Hoeveel sekspartners heb je in je leven gehad? Over eerlijkheid in zelfrapportage van seksueel gedrag

Wanneer het over seksualiteit gaat, wordt er vaak gefocust op de verschillen tussen mannen en vrouwen. Uit een meta-analyse van Hyde (2005) naar genderverschillen op meerdere psychologische domeinen blijkt dat mannen en vrouwen op de meeste vlakken meer overeenkomsten dan verschillen vertonen. Seksualiteit blijkt hier echter een uitzondering in te zijn. Hyde laat namelijk zien dat mannen aangeven vaker te masturberen dan vrouwen, en een hogere mate van seksuele permissiviteit rapporteren in vergelijking met vrouwen. Petersen en Hyde (2010) bevestigen deze resultaten in een andere meta-analyse en vonden eveneens genderverschillen op het gebied van masturbatie, pornogebruik, aantal sekspartners en permissieve attitudes over seks. Mannen scoren op deze domeinen over het algemeen hoger dan vrouwen. Bij deze bevindingen dienen echter belangrijke kanttekeningen geplaatst te worden. Er zijn namelijk aanwijzingen dat deze verschillen niet per definitie de werkelijkheid weerspiegelen, maar toe te schrijven zijn aan de tekortkomingen van zelfrapportage die wordt vertekend door de invloed van sociale verwachtingen.

De sociale verwachtingen voor mannen verschillen van de sociale verwachtingen voor vrouwen op vlak van seks en seksualiteit. Mannen worden soms geprezen voor het hebben van veel seks (-partners), terwijl dit voor vrouwen vaker als iets negatiefs wordt gezien (Crawford & Popp, 2003; Kalish & Kimmel, 2011). Dit wordt ook wel de seksuele dubbele standaard genoemd, welke volgens Endendijk et al. (2020) vandaag de dag nog steeds aanwezig is. Mogelijk als gevolg van deze dubbele standaard, hebben vrouwen over het algemeen meer negatieve impliciete en expliciete attitudes over seks, en hebben zij vaker gevoelens van schuld en schaamte over hun seksuele gedrag (Geer & Robertson, 2005). Aangezien deze onderwerpen kwetsbaar zijn voor de invloed van sociale wenselijkheid, is het gebruik van zelfrapportage als methode in onderzoek naar seksualiteit mogelijk niet voldoende adequaat. Uit onderzoek is gebleken dat zelfrapportage – vooral bij gevoelige onderwerpen – niet altijd even betrouwbaar is, en een vertekend beeld kan geven (Chan, 2009; Gnambs & Kaspar, 2015). In dit geval kan dat dus betekenen dat vrouwen hun seksuele gedrag onderrapporteren, en mannen hun seksuele gedrag overrapporteren om zo aan de verwachtingen rondom de seksuele dubbele standaard te voldoen.

Alexander en Fisher (2003) onderzochten hoe eerlijk mannen en vrouwen waren over hun seksuele gedrag. In deze studie werden de participanten verdeeld over drie verschillende condities en werden hen vragen over hun seksuele gedrag voorgelegd. Participanten in de exposure conditie kregen het idee opgelegd dat hun antwoorden gezien zouden kunnen worden door een leeftijdsgenoot; in de anonieme conditie werd een vragenlijst anoniem afgenomen, en in de bogus pipeline conditie werden de deelnemers aan een leugendetector gekoppeld, en werd hen verteld dat op deze manier gedetecteerd kon worden of ze de waarheid spraken. Dit onderzoek liet zien dat sociale wenselijkheid voor vrouwen een rol speelde in de zelfrapportage van seksueel gedrag zoals masturbatie en pornogebruik. Uit de resultaten bleek namelijk dat wanneer hun antwoorden mogelijk zichtbaar waren voor een leeftijdsgenoot, vrouwen een significant lagere frequentie van masturbatie en pornogebruik rapporteerden dan wanneer vrouwen dachten dat ze aan een leugendetector gekoppeld waren. Ook wanneer bij vrouwen anonimiteit werd benadrukt, werd dezelfde tendens gevonden, al was deze niet significant. In tegenstelling tot vrouwen, werden mannen niet beïnvloed door de conditie waaraan zij toegewezen werden, en rapporteerden zij in alle condities dezelfde frequentie van het seksuele gedrag. Voor het aantal sekspartners lieten de data eenzelfde tendens zien, al was deze niet significant. Het blijft daarom nog onduidelijk of hier ook sprake is van onderrapportage.

Deze studie (Alexander & Fisher, 2003) wordt veel geciteerd - Google Scholar geeft 460 citaties (juli 2022) - en wordt vaak gebruikt als bewijs voor vertekening van zelfrapportage. Anno 2022 valt er wel wat op te merken over deze studie: zo werden veel deelnemers (om arbitraire redenen) geëxcludeerd, waren de meeste effecten niet significant en was het belangrijkste effect maar net significant (p = .04, waarbij niet gecorrigeerd werd voor herhaald testen). Ook kunnen genderverschillen in bijna 20 jaar zijn veranderd. Omdat replicatieonderzoek van belang is voor het verbeteren van wetenschappelijke kennis en het functioneren van wetenschappelijke disciplines (KNAW-rapport, 2018), leek een replicatie van deze bevindingen aangewezen, want de vraag blijft: Hoe eerlijk zijn respondenten in seksonderzoek over hun aantal sekspartners?

