Abstrakt
Hintergrund und Ziele
Um aktuelle Lücken beim Screening auf problematischen Pornografiekonsum (PPU) zu schließen, haben wir zunächst einen Brief-Pornografie-Screen (BPS) mit sechs Punkten entwickelt und getestet, der nach PPU in den letzten sechs Monaten fragte.
Methoden und Teilnehmer
Wir haben fünf unabhängige Stichproben aus den USA und Polen rekrutiert, um die psychometrischen Eigenschaften des BPS zu bewerten. In Studie 1 haben wir die Faktorstruktur, Zuverlässigkeit und Validitätselemente anhand einer Stichprobe von 224 US-Veteranen bewertet. Ein Item aus dem BPS wurde in Studie 1 wegen geringer Item-Befürwortung gestrichen. In den Studien 2 und 3 haben wir die aus fünf Elementen bestehende Faktorstruktur des BPS weiter untersucht und ihre Zuverlässigkeit und Gültigkeit in zwei nationalen repräsentativen Stichproben in den USA bewertet (N = 1,466, N = 1,063). In Studie 4 haben wir die Faktorstruktur bestätigt und ihre Gültigkeit und Zuverlässigkeit anhand einer Stichprobe von 703 polnischen Erwachsenen bewertet. In Studie 5 haben wir den empfohlenen Cut-off-Score für das Screening anhand einer Stichprobe von 105 männlichen Patienten berechnet, die eine Behandlung wegen einer zwanghaften sexuellen Verhaltensstörung (CSBD) suchten.
Die Ergebnisse
Die Ergebnisse einer Hauptkomponentenanalyse und einer Bestätigungsfaktoranalyse unterstützten eine Ein-Faktor-Lösung, die eine hohe interne Konsistenz ergab (α = 0.89–0.90) und analysiert weitere unterstützte Elemente der Konstrukt-, Konvergenz-, Kriteriums- und Diskriminanzvalidität des neu entwickelten Screens. Die Ergebnisse einer ROC-Kurve (Receiver Operating Characteristic) lassen auf einen Grenzwert von vier oder höher für die Erkennung möglicher PPU schließen.
Schlussfolgerungen
Das BPS scheint psychometrisch fundiert, kurz und in verschiedenen Umgebungen einfach anzuwenden zu sein und bietet ein hohes Potenzial für den Einsatz in Bevölkerungsgruppen in allen internationalen Gerichtsbarkeiten.
Einleitung
Derzeit gibt es unter Klinikern und Forschern eine erhebliche Debatte darüber, wie übermäßiges/problematisches Engagement bei sexuellen Verhaltensweisen am besten einzustufen ist (Kraus, Voon & Potenza, 2016b), und Wissenschaftler haben Klassifikationen einschließlich hypersexueller Störungen vorgeschlagen (Kafka, 2010), Impulskontrollstörung (Grant et al., 2014; Kraus et al., 2018), nicht-paraphile zwanghafte sexuelle Verhaltensstörung (CSBD) (Coleman, Raymond & McBean, 2003) oder Verhaltenssucht (Kor, Fogel, Reid & Potenza, 2013). Problematischer Pornografiegebrauch (PPU) kann mit anderen sexuellen Verhaltensweisen gruppiert werden, die die diagnostischen Kriterien für CSBD gemäß ICD-11 erfüllen (Kraus et al., 2018). CSBD wird als ein anhaltendes Muster beschrieben, bei dem es nicht gelingt, intensive, sich wiederholende sexuelle Impulse oder Triebe zu kontrollieren, was über einen längeren Zeitraum (z. B. 6 Monate oder länger) zu sich wiederholendem Sexualverhalten führt, das zu deutlichem Stress oder einer Beeinträchtigung in sozialen, beruflichen oder anderen wichtigen Bereichen führt Funktionsbereiche (Kraus et al., 2018; Weltgesundheitsorganisation, 2018). Die aktuelle Studie bewertete die psychometrischen Eigenschaften eines neu entwickelten Selbstberichtsbildschirms, der darauf ausgelegt war, in fünf Stichproben aus nichtklinischen und klinischen Erwachsenen festzustellen, ob eine PPU wahrscheinlich ist.
