Abstract
Agtergrond en doelwitte
Om huidige leemtes rondom sifting vir problematiese pornografiegebruik (PPU) aan te spreek, het ons aanvanklik 'n ses-item Brief Pornography Screen (BPS) ontwikkel en getoets wat die afgelope ses maande oor PPU gevra het.
Metodes en Deelnemers
Ons het vyf onafhanklike monsters van die VSA en Pole gewerf om die psigometriese eienskappe van die BPS te evalueer. In Studie 1 het ons die faktorstruktuur, betroubaarheid en geldigheidselemente geëvalueer deur 'n steekproef van 224 Amerikaanse veterane te gebruik. Een item van die BPS is in Studie 1 laat vaar weens lae itemonderskrywing. In Studie 2 en 3 het ons die vyf-item die faktorstruktuur van die BPS verder ondersoek en die betroubaarheid en geldigheid daarvan in twee nasionale verteenwoordigende steekproewe van die VSA geëvalueer (N = 1,466, N = 1,063 4 onderskeidelik). In Studie 703 het ons die faktorstruktuur bevestig en die geldigheid en betroubaarheid daarvan geëvalueer deur 'n steekproef van 5 Poolse volwassenes te gebruik. In Studie 105 het ons die voorgestelde afsnytelling vir die skerm bereken deur 'n steekproef van XNUMX manlike pasiënte te gebruik wat behandeling vir kompulsiewe seksuele gedragsversteuring (CSBD) soek.
Results
Bevindinge van 'n hoofkomponent-analise en bevestigende faktoranalise het 'n een-faktor oplossing ondersteun wat hoë interne konsekwentheid opgelewer het (α = 0.89–0.90), en ontleed verder ondersteunde elemente van konstruk-, konvergente-, kriterium- en diskriminante geldigheid van die nuut ontwikkelde skerm. Resultate van 'n Receiver Operating Characteristic (ROC)-kromme het 'n afsnytelling van vier of hoër voorgestel vir die opsporing van moontlike PPU.
Gevolgtrekkings
Die BPS blyk psigometries gesond, kort en maklik om te gebruik in verskeie omgewings met 'n hoë potensiaal vir gebruik in populasies oor internasionale jurisdiksies te wees.
Inleiding
Tans is daar aansienlike debat onder klinici en navorsers oor hoe om oormatige/problematiese betrokkenheid by seksuele gedrag die beste te klassifiseer (Kraus, Voon, & Potenza, 2016b), en geleerdes het klassifikasies voorgestel, insluitend hiperseksuele versteuring (Kafka, 2010), impulsbeheerversteuring (Grant et al., 2014; Kraus et al., 2018), nie-parafiliese kompulsiewe seksuele gedragsversteuring (CSBD) (Coleman, Raymond, & McBean, 2003), of gedragsverslawing (Kor, Fogel, Reid en Potenza, 2013). Problematiese pornografiegebruik (PPU) kan gegroepeer word met ander seksuele gedrag wat voldoen aan diagnostiese kriteria vir CSBD soos gedefinieer in die ICD-11 (Kraus et al., 2018). CSBD word beskryf as 'n aanhoudende patroon van versuim om intense, herhalende seksuele impulse of drange te beheer, wat lei tot herhalende seksuele gedrag oor 'n lang tydperk (bv. 6 maande of meer) wat merkbare nood of belemmering in sosiale, beroeps- of ander belangrike areas van funksionering (Kraus et al., 2018; Wêreldgesondheidsorganisasie, 2018). Die huidige studie het die psigometriese eienskappe van 'n nuut ontwikkelde selfverslagskerm geëvalueer wat ontwerp is om vir waarskynlike PPU te assesseer in vyf monsters wat bestaan uit nie-kliniese en kliniese volwassenes.
Prevalensieskattings van CSBD onder kliniese en nie-kliniese bevolkings bly ontwykend (Gola & Potenza, 2018; Kraus, Voon, et al., 2016b). 'n Onlangse studie van 2,325 8.6 Amerikaanse volwassenes het bevind dat 7.0% van die verteenwoordigende steekproef (10.3% van vroue en XNUMX% van mans) klinies-relevante vlakke van nood en/of gestremdheid onderskryf wat verband hou met kommer oor die beheer van seksuele gevoelens, drange en gedrag (Dickenson, Gleason, Coleman, & Miner, 2018). Spesifiek vir pornografiegebruik, het data van 'n Amerikaanse nasionaal verteenwoordigende steekproef van 2,075 XNUMX internetgebruikers gevind dat ongeveer die helfte (n = 1,056 11) het die afgelope jaar gebruik van pornografie aangemeld, en 3% van mans en XNUMX% van vroue het "verslaaf gevoel aan pornografie" (Grubbs, Kraus en Perry, 2019b). Voorlopige bewyse wat van Amerikaanse militêre veterane ingesamel is, het 'n verhoogde koers van kompulsiewe seksuele gedrag voorgestel (Smith et al., 2014); Studies het egter tipies nie PPU onder Amerikaanse veterane ondersoek nie, 'n groep wat opgemerk is met hoë kliniese comorbiditeite en impulsiwiteit (James, Strom en Leskela, 2014).
Verder, onder individue wat behandeling vir SSBD soek, rapporteer die meeste (>80%) kommer oor pornografiegebruik (Gola et al., 2018; Kraus, Potenza, Martino, & Grant, 2015b; Reid et al., 2012; Scanavino et al., 2013). Vir hierdie individue word PPU dikwels gekenmerk deur drang, verminderde selfbeheersing, gebreke in funksionering en die gebruik van pornografie om angs of disforiese bui te hanteer (Kraus, Martino, & Potenza, 2016a; Wordecha et al., 2018). Individue wat behandeling soek vir PPU en ander seksuele gedrag rapporteer dikwels psigiatriese bekommernisse, insluitend depressie, angs en dwelmgebruikversteurings (Kraus, Potenza et al., 2015b).
Om PPU te identifiseer, is veelvuldige selfverslagskale ontwikkel en getoets, insluitend die Problematic Pornography Use Scale (PPUS) (Kor et al., 2014), Kompulsiewe pornografieverbruikskaal (CPC) (Noor, Rosser en Erickson, 2014), Kuberpornografie Gebruik Inventaris (CPUI/CPUI-9) (Grubbs, Sessoms, Wheeler, & Volk, 2010; Grubbs, Volk, Exline, & Pargament, 2015), Pornografieverbruiksvoorraad (PCI) (Reid, Li, Gilliland, Stein en Fong, 2011b), Pornography Craving Questionnaire (PCQ) (Kraus & Rosenberg, 2014), en Problematiese Pornografie-verbruikskaal (PPCS) (Bothe et al., 2018), en Problematiese Pornografie-verbruikskaal (PPCS-6) (Bőthe, Tóth-Király, Demetrovics, & Orosz, 2020). Alhoewel elkeen sterk punte het, het baie van hierdie selfverslagvraelyste beperkings en is hulle dikwels nie aan streng psigometriese toetse onderwerp nie (sien Fernandez & Griffiths, 2019 vir bespreking oor pornografiemaatreëls). Byvoorbeeld, hulle is tipies ontwikkel en getoets op nie-kliniese, geriefsmonsters in Westerse lande, het dikwels nie 'n verenigde teoretiese of diagnostiese raamwerk nie, assesseer veelvuldige en verskillend simptoomdomeine, en het nie 'n voorgestelde kliniese afsnypunt vir die bepaling van wat verder deur geestesgesondheidswerkers geëvalueer moet word. Alhoewel hierdie probleme in hul eie reg kommerwekkend is, is dit selfs meer kommerwekkend in die lig van die diagnostiese erkenning van SSBD. In Junie 2019 is CSBD amptelik by die ICD-11 gevoeg (Wêreldgesondheidsorganisasie, 2018) en met die hoë samekoms van PPU, is die ontwikkeling van kort, robuuste en psigometries gesonde siftingsinstrumente vir PPU baie nodig om huidige leemtes in die veld aan te spreek.
Doelwitte van die huidige studie
In die lig van die beperkings hierbo beskryf die huidige werk die ontwikkeling van 'n kort siftingsinstrument Kort pornografieskerm (BPS) om PPU in vyf onafhanklike studies te identifiseer. In Studie 1 het ons 283 Amerikaanse militêre veterane se graderings van ooreenkoms met die voorgestelde items ondersoek, 'n hoofkomponent-analise uitgevoer en die interne betroubaarheid en geldigheid van die BPS beoordeel. In Studie 2 het ons die Omnibus-diens wat deur Qualtrics Survey Software verskaf word gebruik om 2,075 3 Amerikaanse volwassenes te werf wat ooreenstem met Amerikaanse verteenwoordigende norme om die enkelfaktorstruktuur van die skerm te herbevestig, die interne betroubaarheid daarvan te assesseer en die verhoudings tussen die BPS en maatstawwe van psigopatologie. In Studie 1,063 het ons die Turkprime-paneeldiens gebruik om die BPS-faktorstruktuur in 4 703 Amerikaanse volwassenes te heroorweeg wat weer ooreenstem met verteenwoordigende norme en korrelasies met maatstawwe van psigopatologie ondersoek. In Studie 5 het ons 105 gemeenskapsgebaseerde Poolse volwassenes gewerf om die faktorstruktuur verder te bevestig in 'n nie-VSA-steekproef en interne konsekwentheid en geldigheid te assesseer. In Monster XNUMX het ons die kliniese kenmerke van XNUMX manlike pasiënte in Pole ondersoek wat behandeling vir PPU soek om die aanbevole kliniese afsnytelling vas te stel. Werwing vir alle studies word in meer besonderhede in die Aanvullende materiale.
Statistiese ontledings vir studies 1–5
In Studies 1 en 4 het ons SPSS-19 gebruik vir beskrywende statistieke, chi-kwadrate, hoofkomponent-analise, Pearson-produk-oomblikkorrelasies, ANCOVA's en onafhanklike t-tests.
In Studies 2 en 3 het ons ons CFA-modelle uitgevoer deur die lavaan (Rosseel, 2011) pakket vir R, met behulp van diagonaal geweegde kleinste kwadrate skatting, wat nie normaliteit of homoscedastisiteit van residue veronderstel nie en verkieslik is vir ordinale data (Flora en Curran, 2004). Vir Studie 5 het ons SPSS-19 gebruik vir die uitvoer van Receiver Operating Characteristic (ROC) kurwe-ontledings.