Om deze vraag te beantwoorden, maakten we gebruik van de autobiografische Impliciete Associatie Test (aIAT) (Sartori et al., 2008). Dit is een goed gevalideerde taak die op basis van reactiesnelheid bepaalt welke van twee uitspraken waar is (bijvoorbeeld Ik heb seks gehad met 3 sekspartners dan wel Ik heb seks gehad met meer dan 3 seks partners). Het centrale, en gevalideerde idee van deze taak is dat deelnemers het makkelijker vinden om ware uitspraken met WAAR te koppelen en onware uitspraken met ONWAAR (voor een meta-analyse zie Suchotzki et al., 2018).

Met betrekking tot de steekproef hebben wij naast heteromannen en -vrouwen ook een groep van niet-heterovrouwen geïncludeerd. Man-vrouw verschillen zijn zo gekoppeld aan heteroseksualiteit dat de term heterogender wel is geopperd (Ingraham, 1996, in Vanwesenbeeck, 2009). Om genderverschillen ook in de niet-hetero populatie in kaart te brengen werd er in dit onderzoek gestreefd naar een inclusievere steekproef. Idealiter zouden we het volledige spectrum van gender-diversiteit includeren, dus ook niet-hetero mannen en non-binaire individuen. Echter, de uitdaging om van iedere subgroep voldoende participanten te werven maakte het naar verwachting niet haalbaar om voldoende niet-hetero vrouwen, niet-hetero mannen, en non-binaire mensen te includeren. Aangezien eerder onderzoek van Alexander en Fisher (2003) aantoonde dat zelfrapportage van heteromannen betrouwbaar lijkt en heterovrouwen de neiging hebben om onder te rapporteren, was het een logische vervolgstap om de eerlijkheid van zelfrapportage bij niet-hetero vrouwen te onderzoeken. Heterovrouwen kunnen onderrapporteren om zo te voldoen aan de verwachtingen rondom de seksuele dubbele standaard en het is relevant om na te gaan of niet-hetero vrouwen dezelfde druk ervaren. Genderrollen zijn duidelijker zichtbaar in heterorelaties dan in homoseksuele, lesbische en biseksuele relaties (Shechory & Ziv, 2007; Kowalski & Scheitle, 2020). Het is daarom waarschijnlijk dat niet-hetero vrouwen zich minder hoeven te schikken naar de sociale verwachting-

en. Dit komt onder andere naar voren in onderzoek waaruit blijkt dat niet-hetero vrouwen meer positieve attitudes laten zien ten aanzien van seks dan heterovrouwen (Træen & Martinussen, 2008). Bovendien hebben veel niet-hetero vrouwen het gevoel dat ze hun seksuele oriëntatie moeten bewijzen aan anderen, wat kan leiden tot performatief gedrag (Boyer & Galupo, 2015). Dus waar heterovrouwen hun aantal sekspartners onderrapporteren, is dit om bovengenoemde redenen wellicht minder waarschijnlijk voor niet-hetero vrouwen.

In dit onderzoek werden jonge mensen naar hun aantal sekspartners gevraagd. Daarbij peilden we naar verschillen tussen heteromannen, heterovrouwen en niet-hetero vrouwen. De manier van bevragen werd gemanipuleerd door middel van een anonieme versus exposure conditie. Met de aIAT werd nagegaan of mensen eerlijk antwoordden.

Methode

De ethische goedkeuring, materialen, data, en syntaxen van deze studie zijn terug te vinden op https://osf.io/brjp5/

Deelnemers

Er waren 207 deelnemers, overwegend psychologiestudenten van de Universiteit van Amsterdam die online gerekruteerd werden via een universiteitswebsite en offline op de universiteitscampus. Voor hun deelname kregen de deelnemers 0.5 participatiepunten, of een geldbedrag van €5. Inclusiecriteria waren een leeftijd van tussen de 18 en 27 jaar en identificerend als heteroman, heterovrouw, of niet-hetero vrouw. De data van 32 participanten werden geëxcludeerd (2 participanten kregen een verkeerde aIAT versie, 8 participanten namen deel aan een mislukte anonieme- of exposure conditie, 15 participanten voldeden niet aan de inclusiecriteria, en van 7 participanten miste de aIAT data). Tekortkoming van data, een mislukte onderzoekssetting of het niet voldoen aan inclusiecriteria zorgde ervoor dat data van deze 32 participanten niet meegenomen konden worden in het onderzoek. In totaal werden de data van 175 participanten meegenomen in de analyses (24 heteromannen in de anonieme conditie, 23 heteromannen in de exposure conditie, 37 heterovrouwen in de anonieme conditie, 36 heterovrouwen in de exposure conditie, 30 niet-hetero vrouwen in de anonieme conditie, 25 niet-hetero vrouwen in de exposure conditie). Deelnemers kwamen uit 44 verschillende landen. Van de 55 niet-hetero vrouwen identificeerden 33 zich als biseksueel, 7 als weet ik niet, 6 als panseksueel, 3 als lesbisch, en 4 als anders, bijvoorbeeld queer, aangetrokken tot mensen, of sapioseksueel.