Schätzungen zur Prävalenz von CSBD in klinischen und nichtklinischen Populationen sind nach wie vor schwer zu ermitteln (Gola & Potenza, 2018; Kraus, Voon et al., 2016b). Eine kürzlich durchgeführte Studie mit 2,325 Erwachsenen in den USA ergab, dass 8.6 % der repräsentativen Stichprobe (7.0 % der Frauen und 10.3 % der Männer) ein klinisch relevantes Maß an Stress und/oder Beeinträchtigung befürworteten, das mit Bedenken hinsichtlich der Kontrolle sexueller Gefühle, Triebe und Verhaltensweisen verbunden ist (Dickenson, Gleason, Coleman & Miner, 2018). Speziell für den Gebrauch von Pornografie ergaben Daten einer landesweit repräsentativen Stichprobe von 2,075 Internetnutzern in den USA, dass etwa die Hälfte (n = 1,056) gaben im vergangenen Jahr an, Pornografie konsumiert zu haben, und 11 % der Männer und 3 % der Frauen gaben an, sich „von Pornografie abhängig zu fühlen“ (Grubbs, Kraus & Perry, 2019b). Vorläufige Beweise, die von US-Militärveteranen gesammelt wurden, deuten auf eine erhöhte Rate an zwanghaftem Sexualverhalten hin (Smith et al., 2014); In Studien wurde die PPU jedoch bei US-Veteranen, einer Gruppe mit hoher klinischer Komorbidität und Impulsivität, in der Regel nicht untersucht (James, Strom & Leskela, 2014).
Darüber hinaus berichten die meisten (>80 %) der Personen, die eine Behandlung wegen CSBD suchen, über Bedenken hinsichtlich des Gebrauchs von Pornografie (Gola et al., 2018; Kraus, Potenza, Martino & Grant, 2015b; Reid et al., 2012; Scanavino et al., 2013). Bei diesen Personen ist PPU häufig durch Verlangen, verminderte Selbstkontrolle, Funktionsstörungen und den Gebrauch von Pornografie zur Bewältigung von Angstzuständen oder dysphorischer Stimmung gekennzeichnet (Kraus, Martino & Potenza, 2016a; Wordecha et al., 2018). Personen, die wegen PPU und anderen sexuellen Verhaltensweisen eine Behandlung suchen, berichten häufig über psychiatrische Probleme, darunter Depressionen, Angstzustände und Substanzstörungen (Kraus, Potenza et al., 2015b).
Um PPU zu identifizieren, wurden mehrere Selbstberichtsskalen entwickelt und getestet, darunter die Problematic Pornography Use Scale (PPUS) (Kor et al., 2014), Skala zum Konsum zwanghafter Pornografie (CPC) (Noor, Rosser & Erickson, 2014), Cyber-Pornografie-Nutzungsinventar (CPUI/CPUI-9) (Grubbs, Sessoms, Wheeler & Volk, 2010; Grubbs, Volk, Exline & Pargament, 2015), Pornography Consumption Inventory (PCI) (Reid, Li, Gilliland, Stein & Fong, 2011b), Fragebogen zum Verlangen nach Pornografie (PCQ) (Kraus & Rosenberg, 2014) und Problematic Pornography Consumption Scale (PPCS) (Bothe et al., 2018) und Problematic Pornography Consumption Scale (PPCS-6) (Bőthe, Tóth-Király, Demetrovics & Orosz, 2020). Während jeder seine Stärken hat, haben viele dieser Fragebögen zur Selbsteinschätzung ihre Grenzen und wurden oft keinen strengen psychometrischen Tests unterzogen (siehe). Fernandez & Griffiths, 2019 zur Diskussion über Pornografie-Maßnahmen). Beispielsweise wurden sie typischerweise an nichtklinischen, praktischen Proben in westlichen Ländern entwickelt und getestet, ihnen fehlt oft ein einheitlicher theoretischer oder diagnostischer Rahmen, sie bewerten mehrere und diskrepante Symptombereiche und es gibt keinen empfohlenen klinischen Cut-off-Score für die Bestimmung die von Fachkräften für psychische Gesundheit weiter untersucht werden sollten. Obwohl diese Probleme für sich genommen besorgniserregend sind, sind sie angesichts der diagnostischen Erkennung von CSBD noch besorgniserregender. Im Juni 2019 wurde CSBD offiziell zum ICD-11 hinzugefügt (Weltgesundheitsorganisation, 2018) und angesichts des häufigen gleichzeitigen Auftretens von PPU ist die Entwicklung kurzer, robuster und psychometrisch fundierter Screening-Instrumente für PPU dringend erforderlich, um aktuelle Lücken auf diesem Gebiet zu schließen.
