結果附錄部分（進一步研究的條件）中將賭博障礙作為主要文本和互聯網游戲障礙中的行為成癮加入。 雖然提出了性成癮（以“性慾亢進”的形式）（Kafka， ）並由評估 DSM-5 特遣部隊，以及一套經驗考驗的標準（卡夫卡， ; Reid等人， ），由於缺乏對診斷標準的研究和對如何概念化疾病的分歧觀點而被拒絕（Kafka， ; 坎貝爾和斯坦， ).

與此相符，先前研究的局限性是對於如何確定，理解和評估性成癮缺乏普遍共識（Reid， ）。 因此，報告了從3到17％（和更高）的非代表性（自選便利）樣品中不可靠的流行率估計值。 就人口統計學變量而言，研究顯示性成癮與年輕，男性，單身，高等教育之間存在相對一致的積極關係（最近的評論見卡夫卡， ; Sussman等人， ; Karila等人， ; 坎貝爾和斯坦， ; Wéry和Billieux， ）。 然而，有人認為女性在這一研究領域的代表性基本不足，因此對其性成癮模式知之甚少（Dhuffar和Griffiths， , ; Klein等人， ).

研究將性成癮與代表其他成癮行為的人格因素聯繫在一起（Karila等， ），包括高水平的外向性和神經質，以及低水平的責任心和宜人性（Schmitt， ; Pinto等人， ; Rettenberger等人， ; 沃爾頓等人， ）。 這些特徵指的是高度感情尋求，情緒反應，自發和不體貼的人格，而不是低調，情緒穩定，自律和關注社會和諧。 採用五因素人格模型的有限研究（Costa和McCrae， ; 威金斯， 在這種情況下，發現經驗的開放性與性成癮無關（Schmitt， ; Pinto等人， ; Rettenberger等人， ; 沃爾頓等人， ）。 然而，與傳統的，心胸狹窄和謹慎的人相比，欣賞“邊緣”經歷的“自由人士”更容易出現性癮風險（例如，Elmquist等， ）。 成癮性行為也經常與自戀正相關（Black等， ; 雷蒙德等人， ; 卡夫卡， ; 卡斯帕等人， 與自尊有負相關（Cooper等， , ; 德爾莫尼科和格里芬， ; Kor等人， ; Doornwaard等人， ).

從概念上和經驗上對“性成癮”的興趣日益增長伴隨著諸如性成癮篩查測試（SAST; Carnes， ）和SAST-Revised（SAST-R; Carnes等， ），更短的PROMIS調查問卷 - 性別量表（SPQ-S; Christo等， ），PATHOS1 （Carnes等， ）和短網癮測試（Young， 適應在線性活動（s-IAT-sex; Laier等， ; Pawlikowski等人， ; Wéry等人， ）。 雖然已經開發了其他經過驗證的量表，但他們評估並概念化“性慾亢進”是一種強迫性，衝動性和/或性失調症（例如，Kalichman和Rompa， ; 科爾曼等人， ; Reid等人， ).

上述量表在開發程序，項目結構，截止分數和心理測量屬性方面差異很大（Hook等， ; Karila等人， ; 坎貝爾和斯坦， ; Wéry和Billieux， ），主要是在小的非代表性臨床和目標樣本中進行調查（Karila等， ）。 一些是高度人口特定的（例如，男性，女性，同性戀;卡內斯， ; 奧哈拉和卡恩斯， ; 卡內斯和韋斯， ），而其他人是高度內容特定的（例如，在線性行為;卡內斯等， ; Wéry等人， ）。 廣泛使用的量表（例如，SAST-R，PATHOS）也包括在定義性成癮方面可能不合適的項目[即，“您是否因為孩子或青少年而受到性虐待？，“”你父母的性行為有問題嗎？“（SAST; Carnes， ，pp.218-219），“你有沒有尋求過你不喜歡的性行為的幫助？“（PATHOS; Carnes等， ，p。 11）。 SAST-R（Carnes等， ）和PATHOS（Carnes等， 採用二分是/否反應格式，而實證研究表明，有問題的性行為的維度/連續性評估應該是臨床診斷實踐的一部分（Winters等， ; Walters等人， ; Carvalho等人， ）。 評估有問題的性行為的當前尺度往往相對較長。 更具體地說，Womack等人。 （）報告了32.5項目的平均值（SD = 34.2）系統地審查24自我報告的極度性行為測量。 但是，適用的措施應滿足關鍵標準（如簡潔; Koronczai等， ），尤其是那些更有可能重視和參與短期活動的衝動人群。

當前量表的一個主要限制是，評估成癮性行為的項目並不反映中樞成癮因素（布朗， ; 格里菲思 ）。 這些標準已被用作為各種行為成癮（包括工作成癮）開發一系列心理測量量表的框架（Andreassen等， ），遊戲成癮（Lemmens等， ），購物成癮（Andreassen等， ），運動成癮（Terry等， ）和社交媒體成癮（Andreassen等， ）。 關於性成癮，這些症狀將是： 顯著性/渴望- 過度關注性或想要做愛， 情緒改變- 過度的性行為導致情緒變化， 公差- 隨著時間的推移，性生活量增加， 退出-不發生性行為時出現不愉快的情緒/身體症狀， 衝突- 過度性行為直接導致的人際問題 復發- 在禁慾/控制期後回到以前的模式，和 問題- 成癮性行為引起的健康和幸福感受損。

當前的量表通常捕獲某些上述症狀，但不能完全覆蓋所有症狀（例如PATHOS和SAST-R）。 造成這種情況的一個原因可能是以前開發的量表受到文獻中確定的三套突出的擬議標準的啟發。 這些是（i）卡恩斯 不包括退出和顯著性的標準，（ii）古德曼（）排除情緒改變的準則，以及（iii）Kafka（2010，2013）的準則，其中不包括寬容，情緒改變，顯著性和戒斷感（Wéryand Billieux， ）。 s-IAT性別量表（Laier等， ; Pawlikowski等人， ; Wéry等人， ）包括所有核心成癮標準，但專門用於評估在線性成癮。 雖然現代互聯網應用可能會促進和增強由於便利性，匿名性，可訪問性和去抑制等因素引起的上癮性行為的出現（Griffiths， ; Wéry和Billieux， ），可以說是需要一種簡短而心理健全的評估措施來確定性成癮，而不論其地點，背景和人口。