Het onderzoek is goedgekeurd door de Commissie Ethiek van de Afdeling Psychologie van de Universiteit van Amsterdam, en gearchiveerd onder nummer 2021-COP-13966.

Materialen

Conditie

De participanten werden willekeurig toegewezen aan de exposure en de anonieme conditie, via de standaardprocedure voor block randomization (Kang et al., 2008). Het onderzoek vond plaats in een labruimte waarin twee lange tafels naast elkaar stonden, met aan elke zijde een laptop. In de anonieme conditie waren er privacy-schermen tussen de laptops, in de exposure conditie waren deze weggehaald.

Daarnaast kregen de deelnemers een verschillende instructie naargelang de exposure versus anonieme conditie. In de anonieme conditie werden de participanten naar hun laptops geleid, en kregen de instructie om de informatiebrief en informed consent te tekenen. Daarna kregen ze verdere instructies over het onderzoek. De onderzoeker maakte duidelijk dat de participanten geheel anoniem waren en dat de data niet naar hen te herleiden zou zijn. Ook werd benoemd dat de onderzoeker gedurende het hele onderzoek aan een tafel zou zitten met diens gezicht naar de muur gericht, en met diens rug naar de participanten gekeerd.

In de exposure conditie waren er telkens twee participanten aanwezig. Wanneer de participanten aan hun laptop zaten, vroeg de onderzoeker wat hun namen waren. Er werd niks verteld over de anonimiteit van de deelnemers, en er werd hen verteld dat de onderzoeker door de ruimte zou lopen in het geval dat een participant vragen had. Tijdens het onderzoek liep de onderzoeker door de ruimte, en sprak elke participant aan met hun naam om te vragen of de participant nog vragen had. Deze procedure vond plaats nog voordat de participant de vraag over diens aantal sekspartners had beantwoord. Nadat elke participant klaar was met het onderzoek werd de participanten verteld over het doel van de instructies, namelijk om hen persoonlijk te benaderen en het gevoel te geven dat hun antwoorden niet privé zouden zijn. Er werd echter verzekerd dat de data niet naar hen als persoon teruggeleid kon worden.

Als manipulatiecheck werden er twee vragen gesteld: “Ik had het gevoel dat de onderzoeker en/of andere participanten mijn antwoorden konden zien” en “Tijdens het onderzoek voelde ik mij veilig om eerlijk te antwoorden.” Participanten konden antwoorden op een 5-punts Likertschaal van Helemaal Mee Oneens tot Helemaal Mee Eens.

Aantal sekspartners

Om het zelf-gerapporteerde aantal sekspartners te meten werd de volgende vraag gesteld: “Hoeveel sekspartners heb je in je leven gehad?” Zij kregen de instructie om hun eigen definitie van een sekspartner te hanteren - juist omdat mensen seks verschillend definiëren (bijvoorbeeld Sanders & Reinisch, 1999). In een open vervolgvraag vroegen we de deelnemers in hun eigen woorden hun definitie van een sekspartner toe te lichten.

Autobiografische Impliciete Associatie Test

Om te onderzoeken of participanten eerlijk waren over hun antwoord op de vraag “hoeveel sekspartners heb je in je leven gehad?,” werd de autobiografische Impliciete Associatie Test (aIAT) gebruikt (Sartori et al., 2008). De aIAT is een taak gebaseerd op reactietijden, die toetst welke van twee autobiografische stellingen het meest waarheidsgetrouw is door te meten hoe gemakkelijk deelnemers de stellingen paren met de labels WAAR of NIET WAAR. In deze studie waren de stellingen IK HEB SEKS GEHAD MET X SEKSPARTNERS en IK HEB MEER DAN X SEKSPARTNERS GEHAD, zie Figuur 1. De X in de stellingen is afhankelijk van het antwoord dat de participant heeft gegeven op de sekspartner vraag (bijv. als iemand drie heeft geantwoord, kreeg die de stellingen IK HEB SEKS GEHAD MET 3 SEKSPARTNERS vs. IK HEB MEER DAN 3 SEKSPARTNERS GEHAD).