Bestudeer 1
Metode
Prosedure en deelnemers
Studie 1 is uitgevoer met data van die Survey of Experiences of Returning Veterans (SERV)-projek, wat militêre veterane regoor die VSA gewerf het (Kraus et al., 2017; Smith et al., 2014). Die algemene prosedures wat gebruik word om deelnemers te werf en die SERV-projek uit te voer, is elders beskryf (Kraus et al., 2017). Studie-toelatingsvereistes was soos volg: (a) geskei (ontslaan) van die Amerikaanse weermag; (b) 'n veteraan van Irak, Afghanistan of omliggende eras; (c) minstens 18 jaar oud is; (d) Engelssprekende; en, (e) woon in die VSA Gedeeltes van hierdie datastel is voorheen gepubliseer in die volgende koerante (Decker et al., 2019; Moisson et al., 2019; Scoglio et al., 2017; Turban, Potenza, Hoff, Martino, & Kraus, 2017, Turban, Shirk, Potenza, Hoff en Kraus, 2020), maar nie een van hierdie vraestelle het op die struktuur of geldigheid van die BPS gefokus nie.
Voorbeeld eienskappe
Van 283 deelnemers wat ondervra is, was die meeste manlik (70.6%, n = 197) met 'n gemiddelde ouderdom van 35.1 (SD = 9.2) jaar. Voorbeeldeienskappe word gelys in Aanvullende Tabel 1.
maatreëls
Die eerste skrywer het die aanvanklike ses items op die BPS ontwikkel as 'n moontlike maatstaf van PPU in Amerikaanse veteraanmonsters. Hierdie items is aanvanklik gegenereer toe die eerste skrywer besig was om 'n postdoktorale genootskap in sielkunde te voltooi. Items is gegenereer op grond van kliniese interaksies met pasiënte en voortgesette werk van vorige studies wat kliniese korrelate van PPU ondersoek (sien Kraus, Martino et al., 2016a; Kraus & Rosenberg, 2014). Vervolgens is die voorgestelde items gekruis deur twee ander spanlede voordat dit in Studie 1 geëksamineer is.
In Studie 1 is die BPS aan deelnemers gegee, wat ontwerp is om individue te identifiseer wat probleme aanmeld om hul gebruik van pornografie te bestuur. Die aanvanklike skaal het uit ses items bestaan. Deelnemers is gevra: "In die afgelope 6 maande, het enige van hierdie situasies met jou gebeur met betrekking tot jou gebruik van pornografie?" Itemreaksies was 0 (nooit), 1 (soms) en 2 (baie dikwels), met 'n telling van 0 tot 12. Sien Tabel 1 vir die presiese bewoording van die BPS.
Tabel 1.Studie 1, Frekwensietelling van ooreenkoms vir die ses items van die Brief Pornography Screen (BPS) onder Amerikaanse veterane (N = 222)
Items | Nooit (%) | Soms (%) | Baie gereeld (%) | M (SD) | Komponent matriks |
Jy vind dat jy pornografie meer gebruik as wat jy wil. | 60.5 | 29.6 | 9.9 | 1.49 (0.67) | 0.80∗ |
Jy het probeer om "terug te sny" of op te hou om pornografie te gebruik, maar was onsuksesvol. | 73.5 | 18.8 | 7.2 | 1.33 (0.61) | 0.82∗ |
Jy vind dit moeilik om sterk drange om pornografie te gebruik te weerstaan. | 61.9 | 28.7 | 9.0 | 1.47 (0.66) | 0.84∗ |
Jy vind dat jy pornografie gebruik om sterk emosies te hanteer (bv. hartseer, woede, eensaamheid, ens.). | 68.6 | 20.2 | 10.8 | 1.42 (0.68) | 0.73∗ |
Jy gaan voort om pornografie te gebruik al voel jy skuldig daaroor. | 61.4 | 25.6 | 12.6 | 1.51 (0.71) | 0.76∗ |
Mense het kommer uitgespreek oor jou gebruik van pornografie. | 90.6 | 5.8 | 3.1 | 1.12 (0.41) | 0.49 |
nota. Komponentladings in vetdruk dui hoër ladings op daardie komponent aan. Data oor twee deelnemers ontbreek.
Komponent 1 = 3.75; Persentasie van variansie = 62.5%.
*Vetgedrukte items is in die finale weergawe behou.
M = gemiddelde; SD = standaardafwyking.
Ons het ook die Seksuele Gedrag en Pornografie Geskiedenis Vraelys (Rosenberg & Kraus, 2014) om deelnemers se seksuele geskiedenis en pornografiegebruikskenmerke te assesseer, die PCQ (Kraus & Rosenberg, 2014) om drang na pornografie te bepaal (α = 0.83), en die PPUS (Kor et al., 2014) om kenmerke wat met PPU geassosieer word te assesseer (α = 0.83). Die UPPS-P Impulsiewe Gedragskaal (Cyders, Littlefield, Coffey en Karyadi, 2014; Lynam, Smith, Whiteside, & Cyders, 2006) is 'n 45-item vraelys wat algehele impulsiwiteit (α = 0.80) en Voorbedagtenis (gebrek aan) (α = 0.84), negatiewe dringendheid (α = 0.81), Positiewe dringendheid (α = 0.81), Sensasiesoekend (α = 0.84), en Volharding (gebrek aan) komponente (α = 0.83), en die Hiperseksuele Gedrag Inventaris (HBI) (Reid, Garos, & Carpenter, 2011a) om kenmerke van hiperseksualiteit te meet (α = 0.82). 'n Bykomende vraag het veterane se belangstelling in die ontvangs van behandeling vir spesifieke CSBD-gedrag(e) beoordeel (bv. kompulsiewe pornografie, toevallige/anonieme seks, ens.).
Etiek
Die Institusionele Hersieningsraad van die Departement van Veteranesake het die studie goedgekeur. Alle deelnemers het ingeligte skriftelike toestemming gegee voor betrokkenheid by die studie.
Results
Pornografiegebruik en seksuele praktyke onder veterane
Een-en-twintig persent (n = 59) van deelnemers het gerapporteer dat hulle nooit pornografie gekyk het nie. Ongeveer 51% (n = 42) van vroue het aangedui dat hulle nooit pornografie gebruik het nie in vergelyking met 8.6% van mans (n = 17), χ2 (5) = 96.15, P < 0.001, Cramer's V = 0.59. Omdat die huidige studie gefokus het op die psigometriese evaluering van die BPS om PPU te assesseer, het ons hierdie 59 pornografiese nie-gebruikers uit die studie verwyder, wat 220 individue gelaat het vir daaropvolgende ontledings.
Itemvermindering en faktorstruktuur van die Brief Pornography Screen (BPS)
Ons het eers itemvermindering uitgevoer deur die itemtotaal-korrelasies van die aanvanklike ses items (Tabel 1). Alle items was matig gekorreleer (rs = 0.31–0.70, P < 0.001), wat daarop dui dat niemand op hierdie basis uitgeskakel kan word nie. Tweedens het ons die frekwensietellings vir elke vlak van ooreenkoms vir elk van die ses items op die BPS ondersoek om enige items te identifiseer wat 'ongebalanseerd' was (Clark en Watson, 1995). Deur hierdie besluitreël te gebruik, was een item (“Mense het kommer uitgespreek”) geskik vir uitskakeling; ons het egter al ses items aan hoofkomponent-analise (ongedraai) onderwerp vir verdere itemverminderingsdoeleindes.
Hoofkomponentanalise (PCA) word dikwels gebruik vir itemvermindering in skaalontwikkeling, en PCA en verkennende faktoranalise (EFA) lewer dikwels soortgelyke resultate (Schneeweiss & Mathes, 1995). As gevolg van die eenvoud van die BPS (oorspronklik 6 items) en sy enkele onderliggende faktor, was ons doel eenvoudig om die aantal items te verminder terwyl soveel as moontlik van die oorspronklike afwyking behou word (Conway & Huffcutt, 2003). As die BPS egter veelvuldige faktore ingesluit het, en ons belangstel in die verband tussen daardie faktore, sou EFA of strukturele vergelykingmodellering (SEM) oorweeg word. Hieronder rapporteer ons die resultate vir die PCA.
Resultate het slegs een komponent opgelewer met 'n eiewaarde van 3.75, wat verantwoordelik was vir 62.5% van die totale variansie (Tabel 1). Slegs die voorheen geïdentifiseerde ongebalanseerde item het nie hoë beladings (≥0.50) en gemeenskappe (>0.40) gehad nie; gebruik hierdie besluitreël (Costello & Osborne, 2005), is die item laat vaar. Die vyf oorblywende items het hoë interne konsekwentheidskoëffisiënt (α = 0.89), saamgestelde betroubaarheid (0.92) en 'n matige gemiddelde inter-item korrelasie (r = 0.62), wat die eendimensionaliteit van die BPS ondersteun (Clark en Watson, 1995).
Konstruksie-, konvergente-, kriterium- en diskriminante geldigheid van die BPS
Om een element van konstrukgeldigheid te evalueer, het ons eers ondersoek of BPS-tellings verskil as 'n funksie van die hoeveelheid pornografie wat gekyk is, nadat dit vir geslag aangepas is. ANCOVA-resultate het 'n beduidende hoofeffek vir pornografiegebruiksfrekwensie aangedui, F (3, 216) = 14.32, P < 0.001, gedeeltelike η2 = 0.12. Deur gebruik te maak van post-hoc vergelykings (Bonferroni-gekorrigeer) het ons gevind dat daaglikse pornografiegebruikers (M = 4.39, SD = 2.10, SE = 0.48) het aansienlik hoër BPS-tellings gehad as weeklikse gebruikers (M = 2.53, SD = 0.73, SE = 0.29), wat op sy beurt hoër BPS-tellings gehad het as maandelikse gebruikers (M = 1.45, SD = 0.36, SE = 0.25). Ons het ook Pearson-produk-oomblikkorrelasies bereken om die verwantskappe tussen studieveranderlikes te assesseer, en ter ondersteuning van konvergente geldigheid het ons 'n positiewe en robuuste korrelasie tussen die PPUS- en BPS-tellings gevind (sien Tabel 2 vir tweeveranderlike korrelasies volgens geslag). Ter ondersteuning van kriteriumgeldigheid het ons positiewe maar matige korrelasies tussen die BPS-, HBI- en PCQ-tellings gevind. Ter ondersteuning van diskriminante geldigheid was die BPS grootliks nie verwant aan impulsiwiteit nie, alhoewel vir mans, en nie vroue nie, negatiewe en positiewe dringendheid positief geassosieer is, alhoewel swak, met BPS-tellings.