鑑於上述研究結果和該領域的爭論，本研究探討了一種新的簡短性成癮措施的心理測量屬性，卑爾根 - 耶魯性成癮量表（BYSAS），包括根據核心標準構建的項目跨越幾種行為成癮，並使用已建立的成癮框架來突出內容的有效性（布朗， ; 格里菲思 ; 美國精神病學協會， ; Andreassen等人， ）。 預計新工具將與相似的結構高度相關（即收斂有效性）並且與不相似的結構相關性較差（即判別有效性; Nunnally和Bernstein， ）。 檢查了六個假設。 這些是：

  • 假設1。 BYSAS具有一個用於所有比例尺項目和所有指標（近似均方根誤差[RMSEA] <0.60，比較擬合指數[CFI]和Tucker-Lewis指數[TLI]的高因子加載（> 0.06）的單因子結構。 ]> 0.95；胡和本特勒， ）顯示良好的數據擬合。
  • 假設2。 BYSAS具有很高的內部一致性（Cronbach的alpha> 0.80）。
  • 假設3。 BYSAS與另一種成癮性行為的衡量標準正相關（SPQ-S; Christo等， ).
  • 假設4。 BYSAS評分與男性，單身和高等教育呈正相關，與年齡呈負相關。
  • 假設5。 BYSAS評分與神經質，外向性和開放性呈正相關，與宜人性和責任感呈負相關。
  • 假設6。 BYSAS評分與自戀呈正相關，與自尊呈負相關。

材料和方法

程序

通過基於網絡的橫斷面調查收集數據，評估過度行為。 該調查在春季2014期間在五個不同的全國性挪威報紙的在線版中播出。 為了參與，受訪者被要求點擊在線鏈接。 所有受訪者必須至少年滿16歲。 有關該研究的信息在網頁上提供。 受訪者被告知，他們將根據他們的分數收到自動生成的反饋，並在完成調查後獲得與幾個量表相關的解釋。 沒有提供任何物質/金錢獎勵。 所有數據都存儲在由公司管理的服務器上，該公司為研究人員管理此類調查（www.surveyxact.no）。 研究開始後一周，所有收集的數據都轉發給研究小組。

總的來說，23,533個人完成了調查的所有項目（並保留用於分析）。 參與是自願的，匿名的，保密的和非干預性的，並遵循“赫爾辛基宣言”和“挪威健康研究法”的道德準則。 卑爾根大學心理學院的機構審查委員會批准了這項研究。

来临嘉宾

參與者的平均年齡（N = 23,533）是35.8年（SD = 13.3），範圍從16到88歲。 就所包括的年齡組而言，大多數參與者年齡在16–30歲（40.7％），其次是31–45歲（35％），46–60歲（19.8％）和60歲以上（4.5） ％）。 樣本包括15,299名女性（65％）和8,234名男性（35％）。 就婚姻狀況而言，目前有15,373（65.3％）人處於婚姻關係中（即已婚，普通法伴侶，伴侶，男友或女友），而有8,160人（34.7％）沒有婚姻關係（即單身，離婚，分居，喪偶） ，或w夫）。 在教育方面，完成義務教育的學歷為2,350人（佔10％），完成了高中的學歷為5,949人（佔25.3％），已經完成職業學校的學歷為3,989人（佔17％），擁有學士學位的學歷為7,630人（佔32.4％），擁有碩士學位的學歷為3,343人。 （14.2％），其中272名擁有博士學位（1.2％）。

措施

人口統計

參與者通過使用封閉式響應格式完成了一項人口統計測量（即年齡，性別，關係狀況，最高完成教育）。

卑爾根耶魯性成癮量表（BYSAS）

BYSAS是利用Brown強調的六種成癮標准開發的（），格里菲斯（）和美國精神病學協會（包括顯著性，情緒改變，耐受性，戒斷症狀，衝突和復發/失去控制。 為每個單一標準創建了一個項目。 更具體地，標準包括與突出/渴望有關的項目（即，對性/手淫的關注），情緒調整（即，性/手淫改善情緒），耐受性（即，為了滿足需要更多性別/手淫） ，戒斷症狀（即減少或排斥性/手淫造成不安和負面情緒），衝突/問題（即性/手淫造成衝突並引起某種問題），以及復發/失去控制（即返回經過一段時間的控製或缺席後的舊性/手淫模式）。 這些項目和反應備選方案的具體措辭是基於評估其他行為成癮的量表中使用的措辭和反應備選方案（Andreassen等， ）。 時間框架涉及過去一年使用5點Likert響應格式（0 = 非常稀有，1 = 很少，2 = 有時，3 = 常，和4 = 常常; 看到 附錄A 獲取BYSAS的項目和響應格式的完整列表，得出從0到24的綜合BYSAS分數（見表 Table1）.1）。 為了在本研究中被操作性地歸類為“性成癮者”，症狀必須以特定水平/幅度存在[定義為至少3評分（常）或4（常常）]。 這符合評估行為成癮的其他量表的截止方式（例如，Lemmens等， ; Andreassen等人， ）。 此外，必須認可一定數量的標準（通常超過一半）（此處“經常”或“經常”）被歸類為成癮（美國精神病學協會， ）。 在這種情況下，六個BYSAS項目中至少有四個得到認可，以便將參與者視為性癮者。 在復合BYSAS評分上評分0被定義為“無性成癮”，這似乎是合理的，因為這些參與者對所有六個項目“從不”回答。 1和6之間的綜合得分被定義為“低性成癮風險”，因為這些參與者最多可以在六個項目中的兩個上獲得高於截止值。 綜合評分為7或以上但未達到性成癮標準的人被定義為“中度性成癮風險”。 此標籤似乎合適，因為這等於所有六個項目的平均分數高於1。

表1

分數，平均分和標準差的分佈（SD）關於男性卑爾根 - 耶魯性成癮量表（BYSAS）的六項（♂， n = 8,234），女性（♀， n = 15,299）和整個（=）樣本（N 23,533）。