Ziele der vorliegenden Studie
Vor dem Hintergrund der oben beschriebenen Einschränkungen beschreibt die vorliegende Arbeit die Entwicklung eines kurzen Screening-Instruments Brief Pornography Screen (BPS) zur Identifizierung von PPU in fünf unabhängigen Studien. In Studie 1 untersuchten wir die Zustimmungswerte von 283 US-Militärveteranen zu den vorgeschlagenen Punkten, führten eine Hauptkomponentenanalyse durch und bewerteten die interne Zuverlässigkeit und Gültigkeit des BPS. In Studie 2 nutzten wir den von Qualtrics Survey Software bereitgestellten Omnibus-Dienst, um 2,075 US-amerikanische Erwachsene zu rekrutieren, die den repräsentativen US-Normen entsprachen, um die Ein-Faktor-Struktur des Bildschirms erneut zu bestätigen, seine interne Zuverlässigkeit zu bewerten und die Beziehungen zwischen dem BPS und zu untersuchen Maßnahmen der Psychopathologie. In Studie 3 nutzten wir den Paneldienst Turkprime, um die BPS-Faktorstruktur bei 1,063 Erwachsenen in den USA erneut zu bewerten, erneut mit repräsentativen Normen abzugleichen, und untersuchten Korrelationen mit Messungen der Psychopathologie. In Studie 4 haben wir 703 polnische Erwachsene rekrutiert, um die Faktorstruktur in einer Stichprobe außerhalb der USA weiter zu bestätigen und die interne Konsistenz und Gültigkeit zu bewerten. In Stichprobe 5 untersuchten wir die klinischen Merkmale von 105 männlichen Patienten in Polen, die eine Behandlung wegen PPU suchten, um den empfohlenen klinischen Cut-off-Score zu ermitteln. Die Rekrutierung für alle Studiengänge wird im Folgenden ausführlicher besprochen Ergänzende Materialien.
Statistische Analysen für die Studien 1–5
In den Studien 1 und 4 verwendeten wir SPSS-19 für deskriptive Statistiken, Chi-Quadrate, Hauptkomponentenanalyse, Pearson-Produkt-Moment-Korrelationen, ANCOVAs und unabhängige Analysen t-Tests.
In den Studien 2 und 3 haben wir unsere CFA-Modelle mit dem Lavaan (Rosseel, 2011)-Paket für R, das eine diagonal gewichtete Kleinste-Quadrate-Schätzung verwendet, die keine Normalität oder Homoskedastizität der Residuen voraussetzt und für Ordinaldaten vorzuziehen ist (Flora & Curran, 2004). Für Studie 5 verwendeten wir SPSS-19 zur Durchführung von ROC-Kurvenanalysen (Receiver Operating Characteristic).
Studiere 1
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Verfahren und Teilnehmer
Studie 1 wurde mit Daten des Survey of Experiences of Returning Veterans (SERV)-Projekts durchgeführt, bei dem Militärveteranen in den gesamten USA rekrutiert wurden (Kraus et al., 2017; Smith et al., 2014). Die allgemeinen Verfahren zur Rekrutierung von Teilnehmern und zur Durchführung des SERV-Projekts wurden an anderer Stelle beschrieben (Kraus et al., 2017). Die Zulassungsvoraussetzungen für das Studium waren wie folgt: (a) vom US-Militär getrennt (entlassen); (b) ein Veteran des Irak, Afghanistans oder der umliegenden Epochen; (c) mindestens 18 Jahre alt; (d) Englischsprecher; und (e) in den USA lebend. Teile dieses Datensatzes wurden bereits zuvor in den folgenden Artikeln veröffentlicht (Decker et al., 2019; Moisson et al., 2019; Scoglio et al., 2017; Turban, Potenza, Hoff, Martino & Kraus, 2017, Turban, Shirk, Potenza, Hoff & Kraus, 2020), aber keines dieser Papiere konzentrierte sich auf die Struktur oder Gültigkeit des BPS.
Mustermerkmale
Von den 283 befragten Teilnehmern waren die meisten männlich (70.6 %, n = 197) mit einem Durchschnittsalter von 35.1 (SD = 9.2) Jahre. Die Probeneigenschaften sind in aufgeführt Zusatztabelle 1.