Tabel 2.Studie 1, Korrelasies en gemiddeldes en standaardafwykings vir studieveranderlikes van belang vir Amerikaanse veterane
Veranderlike | Kort pornografiese skerm | Range | |||
Vroue (n = 40) | Mans (n = 180) | ||||
r | M (SD) | r | M (SD) | ||
Kort pornografiese skerm | - | 0.80 (1.73) | - | 2.55 (2.87) | 0-10 |
Pornografie Hunker Vraelys | 0.32∗ | 2.03 (0.95) | 0.45∗∗ | 2.95 (1.34) | 1-7 |
Problematiese Pornografie Gebruik Skaal | 0.77∗∗ | 1.27 (0.50) | 0.75∗∗ | 1.92 (0.98) | 1-5.7 |
Hiperseksuele Gedrag Inventaris | 0.66∗∗ | 27.1 (9.0) | 0.60∗∗ | 34.8 (15.4) | 18-95 |
UPPS-P Negatiewe dringendheid | 0.29 | 2.27 (0.51) | 0.30∗∗ | 2.36 (0.52) | 1.3-3.9 |
UPPS-P Gebrek aan voorbedagtenis | 0.11 | 2.07 (0.44) | -0.03 | 2.08 (0.40) | 1.2-3.3 |
UPPS-P Gebrek aan deursettingsvermoë | 0.18 | 1.79 (0.42) | 0.11 | 1.94 (0.48) | 1.0-3.4 |
UPPS-P Sensasie Soek | -0.02 | 2.61 (0.48) | 0.05 | 2.87 (0.37) | 1.2-4.0 |
UPPS-P Positiewe dringendheid | 0.22 | 1.94 (0.44) | 0.22∗∗ | 2.23 (0.48) | 1.1-3.6 |
nota. ∗P < 0.05, ∗∗P <0.01.
M = gemiddelde; SD = standaardafwyking.
Seksuele gedrag behandeling
Van die 220 veterane wat ondervra is oor hul pornografiebesigtiging (sien Aanvullende Tabel 1), het nege aangedui dat hulle belangstel in behandeling vir PPU. Alle individue was manlik (9 van 180 mans, 5%). Die BPS gemiddelde telling op die oorblywende vyf items vir die nege mans was 6.67 (SD = 2.95). Alle daaropvolgende Studies (2–5) het die vyf-item BPS vir hul ontledings gebruik aangesien dit na Studie 1 uitgevoer is.
Bestudeer 21
Metode
Prosedures en Deelnemers
Deur gebruik te maak van die Omnibus-diens wat deur Qualtrics Survey Software verskaf word, het ons 'n nasionale verteenwoordigende VSA (nie-waarskynlikheidsteekproef gebaseer op 2010-sensusnorme vir ouderdom, geslag, ras, etnisiteit, inkomste en Amerikaanse Sensusstreek) gewerf vir 'n deursneestudie van volwassenes (N = 2,075 51; XNUMX% vroue [n = 1,059 49], XNUMX% mans [n = 1,016 XNUMX]; Mouderdom = 44.8, SD = 16.7).
Gedeeltes van hierdie datastel is elders in die volgende vraestelle beskryf, maar nie een van die vraestelle het op die struktuur of geldigheid van die BPS gefokus nie (sien Grubbs, Kraus et al., 2019b; Grubbs, Kraus, Perry, Lewczuk en Gola, 2020).
maatreëls
Ontledings was beperk tot volwassenes wat erken het dat hulle die afgelope jaar pornografie gekyk het (N = 1,058 66, 1% mans). Pornografie-gebruiksgedrag is deur drie items geassesseer. Spesifiek, ons het deelnemers gevra hoe gereeld hulle die afgelope jaar doelbewus alleen pornografie gekyk het. Ons het deelnemers ook gevra hoe gereeld hulle die afgelope jaar na pornografie gemasturbeer het. Vir beide vrae het antwoorde gewissel van XNUMX (glad nie) na 8 (een keer per dag of meer). 'n Enkele item het deelnemers gevra om in minute te rapporteer hoeveel tyd hulle daagliks spandeer het om pornografie te kyk.
Spesifiek tot hierdie steekproef en benewens die BPS, het ons ook sielkundige nood geassesseer deur drie depressieverwante items en twee angsverwante items uit die Cross-Cutting Simptoom Measure vir die DSM-5 (Narrow et al., 2013). Ons het drie CPUI-9 items geadministreer (Grubbs et al., 2015) om spesifieke reaksies op of oortuigings oor pornografiegebruik te assesseer. Elke item is op 'n skaal van 1 (verskil sterk) na 7 (sterk saamstem). Hierdie gesiggeldige items is geneem uit die CPUI-9 subskale: Waargenome kompulsiwiteit (bv. "Ek glo ek is verslaaf aan pornografie"), toegangspogings (bv. "Ek het dinge uitgestel wat ek moes doen om pornografie te sien") , en emosionele nood (bv. "Ek voel depressief nadat ek pornografie gekyk het"). Al drie items hou wesenlik verband met pornografie-gebruiksgedrag (Grubbs, Wilt, Exline, & Pargament, 2018a; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament, & Kraus, 2018b).
Etiek
Die Institusionele Hersieningsraad van die Departement Bowling Green State University het Studie 2 as vrygestel goedgekeur. Alle deelnemers het elektroniese ingeligte toestemming verskaf voor betrokkenheid by die studie.
Results
Ons het 'n bevestigende faktoranalise (CFA) uitgevoer deur diagonaal-geweegde kleinste-kwadrate (DWLS) skatting met robuuste afwykings te gebruik, aangesien DWLS skatting nie normaliteit of homoscedastisiteit van residue veronderstel nie en verkieslik is vir ordinale data (Flora en Curran, 2004). Hierdie analise het uitstekende BPS-passing vir 'n eendimensionele faktorstruktuur (Robuust χ2 (5) = 3.06, P = 0.69; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA < 0.001, SRMR = 0.01). Gemiddelde BPS-telling was laag (M = 1.56, SD = 2.53), en ontleding van interne betroubaarheid het hoë interne konsekwentheid aan die lig gebring (α = 0.90). Mans het hoër BPS-tellings behaal (M = 2.24, SD = 2.81) as vroue (M = 1.70, SD = 2.60); t (2, 1,056) = 3.05, P <0.001, Cohen's d = 0.20).
BPS-tellings was positief geassosieer met veelvuldige maatstawwe in verwagte rigtings. BPS-tellings is positief geassosieer met stellings van, "Ek is verslaaf aan pornografie" (r = 0.620, P < 0.001), "Ek voel depressief nadat ek pornografie gekyk het" (r = 0.47, P < 0.001), en "Ek het dinge uitgestel wat ek moes doen om pornografie te sien" (r = 0.59, P < 0.001). BPS-tellings was positief geassosieer met frekwensie van pornografie-kyk oor die afgelope jaar (r = 0.39, P < 0.001), masturbeer tot pornografie oor die afgelope jaar (r = 0.40, P < 0.001), gemiddelde daaglikse minute spandeer om pornografie te kyk (r = 0.23, P < 0.001), en algemene gevoelens van sielkundige nood (r = 0.34, P <0.001).
Bestudeer 32
Metode
Prosedures en Deelnemers
Data van 470 internetgebruikende volwassenes met pornografiegebruik in die afgelope jaar is ontleed uit 'n groter steekproef van 1,063 2010 Amerikaanse volwassenes wat ooreenstem met Amerikaanse nasionaal verteenwoordigende norme gebaseer op XNUMX Amerikaanse nasionaal verteenwoordigende norme (gebaseer op Amerikaanse sensusdata) vir ouderdom, geslag, etnisiteit, ras, Amerikaanse sensusstreek en inkomste. Hierdie nie-waarskynlikheidsteekproef is gewerf en vergoed deur die Turkprime-paneeldiens (Litman, Robinson en Abberbock, 2017).
Gedeeltes van hierdie datastel is voorheen gepubliseer in die volgende vraestelle (Grubbs et al., 2020; Grubbs & Gola, 2019; Grubbs, Grant; Engelman, 2019a; Grubbs, Warmke, Tosi, James en Campbell, 2019d); nie een van die studies het egter op die struktuur of geldigheid van die BPS gefokus nie.
maatreëls
In ooreenstemming met Studie 2, het ons ontledings beperk tot diegene wat die afgelope jaar pornografiegebruik aangemeld het (N = 470; Mouderdom = 44.9; SD = 15.9; 72% mans). Pornografiegebruiksgedrag is geassesseer, soos in Studie 2, met behulp van die BPS en maatstawwe van frekwensie van eensame pornografiegebruik, frekwensie van masturbasie tot pornografie, en gemiddelde daaglikse gebruik van pornografie in minute. Veralgemeende nood is gemeet deur dieselfde DSM-5-kruis-sny-maatstaf wat in Studie 2 beskryf is. Selfgerapporteerde gevoelens van verslawing aan pornografie is met die CPUI-9 geassesseer (α = 0.91; Grubbs et al., 2010; Grubbs et al., 2015) en sy komponent subskale wat waargenome kompulsiwiteit assesseer (α = 0.93), Emosionele nood (α = 0.92), en toegangspogings (α = 0.87).
Etiek
Die Institusionele Hersieningsraad van die Departement Bowling Green State University het Studie 3 as vrygestel goedgekeur. Alle deelnemers het elektroniese ingeligte toestemming verskaf voor betrokkenheid by die studie.