項目 頻率 （％）意思SD
過去一年中你經常有多少次...... 01234  
1.花了很多時間思考性/手淫或計劃性行為？
[關於突出渴望的BYSAS1]		♂
♀
=		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.感到有手淫/做愛的衝動越來越多？
[BYSAS2關於公差]		♂
♀
=		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.使用性/手淫以忘記/逃避個人問題？
[心情修改BYSAS3]		♂
♀
=		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.試圖減少性/手淫沒有成功？
[BYSAS4關於復發失控]		♂
♀
=		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.如果您被禁止性行為/手淫，會變得焦躁不安或感到困擾嗎？
[關於戒斷症狀的BYSAS5]		♂
♀
=		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.這麼多的性行為會對你的私人關係，經濟，健康或工作，研究產生負面影響嗎？
[關於衝突問題的BYSAS6]		♂
♀
=		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
 

比例範圍從0-“非常罕見”到4-“非常頻繁。”整個樣本的平均綜合得分是3.54（SD = 4.14）。 綜合得分範圍0-24.

更短的PROMIS問卷 - 性別分量表

更短的PROMIS調查問卷[SPQ; Christo等人， （PROMIS調查問卷; Lefever， ）]是一種心理測驗證實的16（化學和非化學）成癮行為，包括性行為（例如，Haylett等， ; Pallanti等人， ; 麥克拉倫和貝斯特， , ）。 參與者使用6點量表完成了SPQ的性別量表[0 = 根本不喜歡我 和5 = 最喜歡我; 10項目： M = 13.44， SD = 7.14，α= 0.90; 樣品：“儘管與其他人一起做過這件事，我還是會抓住機會做愛“（見 附錄B 完整的項目清單）]。 SPQ的性別分量表（以下稱為SPQ-S）評估獎勵尋求和強迫的某些方面，包括一些潛在的成癮行為和性別障礙的症狀。 然而，它只評估性交/活動（與他人）的成癮傾向，也不包括核心成癮標準。 本研究的挪威作者將SPQ-S的10項目分別從英語翻譯成挪威語。

五大

迷你國際人格項目池（Mini-IPIP; Donnellan等， ）用於評估人格，是一種心理測量可接受且實用的短五大因子（Costa和McCrae， ; 威金斯， ）。 參與者使用20點刻度（5 =。）完成了1項Mini-IPIP 很不准確 和5 = 非常精準） - 屬於以下每個分量表的四個項目：外向（例如，“在派對上與很多不同的人交談“; M = 14.47， SD = 3.65，α= 0.81），宜人（例如，“感受別人的情緒“; M = 16.32， SD = 2.95，α= 0.76），盡職盡責（例如，“喜歡訂單“; M = 14.90， SD = 3.22，α= 0.70），神經質（例如，“容易生氣“; M = 11.81， SD = 3.54，α= 0.73）和智力/想像力（例如，“有生動的想像力“; M = 14.26， SD = 3.14，α= 0.69），後者類似於構造開放性。

自戀狂

自戀人格量表 - 16 [NPI-16; Ames等人， （NPI; Raskin和Terry， ）]是亞臨床自戀的心理測量有效量度（例如，Konrath等， ）。 參與者使用16點Likert量表完成了NPI-5（1 = 強烈反對 和5 = 非常同意; 16項目[例如，“如果我有機會，我很容易炫耀“]： M = 44.12， SD = 10.11，α= 0.89）。 得分越高，個人就越自戀。 總得分與自戀型人格障礙的專家評分顯著相關（米勒和坎貝爾， ).

自尊

羅森伯格自尊量表（RSES; Rosenberg， ）是一種用於評估自尊的心理測量有效工具（例如，Huang和Dong， ）。 參與者使用4點李克特量表完成了RSES（0 = 非常同意 和3 = 強烈反對; 10項目[例如，“總而言之，我傾向於覺得我是一個失敗者“”我和其他大多數人一樣能做事“]： M = 29.23， SD = 5.34，α= 0.89）。 RSES將自尊作為一個單獨的結構進行評估，旨在代表參與者對自尊的感知到的自尊的全球度量。 它可以衡量對自我的正面和負面感覺。 這五個肯定的陳述被重新編碼，這意味著較高的綜合評分反映了較高的自尊心。

數據分析

BYSAS的維度通過探索性（EFA）和確認性項目因子分析（CFA）的組合進行測試，分別對整個樣本的隨機分割進行。 探索性分析的目的是測試所包含項目的整體結構，特別注重檢測與預期的一維結構的偏差。 CFA的目的是評估BYSAS的一維測量模型的擬合優度。 在全民教育中，因子提取標準是非常簡單的結構（VSS）（Revelle和Rocklin， ）和Velicer（）最小平均部分（MAP）統計。 神器旋轉（Jennrich和Bentler， ）被使用了。 bifactor旋轉可以分離公因子和一個或多個特定因子。 如Reise等人所述。 （），bifactor模型作為檢測違反維度的方法特別有用。 在測試一維測量模型的背景下，bifactor模型中特定因子的存在是因子內局部依賴性的標誌。 這些具體因素可能具有實質意義，但卻違反了單維度。

將EFA樣本的結果輸入到樣本第二次拆分的一維模型CFA測試中。 CFA的主要目標是檢查BYSAS的一維測量模型的適合性，並從所包含的項目集中測試區別和信息。 全局模型擬合通過Mplus魯棒加權最小二乘估計器進行評估。 近似均方根誤差（RMSEA），比較擬合指數（CFI）和塔克-劉易斯指數（TLI）被用作整體模型擬合的指標。 為了獲得良好的擬合度，這些值應分別小於0.06，大於0.95和大於0.95（Hu和Bentler， ）。 我們比較了兩類一維項目反應理論（IRT）模型：Rasch部分信用模型（Masters， ）和分級響應模型（Samejima， ）。 為了評估適合Rasch部分信用模型的項目，我們評估了infit和outfit均方（Wright和Masters， ）。 根據調查研究的傳統標準，infit和裝備均方（MSQ）應該優選在0.6到1.4的範圍內（Wright和Linacre， ），但0.5到1.5範圍內的偶數可以看作是“有效的測量”（Linacre， ）。 低於1的值意味著項目響應太可預測（過度擬合），而高於1的值意味著數據響應太隨機（欠配合）。 對infit MSQ進行加權，以使接近目標物品或人的信息獲得更多權重。