Deelnemers krijgen zinnen centraal op het scherm aangeboden en moeten deze zo snel mogelijk beoordelen. De kleur van de zinnen bepaalt hoe ze beoordeeld moeten worden. Zinnen in het groen (bijvoorbeeld “Ik zit op een stoel”) moeten zo snel mogelijk als WAAR of ONWAAR beoordeeld worden. Zinnen in het wit (bijvoorbeeld “Ik heb X sekspartners gehad”) moeten zo snel mogelijk beoordeeld worden als IK HEB SEKS GEHAD MET X SEKSPARTNERS of IK HEB MEER DAN X SEKSPARTNERS GEHAD. In principe beoordelen deelnemers dus elke zin op zich. Maar de crux van de aIAT is dat deze groene en witte zinnen afgewisseld worden waarbij deelnemers in het ene testblok dezelfde knop gebruiken voor IK HEB SEKS GEHAD MET X SEKSPARTNERS en WAAR (zie Figuur 1, boven), terwijl ze in het andere testblok dezelfde knop gebruiken voor IK HEB SEKS GEHAD MET X SEKSPARTNERS en NIET WAAR (zie Figuur 1, onder). Een verschil in reactietijden tussen de testblokken geeft zodoende een indicatie van de associatie met WAAR en ONWAAR. Dit gestandaardiseerd verschil is de D-score, en is ruwweg vergelijkbaar met Cohen´s d (Greenwald et al., 2003). Vergelijkbaar met de methode van Verschuere en Kleinberg (2017) hanteren we een afkappunt om de D-score te interpreteren. Een D-score lager dan -0.2 wijst op onderrapportage van het aantal sekspartners (want respondenten zijn dan sneller in het paren van IK HEB SEKS GEHAD MET X SEKSPARTNERS met ONWAAR en IK HEB MEER DAN X SEKSPARTNERS GEHAD met WAAR), een score tussen de -0.2 en 0.2 zou kunnen wijzen op overrapportage (want respondenten zijn ongeveer even snel in het paren van de twee uitspraken met WAAR en ONWAAR), en een score hoger dan 0.2 zou erop kunnen wijzen dat de participanten eerlijk waren over hun aantal sekspartners (want ze zijn sneller in het koppelen van IK HEB SEKS GEHAD MET X SEKSPARTNERS met WAAR en IK HEB MEER DAN X SEKSPARTNERS GEHAD met ONWAAR).

Figuur 1. Overzicht van de testblokken van de aIAT.

Brief Sexual Attitudes Scale

De Permissiveness Scale van de Brief Sexual Attitudes Scale (BSAS; Hendrick et al., 2006) werd gebruikt om attitudes ten aanzien van seksueel gedrag te meten (bijvoorbeeld “casual seks is acceptabel”). De schaal bestaat uit 10 vragen die op een 5-punts Likertschaal konden worden beantwoord (van Helemaal Mee Oneens tot Helemaal Mee Eens). Door een fout in het opstellen van de vragenlijst ontbrak één item van deze schaal. Hogere scores betekenen meer permissiveness. De betrouwbaarheid van de BSAS Permissiveness Scale in de huidige steekproef was 0.79.

Overige variabelen

Om zeker te zijn dat de participanten voldeden aan de inclusiecriteria en voor demografische doeleinden werd er gevraagd naar gender, leeftijd, seksuele oriëntatie en nationaliteit van de deelnemers.

Procedure

Participanten namen plaats aan een laptop en kregen instructies van de onderzoeker. De participanten begonnen met het beantwoorden van de demografische vragen en de BSAS (Hendrick et al., 2006). Vijftien vragen van de Sexual Opinion Survey (SOS; Fisher et al.,

1988) werden gebruikt als opvultaak. Een voorbeeld van een vraag in de SOS is “Ik zou me schamen als mensen dachten dat ik geïnteresseerd was in orale seks.” Deze opvultaak werd gebruikt om meer ongemak bij participanten in de exposure conditie te creëren en om wantrouwen bij participanten weg te nemen. Aangezien hen werd verteld dat ze deelnamen aan een onderzoek naar seksueel gedrag, verwachtten zij wellicht om meerdere vragen over seks te beantwoorden dan enkel het aantal sekspartners.

Hierna beantwoordden de participanten de vraag over hoeveel sekspartners zij hebben gehad in hun leven. Vervolgens werd een versie van de aIAT gepresenteerd die werd aangepast aan hun antwoord. Voor elk aantal sekspartners van 0 tot en met 100 was er een aparte versie met een corresponderende naam (bijvoorbeeld: iemand met drie sekspartners opent versie “3 sekspartners”). In een handleiding stond aangegeven hoe de participanten de correcte versie moesten openen. Voor elk aIAT blok werden er instructies op het scherm getoond. Na de aIAT werden de manipulatiecheck vragen beantwoord. De participanten mochten de ruimte verlaten wanneer iedereen klaar was en zij de debriefing informatie hadden ontvangen. Het hele onderzoek duurde ongeveer 25 minuten.

Analyseplan

Analyses werden uitgevoerd door middel van IBM SPSS Statistics versie 28 (IBM Corp, 2021). Om genderverschillen in aantal gerapporteerde sekspartners na te gaan en te onderzoeken of seksualiteit en de anonimiteit van de context daarin een rol spelen voerden we een 2 Conditie (exposure/anoniem) x 3 Groep (heteromannen/heterovrouwen/niet-hetero vrouwen) ANOVA uit op het aantal gerapporteerde sekspartners. Vervolgens gingen we na of deelnemers eerlijk geantwoord hadden door eenzelfde ANOVA uit te voeren met de aIAT D-scores als afhankelijke variabele. Er werd aan de assumpties voldaan, tenzij anders aangegeven.