Results
'n CFA wat Robuste DWLS-skatting gebruik het, het uitstekende BPS-passing vir eendimensionaliteit aan die lig gebring (χ2 (5) = 8.64, P = 0.12; CFI = 0.99, TLI = 0.98, RMSEA = 0.03, SRMR = 0.02). Die gemiddelde BPS-telling was laag (M = 1.92, SD = 2.69) en interne betroubaarheid was hoog (α = 0.91). Mans (M = 2.25, SD = 2.75) het hoër punte behaal as vroue (M = 1.12, SD = 2.39; t [1,48] = 4.04, P <0.001, Cohen's d = 0.40).
BPS-tellings is gekorreleer met tellings op die totale CPUI-9 (r = 0.72, P < 0.001) en waargenome kompulsiwiteit (r = 0.75, P < 0.001), toegangspogings (r = 0.64, P < 0.001), en emosionele nood (r = 0.47, P < 0.001) subskale. BPS-tellings was positief geassosieer met frekwensie van pornografiegebruik oor die afgelope jaar (r = 0.47, P < 0.001), frekwensie van masturbasie tot pornografie oor die afgelope jaar (r = 0.43, P < 0.001), gemiddelde daaglikse gebruik van pornografie in minute (r = 0.33, P < 0.001), en algemene gevoelens van nood (r = 0.33, P <0.001).
Bestudeer 4
Metode
Prosedure en deelnemers
Die steekproef (Aanvullende Tabel 4) het bestaan uit 703 Poolse volwassenes (512 vroue, 72.8%) tussen die ouderdomme 18–54 jaar (M = 26.04, SD = 6.07). 'n Subset van hierdie datastel (191 mans) kom van die datastel wat in beskryf word Kowalewska, Kraus, Lew-Starowicz, Gustavsson en Gola (2019).
Alle volwassenes is uit die Poolse bevolking gewerf deur middel van 'n webgebaseerde advertensie op gumtree.pl (Poolse weergawe van Craigslist) en hiperseksualnosc.pl (die webwerf van die navorsingspan). Deelnemers wat die aanlyn-opname voltooi en hul e-posadres gelaat het, het gekwalifiseer om een van die volgende pryse te wen, vyf boekwinkelbewyse van 30, 15 of 5 USD en 30 kaartjies na 'n fliekteater. Alle e-posadresse is in die aparte databasis gestoor en nie met vraelysdata geassosieer nie om te help om anonimiteit te verseker.
maatreëls
Benewens die gebruik van die BPS, het ons impulsiwiteit beoordeel deur die Poolse aanpassing van UPPS-P (Poprawa, 2014). Ons het obsessief-kompulsiewe kenmerke gemeet deur die Poolse aanpassing van die Obsessief-kompulsiewe Inventaris – Hersien (OCI-R) (Foa et al., 2002; besonderhede oor vertaling verskaf in; Gola et al., 2017a) en die Poolse aanpassing van die Siftingstoets vir seksuele verslawing – Hersien (SAST-R) (Gola et al., 2017a) om (1) beheptheid met seks te assesseer, (2) affekteer, (3) verhoudingsversteuring deur seksuele gedrag, en (4) gevoel om beheer oor seksuele gedrag te verloor (SAST-R totaal α = 0.80).
Etiek
Alle prosedures is goedgekeur deur die Etiese Komitee van Instituut vir Sielkunde, Poolse Akademie vir Wetenskappe. Alle deelnemers is ingeligte skriftelike toestemming gegee voor betrokkenheid by die studie.
Results
Psigometriese eienskappe van die Pools-aangepaste BPS
'n Bykomende CFA wat Robuste DWLS-skatting gebruik het, het 'n uitstekende passing vir die eenfaktoroplossing opgelewer (Robust χ2 (5) = 2.12, P = 0.83; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA = 0.00, SRMR = 0.02). Soortgelyk aan die vorige studies, het die Poolse aanpassing van die BPS hoë interne konsekwentheid gehad (α = 0.89) en 'n matige gemiddelde inter-item korrelasie (r = 0.62). Beide, interne konsekwentheid en gemiddelde inter-item korrelasie was hoër by mans (α = 0.88; r = 0.61) as vroue (α = 0.85; r = 0.54).
Soos uitgebeeld in Tabel 3, vir die volle steekproef was die gemiddelde BPS-telling 1.92 (SD = 2.65). Mans (M = 3.56, SD = 3.11) het hoër BPS-tellings gehad in vergelyking met vroue (M = 1.12, SD = 1.92), t (701) = 10.12, P <0.001, Cohen's d = 0.76). Die aantal minute wat spandeer is om pornografie te kyk, was swak gekorreleer met BPS-tellings, maar slegs vir mans. Ter ondersteuning van kriteriumgeldigheid was BPS-tellings positief gekorreleer met die erns van simptome soos gemeet deur die SAST-R. Ter ondersteuning van diskriminantgeldigheid en soortgelyk aan Studie 1, het ons geen korrelasie tussen BPS-tellings en UPPS-P-sensasiesoeke en gebrek aan voorbedagsaamheid en swak positiewe korrelasies tussen BPS-tellings en negatiewe dringendheid, positiewe dringendheid en volharding gevind nie. BPS-tellings was swak gekorreleer met obsessief-kompulsiewe kenmerke (sien Tabel 3 vir alle korrelasies).
Tabel 3.Korrelasies van BPS-tellings met ander maatstawwe in 'n steekproef van Poolse gemeenskapsvolwassenes (N = 703)
Veranderlike | Kort pornografiese skerm | Range | |||
Vroue (n = 512) | Mans (n = 191) | ||||
r | M (SD) | r | M (SD) | ||
Kort pornografiese skerm | - | 1.12 (1.92) | - | 3.56 (3.11) | 0-10 |
Hoeveelheid pornografiegebruik gedurende verlede week (min.) | 0.07 | 60.46 (108.93) | 0.17∗ | 124.66 (179.12) | 1-1,200 |
Seksuele Verslawing Siftingstoets - Hersien | 0.43∗∗ | 3.81 (2.99) | 0.61∗∗ | 5.51 (4.23) | 0-18 |
Obsessiewe kompulsiewe inventaris – Hersien | 0.17∗∗ | 18.03 (10.38) | 0.25∗∗ | 19.21 (9.72) | 0-58 |
UPPS-P Negatiewe dringendheid | 0.22∗∗ | 29.26 (7.16) | 0.29∗∗ | 27.02 (7.79) | 2-48 |
UPPS-P Gebrek aan voorbedagtenis | 0.06 | 22.28 (5.26) | 0.14 | 21.83 (5.86) | 2-41 |
UPPS-P Gebrek aan deursettingsvermoë | 0.14∗∗ | 20.25 (5.18) | 0.15∗ | 20.24 (4.92) | 2-37 |
UPPS-P Sensasie Soek | -0.06 | 31.22 (7.75) | -0.004 | 34.39 (7.99) | 4-48 |
UPPS-P Positiewe dringendheid | 0.12∗∗ | 28.02 (9.54) | 0.27∗∗ | 28.90 (10.03) | 9-56 |
Let daarop. *P < 0.05, ∗∗P <0.01.
M = gemiddelde; SD = standaardafwyking.
Bestudeer 5
Metode
Prosedures en deelnemers
Om die BPS-afsnypunt te ondersoek, het ons 'n addisionele 105 Poolse mans van 18–55 jaar geassesseer (M = 32.94; SD = 7.45) wat behandeling vir CSBD gesoek het, van wie die meerderheid PPU gerapporteer het (sien Aanvullende tabelle 5 en 6). Die behandeling-soekende groep sluit datastelle van die volgende studies in: Wordecha et al. (2018) (9 reuntjies); Gola, Lew-Starowicz, Draps en Kowalewska (2019) (57 reuntjies); Draps et al. (2020) (26 reuntjies); Holas, Draps, Kowalewska, Lewczuk, & Gola (2020) (13 mans). Die kontrolegroep het bestaan uit 191 manlike volwassenes van 18–54 (M = 26.04; SD = 6.07) uit Studie 4.
Behandelingsoekende pasiënte is gewerf onder mans wat behandeling vir PPU gesoek het in twee seksuologieklinieke in Warskou tussen Junie 2014 en November 2017. Alle pasiënte wat behandeling vir PPU gesoek het, het aan vier uit vyf diagnostiese kriteria vir hiperseksuele versteuring voldoen soos voorgestel deur Kafka (2010) vir DSM-5.
maatreëls
Nadat 'n aanvanklike onderhoud voltooi is, is pasiënte gekeur vir insluiting/uitsluitingskriteria. Insluiting/uitsluitingskriteria het bestaan uit om uitsluitlik of oorwegend heteroseksueel te wees (soos beoordeel deur gebruik te maak van die Poolse aanpassing van die Kinsey-skaal; Kinsey, Pomeroy en Martin, 1948) en voldoen nie aan diganostiese kriteria vir alkoholgebruiksversteuring nie (Saunders, Aasland, Babor, De la Fuente, & Grant, 1993) of dobbelversteuring (tellings <5 op die South Oaks-dobbelskerm (SOGS α = 0.70) (Lesieur & Blume, 1987). Alle manlike pasiënte is addisioneel geassesseer met die gestruktureerde kliniese onderhoud vir DSM-IV (SCID) (Gibbon, Spitzer, Williams, Benjamin, & First, 1997) vir obsessief-kompulsiewe, impulsbeheer, bipolêre, angs-, psigotiese en dwelmgebruiksversteurings en seksuele gedrag (Aanvullende Tabel 6). Manlike pasiënte wat aan ten minste drie CSBD-kriteria voldoen (Kraus et al., 2018) en vier vir hiperseksuele versteuring (Kafka, 2010) en nie een van die bogenoemde afwykings is genooi om aan hierdie studie deel te neem nie.
Etiek
Alle prosedures is goedgekeur deur die Etiese Komitee van Instituut vir Sielkunde, Poolse Akademie vir Wetenskappe. Alle deelnemers is ingeligte skriftelike toestemming gegee voor betrokkenheid by die studie.
