INTRODUCCIÓN

La adicción al sexo (también llamada compulsividad sexual o hipersexualidad) es un cuadro clínico que resulta de la combinación de un deseo sexual desmedido (expresado a través de intereses normofílicos) y una incapacidad patológica para su control (Kafka, 2010; Winters, Christoff, & Gorzalka, 2010). Los principales criterios para su identificación son: 1) el tiempo dedicado a la actividad sexual interfiere en la atención a las responsabilidades y obligaciones, 2) el sexo se utiliza como medio para regular estados de ánimo disfóricos (ansiedad, depresión, irritabilidad, etc.) o en respuesta a eventos vitales estresantes (estrés laboral, divorcio, etc.), 3) los intentos por controlar o reducir la actividad sexual no resultan eficaces y 4) se persiste en la actividad sexual a pesar de los problemas físicos, sociales o emocionales que para el propio paciente o las personas de su entorno supone (Kafka, 2010). Además, algunas investigaciones han demostrado que en la adicción al sexo estarían también presentes síntomas clásicos de cualquier adicción a una sustancia tóxica como la tolerancia (la persona cada vez requiere de actividades sexuales más intensas o de mayor duración para alcanzar la satisfacción sexual del inicio) o la abstinencia (la persona padecería síntomas que en la adicción al sexo tomarían la forma de problemas emocionales –irritabilidad, abatimiento, ansiedad, etc.- tras periodos sin poder saciar su impulso sexual) (Wines, 1997).

Se estima que la adicción al sexo podría afectar en torno al 6% de la población general (Hagedorn, 2009), si bien los datos varían mucho dependiendo del criterio para su identificación. La prevalencia estimada a partir de cuestionarios y escalas de screening se situaría entre el 3-17.4% en hombres y el 1.2-32.2% en mujeres (Rettenberger, Klein, & Briken, 2015), lo que refleja en cierta medida la discrepancia entre escalas a la hora de identificar este cuadro clínico. En este sentido, Castro-Calvo, Ballester-Arnal y Gil-Llario (2015) realizaron un estudio en el que administraron las tres principales escalas de screening de compulsividad sexual (el inventario de hipersexualidad IH, la escala SCS de compulsividad sexual y el cuestionario SAST de screening de la adicción al sexo) a un grupo de 600 jóvenes españoles (300 chicas y 300 chicos). Lo que encontraron fue que mientras que la correlación entre escalas era alta (. entre .529 y .732), la convergencia diagnóstica fue del 46.3% en el mejor de los casos. Una de las principales limitaciones de este trabajo era que tan sólo una de las tres escalas de screening que emplearon había sido validada previamente en el contexto español.

Con el objetivo de paliar las limitaciones que se derivan del uso de instrumentos que no han demostrado su utilidad clínica a través de un procedimiento de validación, en este trabajo se presentan los resultados psicométricos de la adaptación al castellano de una de las escalas de screening más utilizadas para la identificación de la adicción al sexo en el ámbito clínico y empírico: el cuestionario de adicción al sexo (Carnes, 1983).

MÉTODO

Participantes

En este estudio participaron un total de 600 jóvenes de Castellón de la Plana (España). De ellos, 300 eran mujeres (50%) y los 300 restantes hombres. La edad de los participantes oscilaba entre los 18 y los 27 años, con una media de 20.67 (DT=2.22). Respecto a la orientación sexual, una amplia mayoría se declaraba heterosexual (91.5%), seguido de homosexuales (5%) y finalmente bisexuales (3.2%). La mayoría decían ser ateos (58.7%) o creyentes no practicantes (35.8%). Los porcentajes de participantes con y sin pareja estable fueron prácticamente equivalentes (51% y 49% respectivamente).

Para el análisis de la validez convergente del instrumento se tomó un subconjunto de la muestra formado por 200 participantes (100 hombres con una edad media de 20.83 años y 100 mujeres con una edad media de 20.50 años) a los que se les administró unos cuestionarios complementarios.

Instrumentos

Aparte de un cuestionario Ad-Hoc de datos demográficos (sexo, edad, nacionalidad, creencias religiosas, etc.), los participantes completaron los siguientes cuestionarios:

• Cuestionario de Adicción al Sexo (SAST, Carnes, 1983): cuestionario compuesto por 25 ítems con un formato de respuesta dicotómico (Sí/No) cuya suma permite la obtención de una puntuación entre 0 y 25. En la validación original se encontró que un único factor explicaba aproximadamente el 50% de su varianza, si bien ninguno los estudios realizados posteriormente no han coincidido en una misma solución factorial (Marshall & Marshall, 2010). Su fiabilidad en población general es alta (a=.892).