Maßnahmen
Der Erstautor entwickelte die ersten sechs Punkte zum BPS als mögliches Maß für die PPU in US-Veteranenproben. Diese Elemente wurden ursprünglich erstellt, als der Erstautor ein Postdoktorandenstipendium in Psychologie abschloss. Die Elemente wurden auf der Grundlage klinischer Interaktionen mit Patienten und fortlaufender Arbeit aus früheren Studien zur Untersuchung klinischer Korrelate von PPU erstellt (siehe). Kraus, Martino et al., 2016a; Kraus & Rosenberg, 2014). Anschließend wurden die vorgeschlagenen Punkte von zwei anderen Teammitgliedern kreuzgeprüft, bevor sie in Studie 1 untersucht wurden.
In Studie 1 erhielten die Teilnehmer den BPS, der darauf abzielte, Personen zu identifizieren, die Probleme beim Umgang mit der Verwendung von Pornografie hatten. Die anfängliche Skala bestand aus sechs Items. Die Teilnehmer wurden gefragt: „Ist Ihnen in den letzten 6 Monaten eine dieser Situationen im Zusammenhang mit Ihrem Gebrauch von Pornografie passiert?“ Die Itemantworten waren 0 (nie), 1 (gelegentlich) und 2 (sehr oft), mit einem Bewertungsbereich von 0 bis 12. Siehe Tabelle 1 für den genauen Wortlaut des BPS.
Tabelle 1.Studie 1: Häufigkeit der Zustimmung zu den sechs Punkten des Brief Pornography Screen (BPS) unter US-Veteranen (N 222 =)
| Artikel | Noch nie (%) | Gelegentlich (%) | Sehr oft (%) | M (SD) | Komponentenmatrix |
| Sie stellen fest, dass Sie mehr Pornografie verwenden, als Ihnen lieb ist. | 60.5 | 29.6 | 9.9 | 1.49 (0.67) | 0.80 ∗ |
| Sie haben versucht, den Gebrauch von Pornografie einzuschränken oder ganz aufzugeben, waren jedoch erfolglos. | 73.5 | 18.8 | 7.2 | 1.33 (0.61) | 0.82 ∗ |
| Es fällt Ihnen schwer, dem starken Drang, Pornografie zu verwenden, zu widerstehen. | 61.9 | 28.7 | 9.0 | 1.47 (0.66) | 0.84 ∗ |
| Sie nutzen Pornografie, um mit starken Emotionen (z. B. Traurigkeit, Wut, Einsamkeit usw.) umzugehen. | 68.6 | 20.2 | 10.8 | 1.42 (0.68) | 0.73 ∗ |
| Sie nutzen weiterhin Pornografie, obwohl Sie sich dabei schuldig fühlen. | 61.4 | 25.6 | 12.6 | 1.51 (0.71) | 0.76 ∗ |
| Die Leute haben ihre Besorgnis über Ihren Gebrauch von Pornografie geäußert. | 90.6 | 5.8 | 3.1 | 1.12 (0.41) | 0.49 |
Note. Fettgedruckte Komponentenladungen weisen auf höhere Belastungen dieser Komponente hin. Fehlende Daten zu zwei Teilnehmern.
Komponente 1 = 3.75; Prozent der Varianz = 62.5 %.
*Fettgedruckte Elemente wurden in der endgültigen Version beibehalten.
M = Mittelwert; SD = Standardabweichung.
Wir haben auch den Fragebogen zu sexuellem Verhalten und zur Geschichte der Pornografie verwendet (Rosenberg & Kraus, 2014), um die sexuelle Vorgeschichte und die Merkmale des Pornografiekonsums der Teilnehmer zu beurteilen, der PCQ (Kraus & Rosenberg, 2014), um das Verlangen nach Pornografie zu beurteilen (α = 0.83) und der PPUS (Kor et al., 2014), um mit PPU verbundene Merkmale zu bewerten (α = 0.83). Die UPPS-P-Skala für impulsives Verhalten (Cyders, Littlefield, Coffey & Karyadi, 2014; Lynam, Smith, Whiteside & Cyders, 2006) ist ein 45-Punkte-Fragebogen, der die allgemeine Impulsivität bewertet (α = 0.80) und Vorsätzlichkeit (Mangel an) (α = 0.84), Negative Dringlichkeit (α = 0.81), Positive Dringlichkeit (α = 0.81), Sensation-Seeking (α = 0.84) und Ausdauer (Mangel an) Komponenten (α = 0.83) und das Hypersexual Behavior Inventory (HBI) (Reid, Garos & Carpenter, 2011a), um Merkmale der Hypersexualität zu messen (α = 0.82). In einer zusätzlichen Frage wurde das Interesse der Veteranen an einer Behandlung für bestimmte CSBD-Verhaltensweisen (z. B. zwanghafte Pornografie, Gelegenheits-/anonymer Sex usw.) bewertet.