Results
Die gemiddelde BPS-telling vir behandelingsoekende mans was 7.50 (SD = 2.58) en was aansienlik hoër as by mans wat nie behandeling soek nie, 3.56 (SD = 3.12), z = 14.66, P <0.001, Cohen's d = 1.38. Ons het die klassifikasie kwaliteit van die a priori geselekteerde groep pasiënte (n = 105) teen alle mans uit die kontrolegroep (Studie 4, n = 191) (sien Fig 1 vir ROC-kromme). Die ROC-kromme het 'n oppervlakte van 82.2% van die 5 toetsitems vasgelê (SE = 0.02; P < 0.001), gekenmerk deur 95% vertrouensintervalle met limiete van 77.5% en 86.9%. Soos getoon in Tabel 4, is die voorgestelde afsnywaarde 4, waarvoor sensitiwiteit 58.42%, spesifisiteit 90.48%, positiewe voorspellende waarde 91.74% (95% CI 85.88%–95.30%), negatiewe voorspellende waarde 54.60% (95% CI 50.12%–59.00. %), en akkuraatheid 69.83% (95% CI 64.24%–75.02%). 'n Afsnywaarde van 5 word gekenmerk deur 'n sensitiwiteit van 68.42% en 'n spesifisiteit van 83.81% (sien Tabel 4).
Tabel 4.ROC-analise vir voorgestelde kortpornografieskerm (BPS) met voorgestelde afsnypunte
statistiek | Waarde van 4 op die BPS | Waarde van 5 op die BPS | ||
waarde | 95% CI | waarde | 95% CI | |
Sensitiwiteit | 58.4% | 51.1-65.5% | 68.4% | 61.3-75.0% |
spesifisiteit | 90.5% | 83.2-95.3% | 83.8% | 75.6-90.3% |
Positiewe waarskynlikheidsverhouding | 6.13 | 3.36-11.20 | 4.23 | 2.71-6.60 |
Negatiewe waarskynlikheidsverhouding | 0.46 | 0.38-0.55 | 0.38 | 0.30-0.47 |
Voorkoms van siektes | 64.4% | 58.7-69.9% | 64.4% | 58.7-69.9% |
Positiewe voorspellingswaarde | 91.7% | 85.8-95.3% | 88.4% | 83-92.3% |
Negatiewe voorspellingswaarde | 54.6% | 50.1-59% | 59.5% | 53.9-64.8% |
Akkuraatheid | 69.8% | 64.2-75% | 73.9% | 68.5-78.8% |
Om veranderinge in PPU onder behandelingsoekende pasiënte te ondersoek, het ons BPS-tellings van 57 mans uit ons kliniese steekproef voor en na twee maande van farmakoterapie vergelyk met naltreksoon of paroksetien (Gola et al., 2019) met behulp van 'n afhanklike steekproef t-toets. BPS-tellings het na behandeling verskil (t (56) = 6.75; P <0.001, Cohen's d = 1.80), met hoër BPS-tellings voor terapie (M = 8.54; SD = 1.77) as na twee maande se terapie (M = 5.75; SD = 2.97).
Bespreking
Die huidige studie het die BPS, 'n kort siftingsinstrument, vir die identifisering van waarskynlike PPU geëvalueer. Die robuuste steekproeftegniek wat in ons studies gebruik is, is nie voorheen gebruik wanneer skale ontwikkel is wat ontwerp is om PPU te assesseer nie. Oor die algemeen is die BPS psigometries gesond soos gedemonstreer deur maatstawwe van betroubaarheid en geldigheid oor veelvuldige monsters, wat aanvanklike ondersteuning bied vir die gebruik daarvan in kliniese praktyk, alhoewel bykomende navorsing nodig is om die kliniese nut daarvan vir behandeling-soekende individue ten volle te bepaal.
Vorige werk het deurgaans getoon dat mans, relatief tot vroue, meer gereeld pornografie sien en masturbeer (Bothe et al., 2018; Grubbs, Wilt, Exline, & Pargament, 2018a; Wright, 2013), en hierdie bevinding is oor al vyf die monsters waargeneem. In ooreenstemming met vorige navorsing, het ons gevind dat mans, in vergelyking met vroue, meer kommer oor pornografiegebruik gerapporteer het (Bothe et al., 2018; Kor et al., 2014). Ons studie is uniek deurdat ons die psigometriese eienskappe onder vyf verskillende monsters ondersoek het (bv. Amerikaanse veterane, twee Amerikaanse algemene volwasse monsters, Poolse volwassenes en Poolse manlike pasiënte wat behandeling vir CSBD ondergaan). Gegewe die diversiteit van die monsters wat ons gewerf het om die psigometriese eienskappe van die BPS te evalueer, glo ons dat die bevindings veralgemeenbaar is vir beide kliniese en nie-kliniese groepe uit verskillende lande. Maar met dit gesê, word versigtigheid steeds aangeraai, en ons beveel verdere navorsing aan om die BPS vir kliniese bevolkings te bekragtig, veral onder vroue en seksuele en geslagsminderhede wat behandeling vir PPU soek.
Ons aanvanklike ondersoek van die voorgestelde ses-item skerm in Studie 1 het aan die lig gebring dat een item ongebalanseerd was, en verdere ontleding het voorgestel dat dit verwyder word. Regoor die studies het die vyf-item skerm hoë interne konsekwentheid sowel as konstruk-, konvergente-, diskriminant- en kriteriumgeldigheid getoon. Soos verwag, het BPS-tellings sterk gekorreleer met ander bestaande skale wat PPU assesseer (bv. die CPUI-9 (Grubbs et al., 2015) en PPUS (Kor et al., 2014)) terwyl dit slegs matig korreleer met die erns van simptome wat hiperseksualiteit bepaal (Reid, Garos et al., 2011a; Reid, Li et al., 2011b) of seksuele verslawing (Gola et al., 2017b). Dus, die skerm is nouer geassosieer met maatreëls wat dimensies van PPU assesseer, maar word steeds geassosieer met algemene maatreëls wat verband hou met CSBD (bv. verswakte beheer, mislukte pogings om op te hou). Ons het nie bedoel dat die BPS as 'n gevolmagtigde van CSBD dien nie. Navorsing dui egter daarop dat PPU een van die mees algemeen gerapporteerde probleme is onder individue wat geestesgesondheidsbehandeling vir CSBD soek (Kraus, Meshberg-Cohen, Martino, Quinones, & Potenza, 2015a; Kraus, Potenza et al., 2015b; Reid et al., 2012). Daarom kan die BPS 'n nuttige hulpmiddel wees om moontlike PPU op te spoor onder individue wat behandeling vir CSBD soek. Bykomende kliniese onderhoude is nodig om die teenwoordigheid van CSBD te bepaal, wat as PPU gemanifesteer kan word onder behandelingsoekende individue met verskillende kliniese voorstellings (Kraus & Sweeney, 2019).
Ons het ook gevind dat BPS-tellings oor die algemeen swak gekorreleer is met impulsiwiteit (Cyders et al., 2014; Lynam et al., 2006) en obsessief-kompulsiewe kenmerke (Foa et al., 2002). Ter ondersteuning van vorige werk (Bőthe et al., 2018, 2019), BPS-tellings was matig gekorreleer met maatstawwe van algemene gevoelens van nood en depressie; ons het ook matige korrelasies gevind tussen BPS-tellings en maatstawwe om aan pornografie verslaaf te voel en om pornografie-kyk bo ander aktiwiteite te prioritiseer (Grubbs, Perry, Wilt en Reid, 2019c). Soos elders genoem (Kor et al., 2014), het ons ook 'n beskeie korrelasie gevind tussen pornografiebesigtiging en PPU soos gemeet deur die BPS, hoewel die verband sterker gelyk het tussen BPS-tellings en masturbasiefrekwensie. Ons het sulke assosiasies tussen pornografiekykgedrag en BPS-tellings verwag. Soos bespreek in ander werke (Gola, Lewczuk, & Skorko, 2016; Kraus, Martino, et al., 2016a; Bőthe et al. 2020), het ons ook gevind dat die frekwensie van pornografiekyk nie noodwendig 'n aanduiding van PPU is nie. Onder beide Amerikaanse nasionale steekproewe het ons hoë proporsies van individue (hoofsaaklik mans) gevind wat ten minste vier of meer op die BPS behaal het.1
Bykomende navorsing is nodig oor die vasstelling van norme vir die BPS vir pornografiegebruik, wat kan verskil op grond van geslag, ouderdom en moontlik ander sosio-ekonomiese faktore. Verder ontwikkel navorsing steeds oor die studie van pornografiegebruik, en meer werk is nodig om beide risiko- en beskermende faktore wat met PPU geassosieer word, te identifiseer. Verder sal die werwing van groot, vroulike steekproewe 'n groter ondersoek van moontlike geslagseffekte moontlik maak wanneer PPU in nie-kliniese en kliniese steekproewe bestudeer word. Daar is 'n besondere behoefte om PPU te ondersoek onder vroue wat hoë vlakke van pornografiegebruik rapporteer (dws daagliks, 'n paar keer per dag). Hierdie groep was nie eweredig verteenwoordig in ons steekproewe nie en oor die hele linie het vroue wat pornografie gebruik gewoonlik laer vlakke in vergelyking met mans gerapporteer. Resultate spesifiek vir vroue, in die algemeen, moet gewaarsku word, aangesien ons resultate waarskynlik beïnvloed is deur die klein steekproefgrootte, en verdere navorsing wat geslagsverwante verskille in PPU-vroue ondersoek, word aanbeveel. Soos in 'n onlangse studie gedoen is (Bőthe et al. 2020), beveel ons ook aan dat geslagsinvariansietoetsing met die BPS uitgevoer word om die psigometriese eienskappe daarvan verder te ondersoek by vroue of ander diverse groepe.
'n Primêre sterkte van ons huidige studie is dat ons 'n steekproef van behandelingsoekende mans vir CSBD ingesluit het om die sensitiwiteit en spesifisiteit van 'n kort skerm vir PPU te bepaal. Spesifiek, in Studie 5, het ons onafhanklik PPU ondersoek onder 105 mans wat ingeskryf is in 'n ewekansige kliniese proef vir CSBD. Nadat ons CSBD-pasiënte met nie-geaffekteerde kontroledeelnemers vergelyk het, het ons die aanvanklike kliniese afsnypunttelling op die BPS as vier bepaal. Soos ons dit tans interpreteer, behoort 'n telling van vier of hoër op die BPS verdere evaluering deur 'n gesondheidswerker vir PPU te regverdig. Tellings onder Poolse behandelingsoekende mans (self-geïdentifiseer as heteroseksueel) en veterane wat belangstel in behandeling vir PPU het egter tellings ver bo 6 gerapporteer. Dit is moontlik dat die kliniese afsnypunt minimaal op vier is, met 'n telling van ses of hoër , wat moontlik die behoefte aan kliniese dienste weerspieël. Verdere verfyning met kliniese en nie-kliniese monsters om die optimale afsnypunttelling op die BPS te bepaal, is geregverdig. Die voorgestelde afsnypunt moet tans versigtig geïnterpreteer word.