• Inventario de Hipersexualidad (IH, Reid, Garos, & Carpenter, 2011): este instrumento de 19 ítems con formato de respuesta tipo Likert (1=Nunca / 5=Muchas veces) se diseñó para evaluar los principales síntomas de hipersexualidad. En población clínica, la estructura factorial consta de tres escalas: “afrontamiento”, “Control” y “Consecuencias”. Los autores obtuvieron una fiabilidad de entre 0.89 y 0.95.

• Escala de Compulsividad Sexual de Kalichman y Rompa (SCS, 1995) en su versión validada en castellano (SCS, Ballester-Arnal, Gómez-Martínez, Gil-Llario, & Salmerón-Sánchez, 2013): escala de 10 ítems con formato tipo Likert (4 opciones de respuesta que van de “nada característico de mi” a “muy característico de mi”) utilizada tanto a nivel clínico como empírico para determinar el grado de control sobre la conducta sexual. En una muestra prácticamente equivalente a la empleada en este estudio, los autores obtuvieron una solución factorial que permite agrupar los ítems en dos dimensiones: una dimensión de “Interferencia” de la conducta sexual y otra de “Control” de impulsos sexuales. La fiabilidad y estabilidad temporal de esta versión fue de 0.83 y 0.72

El subgrupo de la muestra para el cálculo de la validez convergente completó una batería con dos medidas adicionales:

• Inventario de Conducta Sexual Compulsiva (CSBI, Coleman, Miner, Ohlerking, & Raymond, 2001): empleada para valorar la gravedad de los síntomas de adicción al sexo. Consta de 28 ítems en los que se indica la frecuencia con la que se han realizado diversas actividades sexuales en una escala entre 1 (Nunca) y 5 (Siempre). Estos 28 ítems permiten la obtención de una puntuación general de severidad entre 28 (ausencia del cuadro clínico) y 140 (cuadro clínico muy grave). Análisis factoriales realizados durante su validación revelaron la presencia de tres subescalas que explicaban el 58% de la varianza. La fiabilidad de la puntuación total (a=.94) así como de las subescalas de control (a=.96), abuso (a=.91) y violencia (a=.88) fueron altas.

• Escala de Consecuencias Cognitivas y Conductuales de la Conducta Sexual (CBOSB, McBride, Reece, & Sanders, 2008): cuestionario compuesto por dos escalas, una de consecuencias cognitivas de la conducta sexual (CBOSB-Cognitivas) y otra de consecuencias conductuales (CBOSB- Conductuales). La primera se compone de 20 ítems con un formato de respuesta tipo Likert (0=Nunca/3=Siempre) mientras que la segunda comprendería 16 ítems con un formato de respuesta dicotómica (Sí/No). La fiabilidad para la escala de consecuencias cognitivas en un estudio con 391 jóvenes fue de .89 mientras que para la escala de consecuencias conductuales fue de .75.

Procedimiento

Tal como se recomienda en gran parte de los protocolos de traducción de cuestionarios, la traducción del SAST del inglés al español se abordó mediante metodología grupal. Cuatro miembros del equipo de investigación con experiencia en la traducción y validación de cuestionarios así como en el estudio de las adicciones sexuales realizaron traducciones independientes del instrumento que después se pusieron en común con el fin de consensuar la versión preliminar del cuestionario. Esta versión preliminar fue administrada a 30 jóvenes para comprobar que resultaba comprensible y no inducía a interpretaciones erróneas. Tras realizar las mejoras sugeridas, se dispuso la versión final (anexo 1).

La traducción del SAST junto con el resto de instrumentos se administraron en mesas informativas que los miembros del equipo de investigación habilitaron en las puertas de entrada a distintos centros educativos. Los estudiantes que accedían a participar completaban el consentimiento informado y los instrumentos de evaluación de forma anónima y en lápiz y papel. A un pequeño porcentaje se les ofreció la oportunidad de colaborar en una segunda fase. Los que aceptaban, acudían a uno de los laboratorios del equipo de investigación y completaban bajo supervisión los instrumentos empleados para el cálculo de la validez convergente. 200 estudiantes accedieron a participar en esta segunda fase.

Análisis de los datos

En primer lugar, se exploró la estructura factorial del SAST a través de un Análisis Factorial Exploratorio (AFE) realizado con el software estadístico SPSS 21.0. La extracción de factores se realizó a través del método de componentes principales y se aplicó una rotación oblicua (Oblimin). Sobre el modelo factorial resultante, se extrajeron diversos estadísticos descriptivos (rango, media, desviación típica y asimetría) para conocer la distribución de puntuaciones y se calcularon tres índices de fiabilidad (a de Cronbach, correlación ítem-escala y correlación ítem-test). También se obtuvo la validez de la estructura factorial correlacionando (r de Pearson) la puntuación general y las subescalas del SAST con medidas teóricamente relacionadas.