Ethik
Das Institutional Review Board des Department of Veterans Affairs genehmigte die Studie. Alle Teilnehmer gaben vor der Teilnahme an der Studie eine schriftliche Einverständniserklärung ab.
Die Ergebnisse
Pornografiegebrauch und sexuelle Praktiken unter Veteranen
Einundzwanzig Prozent (n = 59) der Teilnehmer gaben an, nie Pornografie gesehen zu haben. Ungefähr 51 % (n = 42) der Frauen gaben an, nie Pornografie zu konsumieren, verglichen mit 8.6 % der Männer (n = 17), χ2 (5) = 96.15, P <0.001, Cramer's V = 0.59. Da sich die aktuelle Studie auf die psychometrische Bewertung des BPS zur Beurteilung der PPU konzentrierte, haben wir diese 59 Nichtkonsumenten von Pornografie aus der Studie entfernt und 220 Personen für nachfolgende Analysen übrig gelassen.
Itemreduktion und Faktorstruktur des Brief Pornography Screen (BPS)
Wir führten zunächst eine Itemreduktion durch, indem wir die Item-Gesamtkorrelationen der ersten sechs Items untersuchten (Tabelle 1). Alle Elemente waren mäßig korreliert (rs = 0.31–0.70, P < 0.001), was darauf hindeutet, dass auf dieser Grundlage keines eliminiert werden konnte. Zweitens untersuchten wir die Häufigkeitszahlen für jede Übereinstimmungsebene für jeden der sechs Punkte im BPS, um etwaige Punkte zu identifizieren, die „unausgeglichen“ waren (Clark & Watson, 1995). Unter Verwendung dieser Entscheidungsregel war ein Punkt („Personen haben ihre Besorgnis geäußert“) für die Eliminierung geeignet; Wir haben jedoch alle sechs Artikel einer Hauptkomponentenanalyse (nicht rotiert) unterzogen, um sie weiter zu reduzieren.
Die Hauptkomponentenanalyse (PCA) wird häufig zur Reduzierung von Elementen bei der Skalenentwicklung verwendet, und PCA und explorative Faktorenanalyse (EFA) liefern oft ähnliche Ergebnisse (Schneeweiss & Mathes, 1995). Aufgrund der Einfachheit des BPS (ursprünglich 6 Elemente) und seines einzigen zugrunde liegenden Faktors bestand unser Ziel einfach darin, die Anzahl der Elemente zu reduzieren und gleichzeitig so viel wie möglich von der ursprünglichen Varianz beizubehalten (Conway & Huffcutt, 2003). Hätte das BPS jedoch mehrere Faktoren einbezogen und wir wären an der Beziehung zwischen diesen Faktoren interessiert, wären EFA oder Strukturgleichungsmodellierung (SEM) in Betracht gezogen worden. Nachfolgend berichten wir über die Ergebnisse der PCA.
Die Ergebnisse ergaben nur eine Komponente mit einem Eigenwert von 3.75, die 62.5 % der Gesamtvarianz ausmachte (Tabelle 1). Nur das zuvor identifizierte unausgeglichene Element wies keine hohen Ladungen (≥ 0.50) und Kommunalitäten (> 0.40) auf; unter Verwendung dieser Entscheidungsregel (Costello & Osborne, 2005), wurde der Artikel gelöscht. Die fünf verbleibenden Elemente hatten einen hohen internen Konsistenzkoeffizienten (α = 0.89), zusammengesetzte Zuverlässigkeit (0.92) und eine moderate mittlere Inter-Item-Korrelation (r = 0.62), was die Eindimensionalität des BPS unterstützt (Clark & Watson, 1995).