Alhoewel dit belowend is, het die studie veelvuldige beperkings. Eerstens, hoewel vier van die vyf steekproewe vroue ingesluit het, is bykomende navorsing oor PPU onder vroue en diverse bevolkings nodig om geslags- en diversiteitsverwante oorwegings aan te spreek. Voorlopige data dui daarop dat vroue sewe keer minder geneig is as mans om behandeling vir PPU te soek (Lewczuk, Szmyd, Skorko, & Gola, 2017). 'n Bykomende beperking is dat ons slegs 'n steekproef van heteroseksuele Poolse mans gewerf het vir die bepaling van die kliniese afsnypunt vir die BPS, en toekomstige werk is nodig om die drempel vir vroue sowel as kliniese bevolkings van ander lande en individue van verskillende seksuele te bepaal oriëntasies. Op hierdie tydstip het ons nie bewyse wat daarop dui dat daar verskillende afsnypunte vir mans en vroue of ander spesifieke groepe moet wees nie. Ons vermoed dat verdere studie van PPU onder groot, diverse steekproewe van mans en vroue, seksuele en geslagsminderheidsbevolkings en ander groepe, insluitend kliniese en nie-kliniese steekproewe, sal help om optimale afsnypunte te identifiseer vir die identifisering van individue met waarskynlike PPU.
Verder erken ons dat bykomende navorsing ook nodig is om die BPS en ander PPU-maatreëls in nie-Westerse lande en in monsters met etniese diversiteit en in seksuele minderheidsgroepe te bekragtig. ’n Oorverteenwoordiging van navorsing uit Westerse lande het ons begrip van PPU onder diverse kulture en etniese groepe beperk. Dit is moontlik dat die voorgestelde afsnypunttelling op die BPS kan verskil op grond van geslag of kulturele oorwegings, en bykomende werk is nodig om toepaslike drempels vir kliniese en nie-kliniese groepe te bepaal. Voortbouend hierop, is toekomstige multikulturele en multi-steekproefstudies nodig wat die nut en metingsinvariansie van die BPS assesseer. 'n Bykomende beperking is dat ons nie kliniese onderhoude vir vier van die vyf studies gebruik het nie, aangesien ons op webgebaseerde ontwerpe staatgemaak het, gegewe die koste en probleme om groot groepe mans en vroue uit verskillende agtergronde te werf. Tellings en reaksies kan tot 'n mate verskil wanneer die skaal van aangesig tot aangesig deur 'n klinikus toegedien word. Verder, in toekomstige studies met groter, meer diverse steekproewe met kliniese bevestiging via onderhoude, kan item-respons teorie (IRT) gebruik word om beter te bepaal waar individue oor die kontinuum van PPU geposisioneer is, en pornografie gebruik meer algemeen, met behulp van die BPS en die verskaffing van verdere duidelikheid en verfyning van potensiële afsnypunte. Daarbenewens, omdat Studie 5 slegs gewerfde mans bevat het wat hulself as heteroseksueel geïdentifiseer het, beveel ons verdere navorsing met die BPS aan om gay en biseksuele mans en ander seksuele minderhede in te sluit wanneer moontlike afsnypunte vir PPU bepaal word.
Die bruikbaarheid van die BPS as 'n kliniese hulpmiddel moet apart beskou word van die bruikbaarheid daarvan as 'n hulpmiddel om PPU in bevolkingstudies te verstaan. Meer tot die punt, toekomstige werk moet spesifiek die beste gebruik en interpretasie van BPS-tellings in kliniese versus nie-kliniese monsters ondersoek en beskryf. Soos elders bespreek (Kraus & Sweeney, 2019), is dit belangrik om PPU onder behandelingsoekende individue te ondersoek en die motiewe onderliggend aan behandelingsoekende gedrag te verstaan. Beide motiverings en hindernisse om vir PPU te sorg is nog nie volledig ondersoek nie en vereis bykomende aandag. Tans stel ons voor dat 'n positiewe skerm op die BPS nie geïnterpreteer moet word as diagnosties van 'n onderliggende geestesgesondheidsversteuring nie. Aangesien die BPS nie navraag doen oor inmenging in belangrike lewensareas soos uiteengesit in die diagnostiese kriteria vir SSBD nie, moet sodanige assessering klinies uitgevoer word vir individue wat positief op die BPS sift. Toekomstige navorsing is nodig om die BPS onder diverse bevolkings te toets en te bekragtig deur beide webgebaseerde en persoonlike ontwerpe te gebruik. Ander faktore, soos morele inkongruensie en psigiatriese (middelgebruik, bipolêre) en mediese (demensie, Parkinson) toestande, moet in ag geneem word wanneer PPU geassesseer word en behandelingsaanbevelings oorweeg word (Brand, Antons, Wegmann, & Potenza, 2019; Grubbs & Perry, 2019; Grubbs, Perry, Wilt en Reid, 2019c; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament, & Kraus, 2018b; Kraus & Sweeney, 2019). Navorsers (Štulhofer, Bergeron, & Jurin, 2016a; Štulhofer, Jurin, & Briken, 2016b) het ook opgemerk dat faktore soos hoë seksuele begeerte moeilik gebly het om te terg, afgesien van hiperseksualiteit, wat kommer wek met betrekking tot hoe PPU gekonseptualiseer word. Verdere navorsing wat hoë seksuele begeerte en/of gedrag onder diverse groepe ondersoek, is nodig aangesien navorsers en klinici gereedskap ontwikkel om PPU akkuraat te assesseer. Soortgelyke oorwegings bestaan vir die beoordeling van morele inkongruensie soos beskryf in die kriteria vir SSBD.
Die belangrikste is dat verdere navorsing nodig is om die toets-hertoets en sensitiwiteit en spesifisiteit onder kliniese en nie-kliniese monsters met behulp van die BPS te assesseer. Gegewe die kortheid van die BPS (1–2 min om te voltooi), behoort bykomende navorsing die gebruik daarvan in mediese en gesondheidsinstellings te loods om individue met PPU te identifiseer wat by behandeling sal baat. Ten slotte, ons aanvanklike ondersoek van die BPS dui daarop dat dit psigometries gesond, kort en maklik is om te gebruik in kliniese en nie-kliniese omgewings met 'n hoë potensiaal vir gebruik in bevolkings regoor internasionale jurisdiksies.
Befondsingsbronne
Die skrywers het ontvangs van die volgende finansiële ondersteuning vir die navorsing, outeurskap en publikasie van hierdie artikel bekend gemaak. Studie 1 is gefinansier deur ondersteuning van die Departement van Veterane-sake se Kantoor vir Navorsing en Ontwikkeling, Kliniese Wetenskaplike Navorsing en Ontwikkeling (ZDA1, PI Rani A. Hoff) en VISN 1 New England MIRECC (PI Shane W. Kraus). Studies 2 en 3 is ondersteun deur institusionele fondse verskaf deur Bowling Green State University (PI Joshua Grubbs). Studies 4 en 5 is ondersteun deur die Nasionale Wetenskapsentrum van Pole (2014/15/B/HS6/03792; PI M. Gola).
Steven D. Shirk, Steve Martino en Rani A. Hoff is voltydse werknemers van die departement van veterane-sake. Dr. Potenza het ondersteuning ontvang van die Connecticut Staatsdepartement van Geestesgesondheid en Verslawingdienste, die Connecticut Geestesgesondheidsentrum en die Connecticut Council on Probleemdobbelary. Drs. Kraus, Potenza en Shirk het ondersteuning van die Nasionale Sentrum vir Verantwoordelike Speletjies ontvang. Die befondsingsagentskappe het nie insette of kommentaar gelewer oor die inhoud van die manuskrip nie, en die inhoud van die manuskrip weerspieël die bydraes en gedagtes van die skrywers en weerspieël nie noodwendig die sienings van die befondsingsagentskappe nie.
Skrywer se bydrae
SWK het die aanvanklike konsep gekonseptualiseer en geskryf. SWK, RAH, MNP en SM het bygedra tot die data-insameling en data-analise van Studie 1. JBG het bygedra tot die data-insameling en ontleding van Studies 2 en 3. MG, EK en ML het bygedra tot die data-insameling en analise vir Studies 4 en 5. SDS het statistiese toesig vir Studie 1 en leiding vir die ander studies verskaf. Alle skrywers het insette gelewer, gelees en die manuskrip hersien voor indiening. SWK en die ander skrywers het die finale konsep van die manuskrip goedgekeur.
Botsing van belange
Die skrywers het geen potensiële botsing van belange met betrekking tot die navorsing, outeurskap en publikasie van hierdie artikel verklaar nie.
Kort pornografiese skerm (BPS) | Datum: | ||
ID#: | |||
Aanwysings: Het enige van hierdie situasies in die afgelope 6 maande met jou gebeur met betrekking tot jou gebruik van pornografie? | nooit | Soms | Baie gereeld |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
Scoring. 'n Telling van 4 ≥ word as 'n positiewe skerm vir moontlike problematiese pornografiegebruik beskou. Bykomende ondersoeke vir moontlike problematiese pornografiegebruik word aangemoedig.
1Onder die afgelope jaar pornografiegebruikers het 25% (20.6% van vroue, 28.6% van mans) vier of hoër op die BPS behaal (13.8% algeheel; 7.6% van vroue; 20.2% van mans).
2Onder die afgelope jaar pornografiegebruikers het 30.1% (11.6% van vroue; 32.8% van mans) vier of meer behaal (11.6% algeheel; 1.9% van vroue; 10.1% van mans).
Aanvullende data
Aanvullende data tot hierdie artikel kan aanlyn gevind word by https://doi.org/10.1515/jba.2020.00038.