Resultados

Para comprobar la viabilidad de la aplicación de un AFE al SAST, se calculó en primer lugar el índice de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO=0.841) y la prueba de esfericidad de Bartlett (.2(300)=2825.87;p=0.000). Los resultados indicaban que el cuestionario admitía una solución factorial. A través del análisis de la matriz de correlaciones anti-imagen se comprobó además la adecuación de los 25 ítems para su análisis mediante AFE (todas las correlaciones anti-imagen resultaron superiores a .64).

Para evitar la creación de subescalas con poco peso explicativo, se limitó la extracción de factores a autovalores (eigenvalues) superiores a 1.5. Con este criterio, la solución factorial reveló una estructura de 4 factores que permitía explicar el 38.38% de la varianza del cuestionario (tabla 1). El primer factor, compuesto por 7 ítems y con un autovalor de 3.45, explicaba un 13.82% de la varianza del cuestionario. Este factor agrupó ítems relacionados con la incapacidad para controlar el comportamiento sexual (p.e., “¿Has intentado detener algún aspecto de tu actividad sexual?”) y recibió el nombre de “Falta de Control”. El segundo factor, integrado por 11 ítems y con un autovalor de 2.70, explicaba el 10.81% de la varianza. A diferencia del anterior, este integraba ítems de diversa naturaleza pero con una característica común: todos eran síntomas centrales en el cuadro clínico de la adicción al sexo (p.e. “¿El sexo ha sido para ti una forma de escapar de los problemas?”). Este factor recibió el nombre de “Síntomas”. El tercer factor comprendía 5 ítems que permitían explicar el 7.44% de la varianza. Los ítems hacían referencia a las implicaciones del comportamiento sexual en el contexto familiar (p.e., “¿Tu actividad sexual ha interferido en tu vida familiar?”), de modo que fue bautizado como “Interferencia Familiar”. El último factor quedó integrado por los dos ítems restantes (autovalor de 1.57) y mostró una capacidad explicativa más limitada (6.29% de la varianza). Sus ítems exploraban el miedo a que alguien pudiera descubrir los problemas sexuales y su ocultación (p.e., “¿Ocultas a los demás algún aspecto de tu conducta sexual?”), por lo que fue llamado “Ocultación”.

Como se aprecia en la tabla 1, la mayoría de los ítems del SAST presentan una asimetría positiva alta (>2 en 16 de los 25 ítems), previsible teniendo en cuenta que se trata de ítems dicotómicos. Esta asimetría se suaviza en las puntuaciones de los 4 factores y sobre todo en la puntuación total del cuestionario (asimetría de 1.18), con valores dentro del rango normal para un cuestionario de evaluación psicopatológico. Teniendo en cuenta que el rango puntuaciones difiere, la puntuación media más alta se daría en el factor 4 (Rango=0-2;.=0.65), seguido del factor 2 (Rango=0- 11;.=1.78), el 1 (Rango=0-7;.=0.98) y finalmente el 3 (Rango=0-5;.=0.24).

Por lo que se refiere a los coeficientes de fiabilidad, el Alpha de Cronbach de todos los factores a excepción del tercero (a=.51) se situó por encima de .60. Especialmente reseñable sería la fiabilidad de la escala general, que superaría el criterio de Henson (2001) de .80 para considerar una escala fiable. Las correlaciones ítem-escala e ítem-test fueron aceptables, con valores entre .325-.856 y .208-.828 respectivamente.

Para el análisis de la validez del SAST, esta medida se correlacionó con otros instrumentos empleados para la medición del mismo constructo o dimensiones afines (tabla 2). Así, se encontró que las correlaciones entre las escalas y subescalas del SAST y de los cuestionarios SCS e IH fueron todas positivas, altas y significativas a nivel p<.001. De las escalas del SAST, la que se relacionó con mayor intensidad con los otros dos cuestionarios de screening (más incluso que la puntuación total) fue el factor 2 de síntomas (correlaciones entre .564-.690 con el IH y de entre .557-.652 con el SCS). Las correlaciones entre el SAST y el CSBI (sobre todo con la puntuación total) fueron también positivas, si bien en este caso alguna no alcanzó la significación estadística. Por su parte, la escala de consecuencias cognitivas del CBOSB únicamente correlacionó con el factor 4 del SAST (.=.209); al contrario, todas las escalas del SAST a excepción del factor 4 correlacionaron significativamente con el factor la escala de consecuencias conductuales del CBOSB (. entre .295 y .489).