Konstrukt-, Konvergenz-, Kriteriums- und Diskriminanzvalidität des BPS
Um ein Element der Konstruktvalidität zu bewerten, untersuchten wir zunächst, ob die BPS-Werte in Abhängigkeit von der Menge der angesehenen Pornografie schwankten, nach Anpassung an das Geschlecht. ANCOVA-Ergebnisse zeigten einen signifikanten Haupteffekt für die Häufigkeit des Pornografiekonsums, F (3, 216) = 14.32, P <0.001, partiell η2 = 0.12. Mithilfe von Post-hoc-Vergleichen (Bonferroni-korrigiert) stellten wir fest, dass tägliche Pornografienutzer (M = 4.39, SD = 2.10, SE = 0.48) hatten signifikant höhere BPS-Werte als wöchentliche Benutzer (M = 2.53, SD = 0.73, SE = 0.29), die wiederum höhere BPS-Werte aufwiesen als monatliche Nutzer (M = 1.45, SD = 0.36, SE = 0.25). Wir haben auch Pearson-Produkt-Moment-Korrelationen berechnet, um die Beziehungen zwischen Studienvariablen zu bewerten, und zur Unterstützung der konvergenten Validität haben wir eine positive und robuste Korrelation zwischen den PPUS- und BPS-Scores gefunden (siehe Tabelle 2 für bivariate Korrelationen nach Geschlecht). Zur Unterstützung der Kriteriumsvalidität fanden wir positive, aber moderate Korrelationen zwischen den BPS-, HBI- und PCQ-Scores. Zur Untermauerung der Diskriminanzvalidität wurde festgestellt, dass der BPS weitgehend nichts mit der Impulsivität zu tun hatte, obwohl negative und positive Dringlichkeit bei Männern und nicht bei Frauen positiv, wenn auch schwach, mit den BPS-Werten assoziiert waren.
Tabelle 2.Studie 1, Korrelationen sowie Mittelwerte und Standardabweichungen für Studienvariablen, die für US-Veteranen von Interesse sind
| Variable | Kurzer Pornografie-Bildschirm | Abdeckung | |||
| Frau (n 40 =) | Männer (n 180 =) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| Kurzer Pornografie-Bildschirm | - | 0.80 (1.73) | - | 2.55 (2.87) | 0-10 |
| Fragebogen zum Verlangen nach Pornografie | 0.32 ∗ | 2.03 (0.95) | 0.45∗∗ | 2.95 (1.34) | 1-7 |
| Problematische Pornografie Verwenden Sie Skala | 0.77∗∗ | 1.27 (0.50) | 0.75∗∗ | 1.92 (0.98) | 1-5.7 |
| Hypersexuelles Verhalten Inventar | 0.66∗∗ | 27.1 (9.0) | 0.60∗∗ | 34.8 (15.4) | 18-95 |
| UPPS-P Negative Dringlichkeit | 0.29 | 2.27 (0.51) | 0.30∗∗ | 2.36 (0.52) | 1.3-3.9 |
| UPPS-P Mangel an Vorsatz | 0.11 | 2.07 (0.44) | -0.03 | 2.08 (0.40) | 1.2-3.3 |
| UPPS-P Mangelnde Ausdauer | 0.18 | 1.79 (0.42) | 0.11 | 1.94 (0.48) | 1.0-3.4 |
| UPPS-P Sensation Seeking | -0.02 | 2.61 (0.48) | 0.05 | 2.87 (0.37) | 1.2-4.0 |
| UPPS-P Positive Dringlichkeit | 0.22 | 1.94 (0.44) | 0.22∗∗ | 2.23 (0.48) | 1.1-3.6 |
Note. ∗P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = Mittelwert; SD = Standardabweichung.
Behandlung sexuellen Verhaltens
Von den 220 Veteranen, die zu ihrem Pornografiekonsum befragt wurden (siehe Zusatztabelle 1), neun gaben an, dass sie an einer Behandlung von PPU interessiert seien. Alle Personen waren männlich (9 von 180 Männern, 5 %). Der BPS-Mittelwert für die verbleibenden fünf Punkte betrug für die neun Männer 6.67 (SD = 2.95). Alle nachfolgenden Studien (2–5) verwendeten für ihre Analysen das Fünf-Punkte-BPS, da sie nach Studie 1 durchgeführt wurden.
Studiere 21
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Verfahren und Teilnehmer
Mithilfe des von Qualtrics Survey Software bereitgestellten Omnibus-Dienstes rekrutierten wir einen landesweit repräsentativen Vertreter der USA (nicht-wahrscheinliche Stichprobe basierend auf den Volkszählungsnormen von 2010 für Alter, Geschlecht, Rasse, ethnische Zugehörigkeit, Einkommen und US-Volkszählungsregion) für eine Querschnittsstudie an Erwachsenen (N = 2,075; 51 % Frauen [n = 1,059], 49 % Männer [n = 1,016]; M Alter = 44.8, SD = 16.7).
Teile dieses Datensatzes wurden an anderer Stelle in den folgenden Artikeln beschrieben, aber keiner der Artikel konzentrierte sich auf die Struktur oder Gültigkeit des BPS (siehe Grubbs, Kraus et al., 2019b; Grubbs, Kraus, Perry, Lewczuk und Gola, 2020).