為了測試不變性，使用受限制的降壓方法檢查性別和年齡組的差異項目功能（DIF），如在R​​ mirt包中實施的（Chalmers， ）。 在DIF分析中，項目最初被限制為在各組之間具有相同的區分和閾值。 然後使用剩餘項作為錨項順序釋放統計上顯著的約束。 這種順序降壓程序首先用於性別，將男性作為焦點組，將女性作為參考組。 對於年齡組重複相同的程序，將早期成人（16-39年）作為參考組和成年中/晚期（40-88年）作為焦點組。 年齡組劃分是在年齡範圍（24與49年）和組中參與者數量（61.8％對38.2％）之間的折衷。 最後，通過Meade定義的差異測試功能（DTF）評估DIF對測試分數的影響（），由Chalmers等人實施。 （).

其他分析是使用SPSS 22版進行的。在將變量轉換為等級以避免結果受偏斜影響（Greer）之後，對BYSAS進行了內部一致性評估（Cronbach's alpha係數）和校正的項目總相關性。等 ）。 計算相關係數以評估所有研究變量之間的相互關係; r 以上0.1，0.3和0.5分別被解釋為小，中，大效果大小（Cohen， ）。 計算了男性和女性BYSAS項目平均得分的差異； 科恩的 d 0.2，0.5和0.8的值分別定義為小，中，大效果（Cohen， ).

在調查與性成癮有關的因素時，以“無性成癮”（零得分）類別（樣本的33.8％）為參考進行了多項回歸分析。 “低性成癮風險”（1-6分）佔第二類（樣本的46.3％），“中性成癮風險”（7分或以上）佔第三類（樣本的19.1％）， “性成癮”（在3個BYSAS標準中至少有4個得分為0.7或16）構成第四類（樣本的95％）。 自變量包括性別，年齡，關係狀況，受教育程度，Mini-IPIP的五個人格量表以及NPI-1.00和RSES的得分。 教育採用虛擬編碼，因此最大的類別（即學士學位）包括參考類別。 在分析中，同時包含了每個自變量。 當XNUMX％置信區間（CI）不包括XNUMX時，該結果被認為具有統計學意義。

成績

規模建設與發展

枱燈 Table11 顯示六個BYSAS項目的響應的描述性統計。 3.54中的平均得分是24（SD = 4.14）。 項目1（BYSAS1：突出/渴望）和2（BYSAS2：寬容）比其他項目更經常地被評為較高的評分類別。 男性在BYSAS的全部六個項目以及效果大小上的得分均高於女性（Cohen's d）性別之間的平均分數差異為：0.84為突出/渴望（大），0.75為耐受性（大），0.41為情緒改變（中小），0.69為複發/失控（中大），撤銷的0.65（中大）和衝突/問題的0.36（中小）。

EFA建議根據VSS準則提取一個因素，而根據Velicer的MAP準則提取兩個因素。 兩因素解決方案的雙因素旋轉揭示了所有六個項目中的通用因素均很強，載荷範圍為0.70（BYSAS1）到0.86（BYSAS4 和BYSAS6）和BYSAS的另一個具體因素1 和BYSAS2。 具體因素可以解釋為BYSAS之間的本地依賴關係1 和BYSAS2，並表示違反了單維度。

與全民教育的結果一致，是一個單因素模型，具有BYSAS的相關誤差項1 和BYSAS2 在CFA中使用Mplus魯棒加權最小二乘估計進行分類數據測試。 來自Mplus魯棒加權最小二乘估計的有限信息擬合統計表明0.046的RMSEA [90％CI = 0.041，0.051]，0.998的CFI和0.996的TLI，表明單因子模型之間的擬合優度高和數據。 數字 Figure11 顯示基於驗證子樣本的因子載荷（n 11,766）。

包含圖片，插圖等的外部文件。對象名稱為fpsyg-09-00144-g0001.jpg

卑爾根 - 耶魯性成癮量表（BYSAS）的因子結構顯示了CFA子樣本的標準化因子負荷（n 11,766）。

考慮到BYSAS之間的重疊1 和BYSAS2 在一維IRT模型中，BYSAS總和的小測試1 和BYSAS2 建成了。 由於目前的項目高度傾斜，theta估計是基於經驗直方圖方法（伍茲， ）。 表 Table22 顯示來自部分信用模型的infit和裝備均方（MSQ）。 所有的平均均方都處於所需的0.6到1.4範圍內（Wright和Linacre， ; 邦德和福克斯， ）。 在調查研究中觀察到的三個項目的MSQ低於規定的0.6到1.4範圍，但仍處於被認為“有效測量”的範圍內（Linacre， ）。 小測試服裝MSQ是0.46。 邊緣裝備MSQ值可能反映了測試中的某種程度的內容冗餘。 也就是說，在給定的分數級別，項目對之間存在高度一致性，並且“意外”響應太少。 Infit MSQ值通常更接近於1的預期值，並且可以反映出這一點，儘管響應是高度一致的，但是在Guttman意義上它們在整個特徵中嚴格排序的項目響應序列中並不具有確定性。 觀察到的infit和裝備值的範圍表明BYSAS的項目與Rasch部分信用模型預測的項目合理一致。 儘管如此，與Rasch部分信用模型（Akaikes信息標準PCM = 95155; Akaikes信息標準分級響應模型= 94843）相比，分級響應模型的寬鬆假設的模型擬合更好。

表2

來自Rasch部分信用模型的項目擬合統計數據。

項目Infit MSQz.infit裝備MSQz.outfit
BYSAS30.937 - 3.4300.696 - 6.951
BYSAS40.942 - 2.3260.556 - 7.082
BYSAS50.809 - 10.6840.575 - 10.284
BYSAS60.916 - 2.0630.502 - 6.545
Testlet BYSAS1和20.647 - 26.0290.459 - 34.167
 

BYSAS，卑爾根 - 耶魯性成癮量表; MSQ，均方.