Resultaten

De gegevens van de steekproef staan in Tabel 1.

Van de permissiveness schaal op de BSAS ontbrak een item. Om deze resultaten toch te kunnen vergelijken met andere groepen werd er een gemiddelde score berekend door middel van mean imputation (Tabel 1). Voor de participanten met een heteroseksuele oriëntatie hebben we onze gemiddelden vergeleken met een steekproef van Noordoost-Amerikaanse universiteitsstudenten (Luquis et al., 2012) waarin een gemiddelde en van 18.3 (SD = 8.2) voor vrouwen en van 28.0 (SD = 9.7) voor mannen werd gerapporteerd. Beide gemiddelden zijn lager dan de gemiddelden van onze steekproef, vrouwen t(727) =12.30, p < .001, d = 1.8, en mannen t(349) = 2.12, p = .034, d = 0.4. Dit betekent dat onze steekproef gemiddeld meer seksueel permissief was.

Tabel 1. Gemiddelde Leeftijd en Score op de Permissiveness Scale van de Brief Sexual Attitudes Scale (Hendrick et al., 2006) voor Heteromannen, Heterovrouwen, en Niet-Hetero Vrouwen.

Manipulatiechecks

Voor de manipulatiecheck werden de gemiddelde scores op de vragen “Ik had het gevoel dat de onderzoeker en/of andere participanten mijn antwoorden konden zien” en “Tijdens het onderzoek voelde ik mij veilig om eerlijk te antwoorden” berekend.

Om te onderzoeken of er een verschil in gemiddelden was tussen de condities, werden er twee Independent Samples T-Test uitgevoerd. De deelnemers in de anonieme conditie (M = 1.3, SD = 0.7) hadden minder het gevoel dat anderen hun antwoorden konden zien dan de deelnemers in de exposure conditie (M = 3.6, SD = 1.3; t(127.68) = 14.08, p < .001, d = 2.18, 95% CI: 2.55, 1.80). De deelnemers in de anonieme conditie (M = 4.8, SD = 0.5), voelden zich ook veiliger om eerlijk te antwoorden dan de deelnemers in de exposure conditie (M = 4.6, SD = 0.8; t(133.67) = 2.13, p = .035, d = 0.33, 95% CI: 0.03, 0.63). Merk op dat de score in beide condities bijna maximaal was, wat betekent dat er in beide condities een veilig gevoel was om eerlijk te antwoorden.

Zelfgerapporteerde aantal sekspartners

De gemiddelden van het aantal sekspartners per groep staan in Tabel 2. Uit de ANOVA bleek geen significant hoofdeffect voor Groep, F(2, 169) = 1.02, p = .364, η2 = 0.01 en geen significant hoofdeffect voor Conditie, F(1, 169) = 0.84, p = .361, η2 = 0.01. Ook de tweewegsinteractie was niet significant, F(2, 196) = 0.58, p = .563, η2 = 0.01.

Analyse van de open vraag liet zien dat 87 deelnemers (49.7%) een sekspartner definieerde als iemand met wie ze penetratieseks hadden, terwijl 79 deelnemers een bredere definitie gaven (bijvoorbeeld orale seks of samen masturberen) en 9 deelnemers vielen in een overige categorie met een antwoord zoals ‘ik heb nog nooit seks gehad’.

D-Score

Om de betrouwbaarheid van de IAT te berekenen, werd de split-half methode gebruikt (Brown, 1910; Spearman, 1910). Dit werd gedaan door de D-score apart te berekenen voor even en oneven trials. Vervolgens werd de partiële correlatie tussen de twee berekend en werd een correctie toegepast (Spearman’s ρ = 2r/(1 + r). Er werd een sterke correlatie gevonden tussen de D Score in de even en oneven trials, r(172) = .80, p < .001, 95% CI (5.88 – 7.46).

De gemiddelde D-scores van de aIAT staan in Tabel 3. Er werd niet voor iedere groep en conditie voldaan aan de assumptie van normaliteit, maar volgens de centrale limietstelling vormt dit geen probleem wat betreft het uitvoeren van de analyse (Field, 2013). Uit de ANOVA bleek geen significant hoofdeffect voor Groep, F(2, 169) = 0.87, p = .423, η2 = 0.01, en geen significant hoofdeffect voor Conditie, F(1, 169) = 1.15, p = .285, η2 = 0.01. Er werd een significant interactie-effect gevonden voor Groep * Conditie, F(2, 169) = 4.46, p = .013, η2 =0.05 maar in de niet-verwachte richting. In Tabel 3 is te zien dat, enkel bij de heterovrouwen, er een verschil was tussen de exposure en de anonieme conditie (onverwachts hogere D score bij exposure dan bij anonieme conditie). Maar los hiervan is weliswaar het belangrijkste resultaat dat de D-scores in alle condities positief zijn en boven de 0.2 liggen. Gemiddeld gezien betekent dit dat deelnemers in alle condities naar waarschijnlijkheid eerlijk hebben geantwoord (en heterovrouwen in de exposure conditie nog iets meer dan heterovrouwen in de anonieme conditie). Tegen de verwachtingen over onderraportage in (wat voorkwam bij een erg laag aantal deelnemers), lijkt het erop dat een aanzienlijk gedeelte van de deelnemers overraporteerde.1

Tabel 2. Gemiddelde Aantal Sekspartners (SD) voor Heteroseksuele Vrouwen, Heteroseksuele Mannen en Niet-Heteroseksuele Vrouwen per Conditie.