DISCUSIÓN Y CONCLUSIONES

El principal objetivo de este trabajo era la adaptación y validación al contexto español de uno de los instrumentos más utilizados en el ámbito clínico y empírico internacional: el cuestionario de adicción al sexo. Además, se ha tratado de reconocer la importancia de ciertos periodos evolutivos en el desarrollo de este cuadro clínico validando el cuestionario en jóvenes de entre 18 y 27 años, periodo que la mayoría de estudios identifican como el momento en el que comienzan a manifestarse los primeros síntomas de esta patología y también empiezan a aparecer las primeros consecuencias negativas asociadas (Reid et al., 2012).

Con respecto a la estructura factorial del cuestionario, se ha demostrado que los 25 ítems del SAST se dividen en 4 escalas que coinciden precisamente con los principales ejes del diagnóstico de la adicción al sexo (Kafka, 2010). El factor con más peso en el cuestionario sería el de “Falta de Control”, que agruparía las preguntas en torno a la capacidad para manejar de forma voluntaria la conducta sexual. Este factor permitiría por tanto discriminar entre aquellos que simplemente muestran un deseo sexual un tanto más elevado y los que realmente padecen de una adicción sexual (que combinarían un deseo sexual desmedido y una incapacidad patológica para su control) (Walters, Knight, & Långström, 2011). Por su parte, el factor “Síntomas” incluye preguntas acerca del uso del sexo como regulador emocional, sobre algunas de las manifestaciones más frecuentes de esta patología (como el uso excesivo de pornografía) y también de la percepción de la conducta sexual como problemática o no, que constituyen algunos de los principales criterios para el diagnóstico de este cuadro clínico (Reid, 2010). El tercer factor (“Interferencia Familiar”) estaría dedicado a explorar el impacto negativo de esta patología sobre una dimensión muy concreta: la vida familiar y de pareja. Si bien es cierto que supone una perspectiva limitante en tanto en cuanto explora sólo uno de los múltiples contextos donde esta patología puede producir problemas, se ha demostrado también que es uno donde el perjuicio es mayor (Reid et al., 2012). El cuarto y último factor (“Ocultación”) exploraría un elemento común a prácticamente cualquier patología mental y más frecuente aun en diagnósticos sexuales: la tendencia a ocultar los problemas a las personas significativas del entorno cercano.

Esta estructura de 4 factores se alejaría de la solución factorial original del cuestionario, que encontraba que un único factor explicaba prácticamente el 50% de la varianza del cuestionario (Carnes, 1983). Marshall y Marshall (2010) encontraron en un estudio de validación posterior con población reclusa que la solución factorial más satisfactoria para el SAST era unifactorial, pero reconociendo que este único factor integraba síntomas que podían agruparse a su vez en 4 clústeres: uno de problemas para el control de la conducta sexual, uno de interferencia y finalmente dos relacionados con problemas y preocupaciones sexuales. Las diferencias entre esta solución factorial y la obtenida en nuestro estudios son evidentes (en nuestro caso, los resultados no sugieren la presencia de un factor de orden superior y clústeres que agrupen los ítems en unidades de segundo orden), pero la descripción de los elementos básicos del cuestionario coincidiría en los aspectos más relevantes.

Asimismo, quedaría también demostrada la fiabilidad del SAST en la evaluación de los síntomas de adicción al sexo, especialmente la de la escala total (a=.81). Sin embargo, habría que proceder con más cautela en caso de que se desee utilizar sus escalas de forma independiente, ya que alguna de ellas (como por ejemplo la de “Interferencia Familiar” o “Ocultación”) mostraría valores de fiabilidad más discretos. Esto no significa que estas escalas no pueden emplearse con garantías, sobre todo teniendo en cuenta que los valores de fiabilidad en escalas dicotómicas -como sería el caso- suelen ser más bajos que en escalas continuas; lo que significa es que habría que tomar con cierta precaución sus resultados en caso de que se tomen de forma independiente al cuestionario completo.

Por último, los valores obtenidos al correlacionar las puntuaciones en el SAST y sus 4 subescalas con dos de los cuestionarios de screening de compulsividad sexual más utilizadas (el SCS y el IH), con una escala de gravedad del cuadro clínico (CSBI) y con otra de consecuencias cognitivas y conductuales (CBOSB) avalarían la validez del cuestionario y su empleo para la evaluación y el diagnóstico de problemas en el control de los impulsos sexuales.

REFERENCIAS

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