枱燈 Table33 顯示差異項目功能測試（DIF）的結果，以及DIF對項目得分和預期總分（差異測試功能; DTF）的估計影響。 第一列顯示了在釋放不變斜率和截距假設時的卡方變化。 按性別分列的差別項目的順序降級測試表明BYSAS3 和BYSAS4 男性和女性的工作方式不同，釋放不變性約束時卡方顯著下降[BYSAS3：卡方（5）= 314.08， p <0.001； BYSAS4：卡方（5）= 228.36， p <0.001]。 按年齡組劃分的DIF確定了BYSAS3 和BYSAS4 作為年齡組不同的項目[BYSAS3：卡方（5）= 67.28; BYSAS4：卡方（5）= 54.33]。 對於其他項目，模型約束並不重要，表明這些項目的不變性假設與數據一致。 因此，BYSAS滿足了假設 部分標量等價 跨性別和年齡組。

表3

測試差動項功能和差分測試功能。

 LRT DIFdfpSIDS /性病ESSD / ETSSD
性別（女性參考）
BYSAS3314.0835<0.001 - 0.281 - 0.360
BYSAS4228.3585<0.0010.1930.335
影響總分    - 0.088 - 0.022
AGE GROUP（年輕成年人）
BYSAS367.2895<0.0010.0220.04
BYSAS454.3345<0.001 - 0.018 - 0.05
影響總分   0.0040.001
 

LRT，似然比檢驗; DIF，差別項目功能; 小島嶼發展中國家，樣本中的項目差異; STDS，樣本中的簽名測試差異; ESSD，預期得分標準化差異; ETSSD，預期測試分數標準化差異.

表的第三和第四列 Table33 顯示BYSAS的DIF和DTF的效果大小3 和BYSAS4，通過樣本中籤署的項目差異（SIDS / STDS）和預期得分標準化差異（ESSD / ETSSD）進行總結。 在相同的性狀水平下，男性和女性的平均標准單位差異為BYSAS的-0.363 和BNAS的0.3354。 在測試級別，這些相反的效果相互抵消，對於預期的總和總分，可以忽略不計的差分測試。 同樣，對於按年齡組劃分的DIF，BYSAS的效果3 和BYSAS4 是相反的方向，抵消了總效應。 年輕人在BYSAS上獲得了更高的0.04標准單位3，BYSAS上的0.05標准單位較低4 與中晚期成年組相比。 在測試級別，DIF的影響僅為0.0001標准單位，表明觀察到的BIFAS DIF3 和BYSAS4 對總分水平沒有任何影響。 總而言之，儘管觀察到兩個項目的DIF，但測試水平（DTF）的影響非常小或可忽略不計。 男性和女性的測試信息曲線如圖所示 Figure2.2。 該圖表明，BYSAS在男性和女性的性成癮（theta）水平極高的情況下獲得了大部分信息，但在性成癮水平較低的情況下信息非常少。

 

包含圖片，插圖等的外部文件。對象名稱為fpsyg-09-00144-g0002.jpg

根據Bergen-Yale性成癮量表的分級響應模型估計測試信息曲線（n 11,766）。

BYSAS的可靠性和內部一致性

BYSAS的Cronbach's alpha為0.83，而第1到第6項的校正項間總相關係數為0.69（BYSAS1：突出/渴望），0.74（BYSAS2：寬容），0.62（BYSAS3：情緒修改），0.57（BYSAS4：復發/失去控制），0.66（BYSAS5：戒斷症狀）和0.42（BYSAS6：衝突/問題），分別。

趨同和判別有效性

BYSAS的綜合得分與SPQ的性別分量表之間的相關係數是0.52。 表 Table44 表明兩種量表都表現出與研究中檢驗的其他變量相似的相關模式。 研究變量之間的零級相關係數範圍從-0.53（在自尊和神經質之間）到0.52（在BYSAS和SPQ-S之間）。

表4

變量之間的零階相關係數（Pearson積矩相關，點 - 雙相關，phi-係數）。

 變量1234567891011121314151617
1BYSAS -                 
2SPQ-S0.519                
3性別 （1 =♂，2 =♀） - 0.377 - 0.252               
4年齡 - 0.190 - 0.0860.031              
5關係a0.0900.078 - 0.065 - 0.218             
6小學0.0460.014 - 0.028 - 0.2050.149            
7中學0.0360.0270.015 - 0.1970.094 - 0.194           
8職業學校0.0280.028 - 0.1230.138 - 0.049 - 0.150 - 0.263          
9學士學位 - 0.051 - 0.0320.0950.118 - 0.081 - 0.231 - 0.403 - 0.313         
10碩士 - 0.040 - 0.0290.0150.097 - 0.073 - 0.136 - 0.237 - 0.184 - 0.282        
11博士學位 - 0.014 - 0.010 - 0.0180.057 - 0.035 - 0.036 - 0.063 - 0.049 - 0.075 - 0.044       
12外向型0.0140.0910.0880.013 - 0.064 - 0.050 - 0.019 - 0.0210.0490.024 - 0.001      
13宜人 - 0.151 - 0.1470.3430.048 - 0.048 - 0.049 - 0.017 - 0.0600.0730.0310.0010.296     
14責任心 - 0.208 - 0.1550.1430.200 - 0.130 - 0.085 - 0.0520.0520.0330.041 - 0.0100.0930.131    
15神經質0.0860.0250.234 - 0.116 - 0.0050.0590.041 - 0.021 - 0.024 - 0.041 - 0.022 - 0.0980.093 - 0.157   
16智力/想像力0.0930.075 - 0.105 - 0.0360.043 - 0.045 - 0.042 - 0.0660.0260.1090.0620.1630.116 - 0.116 - 0.003  
17自戀狂0.2130.213 - 0.219 - 0.125 - 0.003 - 0.023 - 0.039 - 0.0490.0340.0670.0090.370 - 0.0750.026 - 0.1500.196 
18自尊 - 0.092 - 0.016 - 0.1400.154 - 0.125 - 0.124 - 0.1040.0170.0720.1090.0370.3150.0550.296 - 0.5300.1130.416
 

N = 23,533。 BYSAS，卑爾根 - 耶魯性成癮量表; SPQ-S，更短的PROMIS問卷 - 性別量表.

a1 =在關係中，2 =不在關係中.