Verwysings
Bothe, B., Toth-Kiraly, I., Zsila, A., Griffiths, MD, Demetrovics, Z., & Russies, G. (2018). Die ontwikkeling van die problematiese pornografieverbruikskaal (PPCS). Die Tydskrif vir Geslagsnavorsing, 55, 395-406.
Brand, M., Antons, S., Wegmann, E., & Potenza, MN (2019). Teoretiese aannames oor pornografiese probleme as gevolg van morele inkongruensie en meganismes van verslawende of kompulsiewe gebruik van pornografie: Is die twee “toestande” so teoreties onderskeibaar soos voorgestel? Argiewe van seksuele gedrag, 48, 417-423.
altwee, B., Tóth-Király, I., Demetrovics, Z., & Russies, G. (2020). Die kort weergawe van die problematiese pornografieverbruikskaal (PPCS-6): 'n Betroubare en geldige maatstaf in algemene en behandeling-soekende bevolkings. Die Tydskrif vir Geslagsnavorsing, 1-11.
altwee, B., Toth-Király, I., Russies, G., Potenza, MN, & Demetrovics, Z. (2020) Die gebruik van hoëfrekwensiepornografie is dalk nie altyd problematies nie. Die Tydskrif vir Seksuele Geneeskunde, 17(4) 793-811.
altwee, B., Tóth-Király, I., Potenza, MN, Griffiths, MD, Russies, G., & Demetrovics, Z. (2019). Die hersiening van die rol van impulsiwiteit en kompulsiwiteit in problematiese seksuele gedrag. Die Tydskrif vir Geslagsnavorsing, 56, 166-179.
Clark, LA, & Watson, D. (1995). Konstruerende geldigheid: Basiese kwessies in objektiewe skaalontwikkeling. Sielkundige assessering, 7, 309-319.
Coleman, E., Raymond, N., & McBean, A. (2003). Assessering en behandeling van kompulsiewe seksuele gedrag. Minnesota medisyne, 86, 42-47.
Conway, JM, & Huffcutt, AI (2003). 'n Oorsig en evaluering van verkennende faktorontledingspraktyke in organisasienavorsing. Organisatoriese navorsingsmetodes, 6, 147-168.
Costello, AB, & Osborne, J. (2005). Beste praktyke in verkennende faktoranalise: Vier aanbevelings om die meeste uit jou analise te kry. Praktiese Assessering, Navorsing en Evaluering, 10, 1-9.
Cyders, MA, Little, AK, Coffey, S., & Karyadi, KA (2014). Ondersoek van 'n kort Engelse weergawe van die UPPS-P impulsiewe gedragskaal. Verslawende Gedrag, 39, 1372-1376.
Decker, SE, hoff, R., Martino, S., Mazur, CM, Park, CL, Porter, E., (2019). Word emosie-disregulering geassosieer met selfmoordgedagtes by post 9/11 veterane? Argiewe van selfmoordnavorsing, 1-15. E-kroeg.
Dickenson, JA, Gleason, N., Coleman, E., & Miner, MH (2018). Voorkoms van nood wat verband hou met probleme met die beheer van seksuele dringendhede, gevoelens en gedrag in die Verenigde State. JAMA Network Open, 1, e184468-e184468.
Drapies, M., Sescousse, G., Potenza, MN, Twyfel, A., Lew-Starowicz, M., Kopera, M., (2020). Grysstofvolumeverskille in impulsbeheer en verslawende versteurings. PsyArgief.
Fernandez, DP, & Griffiths, MD (2019). Psigometriese instrumente vir problematiese pornografiegebruik: 'n Sistematiese oorsig. Evaluering & Die Gesondheidsberoepe, 1-71.
Flora, DB, & Curran, PJ (2004). 'n Empiriese evaluering van alternatiewe metodes van skatting vir bevestigende faktoranalise met ordinale data. Sielkundige Metodes, 9(4), 466-491.
Foa, EB, Huppert, JD, Leiberg, S., Langner, R., Kichic, R., Hajcak, G., (2002). Die obsessief-kompulsiewe inventaris: Ontwikkeling en validering van 'n kort weergawe. Sielkundige assessering, 14, 485-496.
Gibbon, M., Spitzer, RL, Williams, JB, Benjamin, LS, & eerste, MB (1997). Gestruktureerde kliniese onderhoud vir DSM-IV-as II persoonlikheidsversteurings (SCID-II). Am Psych Pub.
Gola, M., Kowalewska, E., Wordecha, M., Lew-Starowicz, M., Kraus, S., & Potenza, M. (2018). Bevindinge van die Poolse kompulsiewe seksuele gedragsversteuring veldproef. In Referaat gelewer by die Journal of Behavioral Addictions.
Gola, M., Lew-Starowicz, M., Drapies, M., & Kowalewska, E. (2019). Vergelyking van effekte van farmakologiese en sielkundige behandeling van CSBD. Tydskrif van Gedragsverslawing, 8, 65.
Gola, M., Lewczuk, K., & Skorko, M. (2016). Wat is belangrik: hoeveelheid of kwaliteit van pornografie gebruik? Sielkundige en gedragsfaktore om behandeling vir problematiese pornografie te gebruik. Die Tydskrif vir Seksuele Geneeskunde, 13, 815-824.
Gola, M., & Potenza, MN (2018). Die bewys van die poeding is in die proe: Data is nodig om modelle en hipoteses wat verband hou met kompulsiewe seksuele gedrag te toets. Argiewe van seksuele gedrag, 47, 1323-1325.
Gola, M., Wordecha, M., Sescousse, G., Lew-Starowicz, M., Kossowski, B., Wypych, M., (2017a). Kan pornografie verslawend wees? 'N FMRI studie van mans wat behandeling soek vir problematiese pornografie gebruik. Neuropsigofarmakologie, 42, 2021-2031.
Gola, M., Skorko, M., Kowalewska, E., Kołodziej, A., sikora, M., Wodyk, M., (2017b). Poolse aanpassing van siftingstoets vir seksuele verslawing – hersien (SAST-PL-M). Poolse Psigiatrie, 51(1) 95-115. https://doi.org/10.12740/PP/OnlineFirst/61414.
Verleen, JE, smous, M., Fine Berg, NA, fontenel, LF, Matsunaga, H., Veale, D., (2014). Impulsbeheerstoornisse en "gedragsverslawing" in die ICD-11. Wêreldpsigiatrie, 13, 125.
Grubbs, JB, & Gola, M. (2019). Hou pornografiegebruik verband met erektiele funksionering? Resultate van deursnee- en latente groeikurwe-ontledings. Die Tydskrif vir Seksuele Geneeskunde, 16(1), 111-125.
Grubbs, JB, Verleen, JT, & Engelman, J. (2019a). Selfidentifikasie as 'n pornografieverslaafde: Ondersoek die rolle van pornografiegebruik, godsdienstigheid en morele inkongruensie. Seksuele verslawing en kompulsiwiteit, 25, 269-292.
Grubbs, JB, Kraus, SW, & Perry, SL (2019b). Selfverslaafde verslawing aan pornografie in 'n nasionaal verteenwoordigende steekproef: Die rolle van gebruiksgewoontes, godsdienstigheid en morele incongruensie. Tydskrif van Gedragsverslawing, 8, 88-93.
Grubbs, JB, Kraus, SW, Perry, SL, Lewczuk, K., & Gola, M. (2020). Morele inkongruensie en kompulsiewe seksuele gedrag: Resultate uit deursnit-interaksies en parallelle groeikurwe-ontledings. Tydskrif van Abnormale Sielkunde, 129, 266-278.
Grubbs, JB, & Perry, SL (2019). Morele inkongruensie en pornografiegebruik: 'n Kritiese oorsig en integrasie. Die Tydskrif vir Geslagsnavorsing, 56, 29-37.
Grubbs, JB, Perry, SL, Wil, JA, & Reid, RC (2019c). Pornografieprobleme as gevolg van morele inkongruensie: 'n Integrerende model met 'n sistematiese oorsig en meta-analise. Argiewe van seksuele gedrag, 48, 397-415.
Grubbs, JB, Sessoms, J., Wheeler, DM, & Volk, F. (2010). Die kuberpornografie gebruik inventaris: Die ontwikkeling van 'n nuwe assesseringsinstrument. Seksuele verslawing en kompulsiwiteit, 17, 106-126.
Grubbs, JB, Volk, F., Ekslyn, JJ, & Pargament, KI (2015). Internetpornografiegebruik: Waargenome verslawing, sielkundige nood, en die validering van 'n kort maatstaf. Tydskrif vir Seksgevegsterapie, 41, 83-106.
Grubbs, JB, Warmke, B., Tosi, J., Jan, AS, & Campbell, WK (2019d). Morele grootheid in openbare diskoers: Statussoekende motiewe as 'n potensiële verklaringsmeganisme in die voorspelling van konflik. PloS One, 14(10), e0223749.
Grubbs, JB, Wil, JA, Ekslyn, JJ, & Pargament, KI (2018a). Gebruik van pornografie oor tyd heen: Is selfverslaafde 'verslawing' saak? Verslawende Gedrag, 82, 57-64.
Grubbs, JB, Wil, JA, Ekslyn, JJ, Pargament, KI, & Kraus, SW (2018b). Morele afkeur en waargenome verslawing aan internetpornografie: 'n longitudinale ondersoek. Verslawing, 113, 496-506.
Goed, P., Drapies, M., Kowalewska, E., Lewczuk, K., & Gola, M. (2020). Mindfulness-gebaseerde terugvalvoorkomingsproef vir kompulsiewe seksuele gedragsversteuring. PsyArgief.
Jan, LM, Huidige, TQ, & Leskela, J. (2014). Risiko-neem gedrag en impulsiwiteit onder veterane met en sonder PTSD en ligte TBI. Militêre Geneeskunde, 179, 357-363.
Kafka, LP (2010). Hiperseksuele versteuring: 'n Voorgestelde diagnose vir DSM-V. Argiewe van seksuele gedrag, 39, 377-400.
Kinsey, AC, Pomeroy, WB, & Martin, CE (2003). Seksuele gedrag by die menslike man. 1948. Amerikaanse Tydskrif vir Openbare Gesondheid, 93(6) 894-898. https://doi.org/10.2105/AJPH.93.6.894.