Maßnahmen
Die Analysen beschränkten sich auf Erwachsene, die zugaben, im vergangenen Jahr Pornografie gesehen zu haben (N = 1,058, 66 % Männer). Das Verhalten beim Gebrauch von Pornografie wurde anhand von drei Punkten bewertet. Konkret haben wir die Teilnehmer gefragt, wie oft sie im vergangenen Jahr absichtlich nur Pornografie angeschaut haben. Wir fragten die Teilnehmer auch, wie oft sie im vergangenen Jahr zu Pornografie masturbiert hatten. Bei beiden Fragen reichten die Antworten von 1 (ganz und gar nicht) zu 8 (einmal am Tag oder öfter). In einem einzigen Item wurden die Teilnehmer gebeten, in Minuten anzugeben, wie viel Zeit sie täglich im Durchschnitt damit verbracht hatten, sich Pornografie anzusehen.
Spezifisch für diese Stichprobe und zusätzlich zum BPS haben wir auch die psychische Belastung bewertet, indem wir drei mit Depressionen in Zusammenhang stehende Items und zwei angstbezogene Items aus dem Cross-Cutting Symptom Measure für das DSM-5 einbezogen haben (Narrow et al., 2013). Wir haben drei CPUI-9-Elemente verwaltet (Grubbs et al., 2015), um spezifische Reaktionen auf oder Überzeugungen zum Gebrauch von Pornografie zu beurteilen. Jeder Punkt wurde auf einer Skala von 1 (entschieden widersprechen) zu 7 (stimme voll und ganz zu). Diese gesichtsgültigen Items wurden den CPUI-9-Subskalen entnommen: Wahrgenommene Zwanghaftigkeit (z. B. „Ich glaube, ich bin süchtig nach Pornografie“), Zugriffsbemühungen (z. B. „Ich habe Dinge aufgeschoben, die ich tun musste, um Pornografie anzusehen“). und emotionale Belastung (z. B. „Ich fühle mich deprimiert, nachdem ich mir Pornografie angesehen habe“). Alle drei Punkte stehen in einem inhaltlichen Zusammenhang mit dem Verhalten beim Gebrauch von Pornografie (Grubbs, Wilt, Exline & Pargament, 2018a; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament & Kraus, 2018b).
Ethik
Das Institutional Review Board der Abteilung der Bowling Green State University hat Studie 2 als Ausnahme genehmigt. Alle Teilnehmer gaben vor der Teilnahme an der Studie eine elektronische Einverständniserklärung ab.
Die Ergebnisse
Wir haben eine Bestätigungsfaktoranalyse (CFA) unter Verwendung der diagonal gewichteten Kleinste-Quadrate-Schätzung (DWLS) mit robusten Varianzen durchgeführt, da die DWLS-Schätzung keine Normalität oder Homoskedastizität der Residuen voraussetzt und für ordinale Daten vorzuziehen ist (Flora & Curran, 2004). Diese Analyse ergab eine hervorragende BPS-Anpassung für eine eindimensionale Faktorstruktur (Robust χ).2 (5) = 3.06, P = 0.69; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA < 0.001, SRMR = 0.01). Der durchschnittliche BPS-Wert war niedrig (M = 1.56, SD = 2.53) und die Analyse der internen Zuverlässigkeit ergab eine hohe interne Konsistenz (α = 0.90). Männer erzielten höhere BPS-Werte (M = 2.24, SD = 2.81) als Frauen (M = 1.70, SD = 2.60) t (2, 1,056) = 3.05, P <0.001, Cohens d = 0.20).
BPS-Werte waren positiv mit mehreren Messungen in erwartete Richtungen verbunden. BPS-Werte wurden positiv mit Aussagen wie „Ich bin süchtig nach Pornografie“ assoziiert (r = 0.620, P < 0.001), „Ich fühle mich deprimiert, nachdem ich mir Pornografie angesehen habe“ (r = 0.47, P < 0.001) und „Ich habe Dinge aufgeschoben, die ich tun musste, um Pornografie anzusehen“ (r = 0.59, P < 0.001). Die BPS-Werte waren positiv mit der Häufigkeit des Ansehens von Pornografie im vergangenen Jahr verbunden (r = 0.39, P < 0.001), im letzten Jahr zu Pornografie masturbiert (r = 0.40, P < 0.001), durchschnittliche tägliche Minuten, die mit dem Anschauen von Pornografie verbracht werden (r = 0.23, P < 0.001) und allgemeine Gefühle psychischer Belastung (r = 0.34, P <0.001).