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

與人口統計，五大，自戀和自尊的關係

自變量解釋了性成癮風險方差的23.0％（Cox-Snell公式）（26.0％根據Nagelkerke公式;見表 Table5）.5）。 男性屬於“低性成癮風險”，“中度性成癮風險”和“性成癮”類別的機率高於女性。 年齡與性成癮類別成反比。 沒有戀愛關係增加了屬於“中度性成癮風險”類別的機率。 小學教育降低了屬於“低性癮風險”和“中度性癮風險”類別的機率。 擁有碩士學位可以降低屬於“中度性成癮風險”類別的機率，而擁有博士學位可以提高屬於“性成癮”類別的機率。 外向性增加了屬於三個較高性成癮類別的機率，而盡職盡責則降低了相應的機率。 和gree可親降低了屬於“性成癮”類別的機率。 神經質增加了屬於“中度性成癮風險”和“性成癮”類別的機率。 智力/想像力與“低性癮風險”和“中度性癮風險”類別呈正相關。 自尊與性成癮類別成反比。 最後，自戀與屬於三個較高的性成癮類別正相關。

表5

性成癮的多項Logistic回歸（參考類別：0的BYSAS評分; OR = 1.00; n 7,962）。

 性癮風險低
（BYSAS得分1-6; n = 10,907）		中度性癮風險
（≥7 / <4個標準； n = 4,490）		高性成癮風險 - 性成癮
（符合4-6標準; n = 174）
自變量OR （95％CI）OR （95％CI）OR （95％CI）
性別 （1 =♂，2 =♀）0.272（0.250 - 0.295）0.081（0.073 - 0.090）0.035（0.023 - 0.051）
年齡0.982（0.980 - 0.985）0.968（0.965 - 0.972）0.956（0.941 - 0.972）
關係 （1 = in，2 = 不在)1.045（0.977 - 1.118）1.105（1.010 - 1.210）1.030（0.738 - 1.437）
教育 （參考=學士學位）   
     小學0.752（0.669 - 0.845）0.694（0.595 - 0.809）1.238（0.740 - 2.071）
     高中0.984（0.906 - 1.069）0.964（0.860 - 1.080）1.083（0.680 - 1.727）
     職業學校1.034（0.942 - 1.136）1.066（0.940 - 1.210）1.299（0.782 - 2.158）
     碩士0.953（0.867 - 1.047）0.848（0.740 - 0.971）1.022（0.554 - 1.884）
     博士學位0.777（0.587 - 1.030）0.737（0.493 - 1.102）3.229（1.071 - 9.734）
外向型1.030（1.020 - 1.040）1.045（1.031 - 1.059）1.059（1.010 - 1.111）
宜人1.008（0.995 - 1.020）0.988（0.973 - 1.004）0.946（0.900 - 0.995）
責任心0.958（0.948 - 0.969）0.915（0.903 - 0.928）0.886（0.844 - 0.930）
神經質1.010（0.999 - 1.021）1.097（1.081 - 1.113）1.249（1.183 - 1.319）
智力/想像力1.015（1.004 - 1.025）1.025（1.010 - 1.039）1.002（0.951 - 1.055）
自尊0.976（0.968 - 0.984）0.928（0.918 - 0.939）0.858（0.829 - 0.888）
自戀狂1.027（1.023 - 1.030）1.059（1.054 - 1.065）1.091（1.072 - 1.111）
 

重大發現以粗體顯示。 OR，比值比; CI，置信區間; BYSAS，卑爾根 - 耶魯性成癮量表.

討論區

儘管有問題的性行為被認為是代表成癮性疾病，但先前開發的評估該疾病的篩查工具尚未包括核心成癮標準。 因此，開發BYSAS是為了克服這一局限，並在大型國家樣本中檢驗其心理測量特性。 為了確保內容的有效性，構建過程基於理論上反映成癮的所有核心維度的組件。 嚴格的分析表明，BYSAS具有良好的心理測量學，並在下面進一步討論。

一個單因素模型，在顯著性之間增加了特定的相關性（BYSAS1）和容忍度（BYSAS2）誤差項實現了對觀察數據的高度擬合。 根據該模型，性成癮的增加增加了認可成癮的每個關鍵特徵的概率，並且高因子負荷表明每個指標正在竊取關於潛在成癮的信息。 在提出一個主導因素的同時，顯著性和耐受性之間的局部依賴性值得關注。 考慮到這兩個項目的內容，剩餘相關性主要不是關於邏輯一致性，而是可能反映出特定的動機重疊，因為顯著性可能會導致性慾增加。 在實際規模管理的背景下，地方依賴性不那麼重要，因為項目的總和基本上反映了一個維度。 單因素模型的擬合優度和均勻的高因子載荷表明BYSAS反映了單一構造。 因此，數據分析的結果支持假設1和2。 就DIF分析而言，男性在BYSAS上的得分高於女性4 在BYSAS上降低3 而年輕人（16-39年）在BYSAS上得分較高3 在BYSAS上降低4 與老年人相比（40至88年）。 在測試級別，這些影響總體上相互抵消，因此在測試級別的影響是可忽略的。

BYSAS與SPQ-S得分之間存在顯著正相關（0.52）（Christo等， ）。 這種高度相關性表明BYSAS的收斂效度，並為假設3提供了支持。結果還表明，BYSAS和SPQ-S與本研究中研究的其他變量顯示出相似的相關性。 但是，需要進一步研究BYSAS的收斂效度和重測信度。 BYSAS分數的分佈強烈偏向左側（即低分數），這與預期的一樣，因為BYSAS在大量未選擇的基於人群的樣本中評估了性成癮症狀。 顯著性/渴望和寬容比其他項目更常被授予較高評級的類別，並且這些項目的要素負載最高。 這似乎是合理的，因為這些反映出較不嚴重的症狀（例如，有關抑鬱的問題：人們在感到沮喪時得分更高，然後他們計劃自殺）。 這也可能反映了敬業度和成癮性之間的區別（通常在遊戲成癮性領域中可見）-認為利用有關顯著性，渴望，寬容和情緒改變的信息的項被認為反映了參與度，而利用撤離，復發和衝突的項則更具度量癮。 另一個解釋可能是，與戒斷和復發相比，行為成癮中的顯著，渴望和寬容可能更相關和突出。