Kor, A., Fogel, Y., Reid, RC, & Potenza, MN (2013). Moet hiperseeksuele versteuring as 'n verslawing geklassifiseer word? Seksuele verslawing en kompulsiwiteit, 20, 27-47.
Kor, A., Zilcha-Mano, S., Fogel, JA, Mikulincer, M., Reid, RC, & Potenza, MN (2014). Psigometriese ontwikkeling van die problematiese pornografiegebruikskaal. Verslawende Gedrag, 39, 861-868.
Kowalewska, E., Kraus, SW, Lew-Starowicz, M., Gustavsson, K., & Gola, M. (2019). Watter dimensies van menslike seksualiteit hou verband met kompulsiewe seksuele gedragsversteuring (CSBD)? Bestudeer deur 'n multidimensionele seksualiteitsvraelys op 'n steekproef Poolse mans te gebruik. Die Tydskrif vir Seksuele Geneeskunde, 16, 1264-1273.
Kraus, SW, kruger, RB, Briken, P., eerste, MB, Stein, DJ, Kaplan, MS, (2018). Kompulsiewe seksuele gedragsversteuring in die OKD-11. Wêreldpsigiatrie, 17, 109-110.
Kraus, SW, Martino, S., & Potenza, MN (2016a). Kliniese kenmerke van mans wat belangstel in die behandeling van pornografie. Tydskrif van Gedragsverslawing, 5, 169-178.
Kraus, SW, Martino, S., Potenza, MN, Park, C., Merrel, JD, & hoff, RA (2017). Ondersoek kompulsiewe seksuele gedrag en psigopatologie onder 'n steekproef van Amerikaanse manlike en vroulike militêre veterane na ontplooiing. Militêre Sielkunde, 29, 143-156.
Kraus, SW, Meshberg-Cohen, S., Martino, S., Quinones, LJ, & Potenza, MN (2015a). Behandeling van kompulsiewe pornografie gebruik met naltrexone: 'n Gevalleverslag. Amerikaanse Tydskrif vir Psigiatrie, 172, 1260-1261.
Kraus, SW, Potenza, MN, Martino, S., & Verleen, JE (2015b). Ondersoek die psigometriese eienskappe van die Yale-Brown Obsessief-Kompulsiewe Skaal in 'n steekproef van kompulsiewe pornografiegebruikers. Compr Psigiatrie, 59, 117-122.
Kraus, S., & Rosenberg, H. (2014). Die pornografie-vraelys: Psigometriese eienskappe. Argiewe van seksuele gedrag, 43, 451-462.
Kraus, SW, & Sweeney, PJ (2019). Om die teiken te bereik: Oorwegings vir differensiële diagnose by die behandeling van individue vir problematiese gebruik van pornografie. Argiewe van seksuele gedrag, 48, 431-435.
Kraus, SW, Voon, V., & Potenza, MN (2016b). Moet kompulsiewe seksuele gedrag as 'n verslawing beskou word? Verslawing, 111, 2097-2106.
Meneer, HR, & Flower, SB (1987). Die South Oaks Dobbelskerm (SOGS): 'n Nuwe instrument vir die identifikasie van patologiese dobbelaars. Amerikaanse tydskrif vir Psigiatrie, 144, 1184-1188.
Lewczuk, K., Szmyd, J., Skorko, M., & Gola, M. (2017). Behandeling vir problematiese pornografie gebruik onder vroue. Tydskrif van Gedragsverslawing, 6, 445-456.
Litman, L., Robinson, J., & Abberbock, T. (2017). TurkPrime. com: 'n Veelsydige crowdsourcing-dataverkrygingsplatform vir die gedragswetenskappe. Gedrag Navorsingsmetodes, 49(2), 433-442.
Lynam, D., Smith, G., Whiteside, S., & Cyders, M. (2006). Die UPPS-P: Assessering van vyf persoonlikheidspaaie na impulsiewe gedrag. Wes Lafayette.
Oes, J., Potenza, MN, onttrekken, SD, hoff, RA, Park, CL, & Kraus, SW (2019). Psigopatologie en hiperseksualiteit onder veterane met en sonder geskiedenis van alkoholgebruiksversteurings. Amerikaanse Tydskrif oor Verslawing, 28, 398-404.
Narrow, ONS, Clarke, DE, Kuramoto, SJ, Kraemer, HC, koper, DJ, Greiner, L., (2013). DSM-5 veldproewe in die Verenigde State en Kanada, Deel III: Ontwikkeling en betroubaarheidstoetsing van 'n deursnee-simptome-assessering vir DSM-5. Amerikaanse Tydskrif vir Psigiatrie, 170, 71-82.
Noor, SW, Rosser, BS, & Erickson, DJ (2014). 'n Kort skaal om problematiese seksueel eksplisiete mediaverbruik te meet: Psigometriese eienskappe van die kompulsiewe pornografieverbruik (CPC) skaal onder mans wat seks met mans het. Seksuele verslawing en kompulsiwiteit, 21, 240-261.
Poprawa, R. (2014). Znaczenie impulsywności dla stopnia zaangażowania młodych mężczyzn w picie alkoholu. Alkoholisme en dwelmverslawing, 27, 31-54.
Reid, RC, Carpenter, BN, Hook, JN, Garos, S., Manning, JC, Gilliland, R., (2012). Verslag van bevindings in 'n DSM ‐ 5-veldtoets vir hiperseksuele versteuring. Die Tydskrif vir Seksuele Geneeskunde, 9, 2868-2877.
Reid, RC, Garos, S., & Carpenter, BN (2011a). Betroubaarheid, geldigheid en psigometriese ontwikkeling van die Hiperseksuele Gedrag Inventaris in 'n buitepasiënt steekproef van mans. Seksuele verslawing en kompulsiwiteit, 18, 30-51. https://doi.org/10.1080/10720162.2011.555709.
Reid, RC, Li, DS, Gilliland, R., Stein, JA, & Fong, T. (2011b). Betroubaarheid, geldigheid en psigometriese ontwikkeling van die pornografieverbruiksvoorraad in 'n steekproef van hiperseksuele mans. Tydskrif vir seks- en huweliksterapie, 37, 359-385.
Rosenberg, H., & Kraus, S. (2014). Die verhouding van "passievolle gehegtheid" vir pornografie met seksuele kompulsiwiteit, frekwensie van gebruik en drang na pornografie. Verslawende Gedrag, 39, 1012-1017.
Rosseel, Y. (2011). Lavaan: 'n R-pakket vir strukturele vergelykingsmodellering en meer weergawe 0.4-9 (BETA). Tydskrif vir Statistiese Sagteware, 48(2), 1-36.
Saunders, JB, Aasland, OG, baba, TF, De la Fuente, JR, & Verleen, M. (1993). Ontwikkeling van die identifikasietoets vir alkoholgebruikafwykings (AUDIT): WGO-samewerkingsprojek oor vroeë opsporing van persone met skadelike alkoholverbruik-II. Verslawing, 88, 791-804.
Scanavino, M. d. T., Ventuneac, A., Abdo, CHN, Tavares, H., Amaral, MLSA d., Messina, B., (2013). Kompulsiewe seksuele gedrag en psigopatologie onder mans wat behandeling soek in São Paulo, Brasilië. Psigiatrie Navorsing, 209, 518-524.
Schneeweiss, H., & Mathes, H. (1995). Faktoranalise en hoofkomponente. Tydskrif vir Meerveranderlike Analise, 55, 105-124.
Scoglio, AA, onttrekken, SD, hoff, RA, Potenza, MN, Mazur, CM, Park, CL, (2017). Geslagspesifieke risikofaktore vir psigopatologie en verminderde funksionering in 'n post-9/11 veteraanmonster. Tydskrif van Interpersoonlike Geweld. E-Pub.
Smith, PH, Potenza, MN, Mazur, CM, McKee, SA, Park, CL, & hoff, RA (2014). Kompulsiewe seksuele gedrag onder manlike militêre veterane: Voorkoms en verwante kliniese faktore. Tydskrif van Gedragsverslawing, 3, 214-222.
Štulhofer, A., Bergeron, S., & Jurin, T. (2016a). Is hoë seksuele begeerte 'n risiko vir vroue se verhouding en seksuele welstand?. Die Tydskrif vir Geslagsnavorsing, 53, 882-891.
Štulhofer, A., Jurin, T., & Briken, P. (2016b). Is hoë seksuele begeerte 'n faset van manlike hiperseksualiteit? Resultate van 'n aanlyn studie. Tydskrif vir seks- en huweliksterapie, 42, 665-680.
tulband, JL, Potenza, MN, hoff, RA, Martino, S., & Kraus, SW (2017). Psigiatriese versteurings, selfmoordgedagtes en seksueel oordraagbare infeksies onder post-ontplooiing veterane wat digitale sosiale media gebruik vir seksuele maat soek. Verslawende Gedrag, 66, 96-100.
tulband, JL, onttrekken, SD, Potenza, MN, hoff, RA, & Kraus, SW (2020). Om seksueel eksplisiete beelde of video's van jouself aanlyn te plaas word geassosieer met impulsiwiteit en hiperseksualiteit, maar nie maatstawwe van psigopatologie in 'n steekproef van Amerikaanse veterane. Die Tydskrif vir Seksuele Geneeskunde, 17, 163-167.
Wordecha, M., Wolf, M., Kowalewska, E., Skorko, M., Łapiński, A., & Gola, M. (2018). "Pornografiese bande" as 'n belangrike kenmerk van mans wat behandeling soek vir kompulsiewe seksuele gedrag: Kwalitatiewe en kwantitatiewe 10-weeklange dagboekassessering. Tydskrif van Gedragsverslawing, 7, 433-444.
Wêreldgesondheidsorganisasie (2018). ICD-11 vir mortaliteit en morbiditeitsstatistiek. Onttrek op 20 Maart 2020 van: https://icd.who.int/browse11/l-m/en.
Wright, PJ (2013). Amerikaanse mans en pornografie, 1973–2010: Verbruik, voorspellers, korrelate. Die Tydskrif vir Geslagsnavorsing, 50, 60-71.