Tabel 3. Gemiddelde D-Score (SD) voor Heteroseksuele Mannen, Heteroseksuele Vrouwen, en Niet-Heteroseksuele Vrouwen in de Anonieme en Exposure Conditie.

Discussie

Hoeveel sekspartners hebben mensen gemiddeld gehad? En antwoorden mensen eerlijk op dergelijke vragen? In deze studie wordt het verschil in eerlijkheid over het aantal sekspartners tussen heteromannen, heterovrouwen, en niet-hetero vrouwen onderzocht, in een anonieme en een exposure conditie. Gemiddeld rapporteerden deelnemers 5.3 sekspartners gehad te hebben. Resultaten toonden geen bewijs voor de dubbele standaard want het verschil tussen de gemiddelden van heteromannen en heterovrouwen was niet significant. Ook bleek er geen invloed van seksuele oriëntatie van de vrouwen, er was namelijk geen significant verschil in het aantal sekspartners tussen heterovrouwen en niet-hetero vrouwen. De anonimiteit van de onderzoekscontext had geen invloed op het gerapporteerde aantal sekspartners. Tenslotte suggereerden de resultaten op de aIAT dat onze respondenten eerlijk geantwoord hadden. Op basis van eerder onderzoek werd verwacht dat heterovrouwen het aantal sekspartners zouden onderrapporteren, en dat zij eerder zouden onderrapporteren wanneer de anonimiteit in gevaar leek dan wanneer deze expliciet gewaarborgd werd. Dit kwam echter niet naar voren uit het huidige onderzoek. Een mogelijke verklaring hiervoor zou kunnen zijn dat er een liberale cultuur heerst in de onderzochte steekproef. Onderzoek laat zien dat er in landen met een hogere mate van gendergelijkheid kleinere verschillen bestaan tussen mannen en vrouwen op het gebied van seksueel gedrag (Endendijk et al., 2020; Petersen & Hyde, 2010). Nederland staat derde op de ranglijst van gendergelijkheid in Europa (European Institute for Gender Equality, 2021), en zou dus een land zijn waar weinig genderverschillen bestaan in seksueel gedrag en waar vrouwen mogelijk minder last hebben van de seksuele dubbele standaard. Een kanttekening die hierbij geplaatst kan worden is dat onze steekproef deelnemers met 44 verschillende nationaliteiten bevat. Wel studeerden en woonden zij allemaal in Amsterdam en het blijkt dat mensen wonend in een stedelijk gebied meer openstaan voor ervaringen en extraverter zijn dan mensen uit rurale gebieden (Jokela, 2020). Dit kan bijdragen aan een relatief vrije seksuele moraal in de gebruikte steekproef.

Een aantal bevindingen uit de huidige studie ondersteunen het idee dat deze steekproef een relatief open houding tegenover seksualiteit kent. De scores op de permissiveness schaal van de BSAS laten zien dat onze deelnemers meer seksueel permissief waren dan deelnemers van een Noord-Amerikaanse studentenpopulatie (Luquis et al., 2012). Daarnaast vroegen we onze deelnemers in eigen woorden hun definitie van een sekspartner toe te lichten. In eerder onderzoek (Sewell & Strassberg; 2015) gaf 33.2% van psychologiestudenten een bredere definitie van seks dan alleen anale of vaginale penetratie. In de huidige studie was dit 49.7%, waardoor onze deelnemers ruimdenkender bleken te zijn. Het is dus waarschijnlijk dat er in de huidige steekproef daadwerkelijk een liberale cultuur heerst, wat het aannemelijk maakt dat heterovrouwen minder de noodzaak voelen om te liegen over hun aantal sekspartners.

Een andere mogelijke verklaring waarom er in de huidige studie waarheidsgetrouw geantwoord werd, zou kunnen zijn dat de manipulatie van de exposure niet geheel succesvol was. Zo wordt uit de manipulatiecheck duidelijk dat de deelnemers in de exposure conditie wel het gevoel hadden dat de onderzoekers en/of andere participanten hun antwoorden konden zien, maar dat zij zich desondanks niet minder veilig voelden om eerlijk te antwoorden. Ook moesten COVID-19 regels in acht genomen worden, waardoor in de exposure conditie de deelnemers niet dicht genoeg bij elkaar konden zitten om elkaars laptopschermen te zien. De onderzoekers waren onbekenden van de deelnemers en van ongeveer dezelfde leeftijd. Mogelijk neemt het gevoel van veiligheid om eerlijk te antwoorden af wanneer de onderzoekers een grotere sociale bedreiging vormen. Een autoriteitsfiguur zoals een universitair docent zou wellicht een meer bedreigende experimentleider zijn.