在人口統計學方面，多變量分析的結果與先前研究的結果一致（Kafka， ; Karila等人， ; 坎貝爾和斯坦， ; Wéry等人， ; Wéry和Billieux， ），並支持假設4。 在所有六種BYSAS項目中，BYSAS的高分與男性和男性相比得分高於女性，這表明男性在發展性成癮方面的風險高於女性。 這也符合以下事實：尋求成癮性行為專業幫助的大多數人都是男性（Kafka， ; 格里菲斯和杜法爾， ; 坎貝爾和斯坦， ）。 在某種程度上，這也可能反映出女性在較小程度上是由於可能比男性更多的社會恥辱和內心羞恥而出現的（Gilliland等， ; Dhuffar和Griffiths， , ）。 年齡與性成癮呈負相關，並且與經驗證據相對應，表明年齡較小是一般發展和維持成癮的脆弱因素（Chambers等， ）。 此外，鑑於某些類型的過度性行為可能對身體有所要求，並且隨著個體年齡的增長，性慾會逐漸下降，因此性成癮與年齡較小相關也許並不令人驚訝。

不存在關係也與性成癮有關，可能是因為單個人比穩定關係中的個人更有動力去滿足未滿足的性需求（Ballester-Arnal等， ; Sun等人， ）。 另一種解釋可能是“性上癮者”難以建立和維持關係（例如童年創傷，不安全依戀等; Dhuffar和Griffiths， ; Weinstein等人， ）。 本研究結果還表明，與參考類別（擁有學士學位）相比，受過高等教育（即擁有博士學位）的人更有可能獲得較高的BYSAS分數。 鑑於教育與較高的社會地位有關，所以這些人可能會獲得更多的性機會，尤其是在男性中（公共汽車， ）。 然而，我們探討了互動效應（性別x博士），其中沒有一個顯著（性別x學士作為對比;結果未顯示）。 不過，未來的研究應該檢查有關性成癮的性別x教育互動。

BYSAS評分與神經質，性格外向和智力/想像力呈正相關，而與愉悅感和責任感呈負相關。 總體而言，多元分析的結果符合預期，並支持BYSAS的判別有效性（假設5）。 與性格外向的積極關係可能反映了性格外向的人在他人的陪伴下尋求刺激的趨勢，以及他們對個人表達和對個人吸引力的關注（Costa and Widiger， ）。 他們的社交性質也可能增加更多性機會的可能性（例如，在聚會，休閒活動等社交活動）。 與神經質的積極關係也證實了先前研究的結果（Pinto等， ; Rettenberger等人， ; 沃爾頓等人， ），並且與性別具有抗焦慮作用的假設是一致的（Coleman， ），並且從事性活動可以逃避煩躁不安的感覺（奧布萊恩和德隆吉斯， ; Dhuffar等人， ; Wéry等人， ）。 智力/想像力與成癮的性行為也有積極的關係。 這可能反映了這樣一個事實，即在這種特質上得分較高的人傾向於通過尋求強烈的，不尋常的和/或欣快的經歷來追求自我實現，例如特定的性行為 - 以及他們持有自由信仰體系（Costa和Widiger， ）。 盡責和愉快與性成癮成反比，這可以用以下事實來解釋：這些特徵反映了諸如自我控制和抵制誘惑的能力等特徵，並將其他利益置於自己的面前，並且敏銳而善良。 綜上所述，目前的發現支持了這樣的觀念，即一般而言，宜人和盡職盡責可以防止成癮，而外向和神經質（Few等， ）促進他們 - 在其他地方報告的發現（例如，Hill等人， ; Kotov等人， ; Maclaren等人， ; Andreassen等人， ; 沃爾頓等人， ).

本研究還發現性成癮與自戀呈正相關，與自尊呈負相關，支持假設6和之前的研究（Kafka， ; Kor等人， ; 卡斯帕等人， ; Doornwaard等人， ）。 這些研究結果表明，性行為可能是抵消低自尊和提高自尊的一種方式（例如，性生活的相關影響，包括受歡迎的感覺，接受稱讚，從事性行為時的無所不能的感受，被給予性生活中的注意力等），逃避低自尊感，或上癮性減少自尊。 在以前的研究中，自戀傾向和性成癮一直存在共同變化（Black等， ; 雷蒙德等人， ; 卡夫卡， ; 麥克拉倫和貝斯特， ; 卡斯帕等人， ），並且可能反映出性行為是自戀特質的表現（例如，對注意力，欽佩和權力的渴望，剝削和權利意識等）。 另一種可能性是過度的性行為會在擁有大量性伴侶的人中引發自戀特質。

本研究的局限性和優勢

本研究受到自我報告數據和自我選擇抽樣方法的所有常見缺點的限制（例如，自我選擇偏倚，未知的回應率和缺乏關於非受訪者的信息）。 由於BYSAS上的分數具有正確的偏斜分佈，因此存在影響結果的地板效應的風險（例如，降低構造之間的關係）。 然而，數據中提供了所有變量的全部分數，這增強了所研究構建體之間估計關係的有效性。 還應該注意的是，多項式回歸分析中大約四分之一的方差由獨立變量解釋。 在本研究中製定的四類性成癮水平應被視為暫定的，因為沒有明確界定的臨界值或商定的診斷標準。 這也阻止了我們使用接收器操作特性曲線分析，其中可以根據靈敏度和特異性對“黃金標準”評估截止值。橫截面研究設計可能由於諸如常用方法等因素而影響結果偏見，從而在本研究中檢驗的變量之間產生膨脹的關係​​（Podsakoff等， ）。 此外，由於大樣本量為分析提供了動力，因此幾個小的相關性可能已經變得非常重要。 儘管由於樣本量較大，一些重要發現可能反映了瑣碎的關係，但相關性分析中的一些效應大小中等到大，表明研究變量之間存在一些實質性和有意義的關係（Cohen， ).

雖然調查完成是匿名的，但報告有問題的性行為可能與羞恥和禁忌有關（Dhuffar和Griffiths， ），並且可能引起了社會上理想的答案。 此外，自願回應在線報紙上有關過度行為的文章可能吸引了特定類型的個人（例如，過度使用互聯網的個人，年齡較小的個人）。 但是，吸引此類個體也可以說是一個優勢，因為樣本中具有成癮性問題的個體可能會增強量表在臨床環境中使用的有效性。 需要進一步從心理上對BYSAS的屬性進行測試，特別是在重測信度，其文化適應性和可概括性方面進行研究。

措施的選擇也可能限制了本研究，因為與BYS​​AS相比，沒有使用評估問題性別的其他心理測量有效量表。 例如，性慾紊亂問卷（HDQ; Reid等， ）是一項全面的評估措施，包括擬議的性功能障礙診斷標準（Kafka， ）。 但是，建議 DSM-5 標準不能完全反映核心成癮因素，如容忍，戒斷和情緒調整。 因此，將BYSAS與使用成癮理論和標准開發的量表進行比較被認為更合適。

本研究中極大的樣本量是提供與所有分析相關的高統計功效的關鍵優勢之一。 該研究結果補充了此前該領域的許多小規模和人口特定研究。 本研究的另一個優勢是在規模構建和開發過程中包含特定和核心成癮標準，以及在驗證過程中使用相關結構和經過驗證的工具。 此外，BYSAS考慮了渴望（想要/渴望狀態）的概念，現在已經添加到了 DSM-5 （美國精神病學協會， ）作為成癮症狀。 此外，BYSAS更像是一種通用的性成癮篩查工具，因為它不關注特定的人口群體（例如，男性，同性戀）或中等（例如，在線性別）。 因此，BYSAS可用於評估在線和離線性活動，並且更適合評估當代性行為。 另一個關鍵優勢是該研究是在全國而不是在當地（在全國媒體上）做廣告。 與當地媒體相比，挪威的全國媒體以廣泛的人口統計受眾而聞名。 因此，樣本可能更能代表挪威人口，並且可以說比使用自選樣本的其他研究更具代表性。 這也是該領域為數不多的關註一般人群的研究之一，並且也包括很多女性。 此外，這種新規模的簡潔性使其適合納入空間有限的調查。

結論

在本研究中，開發了一種評估成癮性行為的新標準BYSAS。 可靠性和BYSAS是通過23,533挪威成年人的國家樣本建立的。 假設的單因素結構由EFA和CFA確認，內部一致性很高。 通過包括涵蓋所有核心成癮症狀的項目，確保了內容有效性。 BYSAS經證實可以反對另一種性成癮措施，以及人口統計學，人格和自尊的衡量標準; 並提出了暫定的截止分數。 總的來說，BYSAS是一種測量性成癮的心理測量和有效的工具，可供流行病學研究和治療環境中的研究人員和從業人員自由使用。

作者貢獻

CA：為工作的概念和設計，數據的獲取，分析和解釋做出貢獻; TT：為分析做出貢獻; SP，MG，TT和RS：為工作數據的解釋做出貢獻; CA：起草了這項工作; 所有作者都以重要的知識內容批判性地修改了這項工作; 所有作者都批准了最終版本，並對確保與工作任何部分的準確性或完整性相關的問題得到適當調查和解決的工作的所有方面負責。

利益衝突聲明

作者聲明，研究是在沒有任何可被解釋為潛在利益衝突的商業或金融關係的情況下進行的。

附錄A

卑爾根耶魯性成癮量表

以下是您與性/手淫關係的一些問題。 （注意！性別意味著不同的性幻想，衝動和行為，如手淫，色情，與成人同意的性活動，網絡，電話性愛，脫衣舞俱樂部等）。 為最能描述您的每個問題選擇響應替代方案。

 過去一年中你有多少次...非常稀有很少有時經常常常
1.花了很多時間思考性/手淫或計劃性行為？❑❑❑❑❑
2.感到有手淫/做愛的衝動越來越多？❑❑❑❑❑
3.使用性/手淫以忘記/逃避個人問題？❑❑❑❑❑
4.試圖減少性/手淫沒有成功？❑❑❑❑❑
5.如果您被禁止性行為/手淫，會變得焦躁不安或感到困擾嗎？❑❑❑❑❑
6.這麼多的性行為會對你的私人關係，經濟，健康和/或工作/學習產生負面影響嗎？❑❑❑❑❑
 

所有項目按以下比例評分：0 =很少，1 =很少，2 =有時，3 =經常，4 =經常

附錄B

更短的PROMIS問卷 - 性別分量表

以下是關於你與性關係的一些問題。 為最能描述您的每個問題選擇響應替代方案a

應該給出終身使用的答案，而不僅僅是最近的使用，即，你有沒有......根本不像我    最喜歡我
  012345
1.我發現很難過去偶然或非法性行為的機會❑❑❑❑❑❑
2.其他人對我的性行為一再表示嚴重關切❑❑❑❑❑❑
3.我為自己與某人發生性關係的速度感到自豪，並發現與一個完全陌生的人發生性關係是刺激性的❑❑❑❑❑❑
4.儘管與其他人一起做過這件事，我還是會抓住機會做愛❑❑❑❑❑❑
5.我發現進行性征服會讓我失去對那個伴侶的興趣，並引導我開始尋找另一個❑❑❑❑❑❑
6.我傾向於確保我有這種或那種性別，而不是等待我的常規伴侶在生病或缺席後再次可用❑❑❑❑❑❑
7.即使我有一段常規的關係，我也有過重複的事情❑❑❑❑❑❑
8.我同時有三個或更多的常規性伴侶❑❑❑❑❑❑
9.我和一些我不喜歡的人做過自願性行為❑❑❑❑❑❑
10.如果性變得重複，我傾向於改變伴侶❑❑❑❑❑❑
 

資料來源：如何識別成癮行為R. Lefever，1988，倫敦，英國：PROMIS Publishing。 [這是PROMIS調查問卷的來源參考，從中獲取性別分量表的項目。]。 PROMIS診所版權所有。 獲得R. Lefever（個人通訊，March 14，2017）的同意許可。

a當前研究中使用的指令措辭，而非SPQ.

腳註

1一套標準（專注，羞恥，治療，傷害他人，失控，悲傷）是基於希臘人用於“痛苦”的首字母縮略詞PATHOS。

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