Een kanttekening die bij de samenstelling van de huidige steekproef geplaatst kan worden, is dat een groep niet-hetero vrouwen onderzocht werd maar dat geen rekening werd gehouden met onderlinge verschillen binnen deze groep. Van de 55 niet-hetero vrouwen identificeerden 33 zich als biseksueel, 7 als weet ik niet, 6 als panseksueel, 3 als lesbisch, en 4 als anders, bijvoorbeeld queer, aangetrokken tot mensen, of sapioseksueel. Omdat de niet-hetero vrouwen zich op vlak van seksualiteit erg uiteenlopend identificeren, valt het lastig te bepalen in hoeverre bevindingen voor deze groep als geheel gelden. Vervolgonderzoek dient uit te wijzen of er verschillen zijn tussen bijvoorbeeld lesbische vrouwen, biseksuele vrouwen en vrouwen die niet weten hoe ze hun seksualiteit zouden labelen. Daarbij is het voor een completer beeld van belang om ook de eerlijkheid in zelfrapportage bij verschillende groepen niet-heteromannen en non-binaire mensen te onderzoeken.

Kortom, daar waar eerdere onderzoeken een discrepantie lieten zien in het aantal sekspartners tussen heteromannen en heterovrouwen vindt deze studie een overeenkomst in het gemiddelde aantal sekspartners tussen heteromannen, heterovrouwen en niet-hetero vrouwen. Bovendien bleek dat onze deelnemers wel degelijk eerlijk lijken te rapporteren over hun aantal sekspartners. Eerder onderzoek laat zien dat seksualiteit een domein is waar genderverschillen belangrijk zijn (bijvoorbeeld Hyde et al., 2019; Laan et al., 2021; Petersen & Hyde, 2010; Vanwesenbeeck, 2009). Alexander en Fisher (2003) betoogden dat verschillen mogelijk een resultaat zijn van tekortkomingen van zelfrapportage: door verschillende verwachtingen voor mannen en vrouwen over seksueel gedrag wordt er door heterovrouwen over het algemeen ondergerapporteerd bij zelfrapportage over seksueel gedrag, terwijl dit bij mannen over het algemeen niet zo is. Deze bevinding wordt met dit experiment genuanceerd, in onze steekproef en anno 2022 bleek zelfrapportage wel een betrouwbare bron van informatie. De vraag blijft echter in hoeverre resultaten te generaliseren zijn. Verdere replicaties zijn nodig om tot solide conclusies te komen. De huidige resultaten geven in ieder geval een hoopvolle verwachting voor de bruikbaarheid van zelfrapportage in toekomstig onderzoek naar seksueel gedrag.

Dankbetuiging

Graag willen wij Negin Haghighi, Tessa Janke en Pablo Prillwitz bedanken voor het meehelpen aan het onderzoek.

Dit onderzoek is uitgevoerd in het kader van een afstudeerscriptie van de masteropleiding

Gezondheidszorgpsychologie.

Belangenconflict

Bij dit onderzoek is er geen sprake van een belangenconflict.

Literatuur

Alexander, M. G., & Fisher, T. D. (2003). Truth and consequences: Using the bogus pipeline to examine sex differences in self-reported sexuality. The Journal of Sex Research, 40(1), 27–35. https://doi.org/10.1080/00224490309552164

Boyer, R., & Galupo, M. (2015). ‘Prove it!’ same-sex performativity among sexual minority women and men. Psychology & Sexuality, 6(4), 357–368. https://doi.org/10.1080/19419899.2015.1021372

Brown, W. (1910). Some experimental results in the correlation of mental abilities. British Journal of Psychology, 1904-1920, 3(3), 296–322. https://doi.org/10.1111/j.2044-8295.1910.tb00207.x

Chan, D. (2009). So why ask me? Are self-report data really that bad? Statistical and Methodological Myths and Urban Legends: Doctrine, Verity and Fable in the Organizational and Social Sciences, 309–336. Routledge/Taylor & Francis Group.

Crawford, M., & Popp, D. (2003). Sexual Double Standards: A Review and Methodological Critique of Two Decades of Research. Journal of sex research, 40, 13–26. https://doi.org/10.1080/00224490309552163

Endendijk, J. J., van Baar, A. L., & Deković, M. (2020). He is a stud, she is a slut! A meta-analysis on the continued existence of sexual double standards. Personality and Social Psychology Review, 24(2), 163–190. https://doi.org/10.1177/1088868319891310

European Institute for Gender Equality (EIGE). (2021). Gender equality index 2021. Opgehaald 20 mei, 2022, van https://eige.europa.eu/gender-equality-index/2021/compare-countries

Field, A. (2013). Discovering statistics using IBM SPSS statistics (4th ed.). SAGE Publications.

Fisher, W. A., Byrne, D., White, L. A., & Kelley, K. (1988). Erotophobia-erotophilia as a dimension of personality. Journal of Sex Research, 25(1), 123–151. https://doi.org/10.1080/00224498809551448

Geer, J. H., & Robertson, G. G. (2005). Implicit attitudes in sexuality: Gender differences. Archives of Sexual Behavior, 34(6), 671–677. https://doi.org/10.1007/s10508-005-7923-8

Gnambs, T., & Kaspar, K. (2015). Disclosure of sensitive behaviors across self-administered survey modes: A meta-analysis. Behavior Research Methods, 47(4), 1237–1259. https://doi.org/10.3758/s13428-014-0533-4

Greenwald, A., Nosek, B. A., & Banaji, M. R. (2003). Understanding and using the implicit association test: I. An improved scoring algorithm. Journal of Personality and Social Psychology, 85(2), 197–216. https://doi.org/10.1037/0022-3514.85.2.197

Hendrick, C., Hendrick, S. S., & Reich, D. A. (2006). The brief sexual attitudes scale. The Journal of Sex Research, 43(1), 76–86. https://doi.org/10.1080/00224490609552301

Hyde, J. S. (2005). The gender similarities hypothesis. American Psychologist, 60(6), 581-592. https://doi.org/10.1037/0003-066X.60.6.581

Hyde, J., Bigler, R., Joel, D., Tate, C., & van Anders, S. (2019). The future of sex and gender in psychology: Five challenges to the gender binary. The American Psychologist, 74(2), 171–193. https://doi.org/10.1037/amp0000307

IBM Corp. (2017). IBM SPSS Statistics for Windows (25.0) [Computer software]. IBM Corp. Jokela, M. (2020). Selective residential mobility and social influence in the emergence of neighborhood personality differences: Longitudinal data from Australia. Journal of Research in Personality, 86, 103953.

Kalish, R., & Kimmel, M. (2011). Hooking up. Australian Feminist Studies, 26(67), 137–151. https://doi.org/10.1080/08164649.2011.546333

Kang, M., Ragan, B. G., & Park, J.-H. (2008). Issues in outcomes research: An overview of randomization techniques for clinical trials. Journal of Athletic Training, 43(2),215–221.

KNAW. (2018). Replication studies - Improving reproducibility in the empirical sciences, Amsterdam, KNAW.

Kowalski, B. M., & Scheitle, C. P. (2020). Sexual identity and attitudes about gender roles. Sexuality & Culture, 24(3), 671–691. https://doi.org/10.1007/s12119-019-09655-x

Laan, E. T. M., Klein, V., Werner, M. A., van Lunsen, H. W. & Janssen, E. (2021). In pursuit of pleasure: A biopsychosocial perspective on sexual pleasure and gender. International Journal of Sexual Health. https://doi.org/10.1080/19317611.2021.1965689

Luquis, R. R., Brelsford, G. M., & Rojas-Guyler, L. (2012). Religiosity, spirituality, sexual attitudes, and sexual behaviors among college students. Journal of Religion and Health, 51(3), 601–614.

Petersen, J., & Hyde, J. (2010). A meta-analytic review of research on gender differences in sexuality, 1993-2007. Psychological Bulletin, 136, 21–38. https://doi.org/10.1037/a0017504

Sanders, S. A., & Reinisch, J. M. (1999). Would you say you “had sex” if . . . ? Journal of the American Medical Association, 281(3), 275–277. https://doi.org/10.1001/jama.281.3.275

Sartori, G., Agosta, S., Zogmaister, C., Ferrara, S. D., & Castiello, U. (2008). How to accurately detect autobiographical events. Psychological Science, 19(8), 772–780. https://doi.org/10.1111/j.1467-9280.2008.02156.x

Schechory, M., & Ziv, R. (2007). Relationships between gender role attitudes, role division, and perception of equity among heterosexual, gay and lesbian couples. Sex Roles, 56(9), 629-638. https://doi.org/10.1007/s11199-007-9207-3

Sewell, K. K., & Strassberg, D. S. (2015). How do heterosexual undergraduate students define having sex? A new approach to an old question. The Journal of Sex Research, 52(5), 507–516. https://doi.org/10.1080/00224499.2014.888389

Spearman, C. (1910). Correlation calculated from faulty aata. British Journal of Psychology, 1904-1920, 3(3), 271–295. https://doi.org/10.1111/j.2044-8295.1910.tb00206.x

Suchotzki, K., Verschuere, B., Van Bockstaele, B., Ben-Shakhar, G., & Crombez, G. (2017). Lying takes time: A meta-analysis on reaction time measures of deception. Psychological Bulletin, 143(4), 428-553. https://doi.org/10.1037/bul0000087

Træen, B., & Martinussen, M. (2008). Attitudes toward sexuality among straight and queer university students from Cuba, Norway and South Africa. Scandinavian Journal of Psychology, 49(1), 39–47. https://doi.org/10.1111/j.1467-9450.2007.00603.x

Vanwesenbeeck, I. (2009). Doing gender in sex and sex research. Archives of Sexual Behavior, 38(6), 883–898. https://doi.org/10.1007/s10508-009-9565-8

Verschuere, B., & Kleinberg, B. (2017). Assessing autobiographical memory: The web-based autobiographical Implicit Association Test. Memory, 25(4), 520-530. https://doi.org/10.1080/09658211.2016.1189941