Studiere 32
Versandart
Verfahren und Teilnehmer
Daten von 470 Erwachsenen, die das Internet nutzen und im vergangenen Jahr Pornografie konsumiert haben, wurden aus einer größeren Stichprobe von 1,063 US-Erwachsenen analysiert, die anhand landesweit repräsentativer US-Normen auf der Grundlage landesweit repräsentativer US-Normen von 2010 (basierend auf US-Volkszählungsdaten) für Alter, Geschlecht, ethnische Zugehörigkeit, Rasse, US-Volkszählungsregion und Einkommen. Diese Nicht-Wahrscheinlichkeitsstichprobe wurde vom Turkprime-Panel-Dienst rekrutiert und vergütet (Litman, Robinson & Abberbock, 2017).
Teile dieses Datensatzes wurden zuvor in den folgenden Artikeln veröffentlicht (Grubbs et al., 2020; Grubbs & Gola, 2019; Grubbs, Grant; Engelman, 2019a; Grubbs, Warmke, Tosi, James & Campbell, 2019d); Allerdings konzentrierte sich keine der Studien auf die Struktur oder Gültigkeit des BPS.
Maßnahmen
In Übereinstimmung mit Studie 2 beschränkten wir die Analysen auf diejenigen, die im vergangenen Jahr über den Gebrauch von Pornografie berichteten (N = 470; M Alter = 44.9; SD = 15.9; 72 % Männer). Das Verhalten bei der Verwendung von Pornografie wurde wie in Studie 2 anhand des BPS und von Maßen für die Häufigkeit des alleinigen Gebrauchs von Pornografie, die Häufigkeit von Masturbation bei Pornografie und den durchschnittlichen täglichen Gebrauch von Pornografie in Minuten bewertet. Die allgemeine Belastung wurde mit der gleichen DSM-5-Querschnittsmessung gemessen, die in Studie 2 beschrieben wurde. Selbstberichtete Gefühle der Sucht nach Pornografie wurden mit dem CPUI-9 bewertet (α = 0.91; Grubbs et al., 2010; Grubbs et al., 2015) und seine Teilskalen zur Beurteilung der wahrgenommenen Zwanghaftigkeit (α = 0.93), emotionale Belastung (α = 0.92) und Zugriffsaufwand (α = 0.87).
Ethik
Das Institutional Review Board der Abteilung der Bowling Green State University hat Studie 3 als Ausnahme genehmigt. Alle Teilnehmer gaben vor der Teilnahme an der Studie eine elektronische Einverständniserklärung ab.
Die Ergebnisse
Eine CFA mit robuster DWLS-Schätzung ergab eine hervorragende BPS-Anpassung für Eindimensionalität (χ2 (5) = 8.64, P = 0.12; CFI = 0.99, TLI = 0.98, RMSEA = 0.03, SRMR = 0.02). Der mittlere BPS-Wert war niedrig (M = 1.92, SD = 2.69) und die interne Zuverlässigkeit war hoch (α = 0.91). Männer (M = 2.25, SD = 2.75) schnitten besser ab als Frauen (M = 1.12, SD = 2.39; t [1,48] = 4.04, P <0.001, Cohens d = 0.40).
Die BPS-Werte wurden mit den Werten für den gesamten CPUI-9 korreliert (r = 0.72, P < 0.001) und wahrgenommene Zwanghaftigkeit (r = 0.75, P < 0.001), Zugriffsaufwand (r = 0.64, P < 0.001) und emotionale Belastung (r = 0.47, P < 0.001) Subskalen. Die BPS-Werte waren positiv mit der Häufigkeit des Pornografiekonsums im vergangenen Jahr verbunden (r = 0.47, P < 0.001), Häufigkeit von Masturbation bis hin zu Pornografie im letzten Jahr (r = 0.43, P < 0.001), durchschnittlicher täglicher Gebrauch von Pornografie in Minuten (r = 0.33, P < 0.001) und allgemeine Verzweiflungsgefühle (r = 0.33, P <0.001).
Studiere 4
Versandart
Verfahren und Teilnehmer
Die Probe (Zusatztabelle 4) bestand aus 703 polnischen Erwachsenen (512 Frauen, 72.8 %) im Alter von 18–54 Jahren (M = 26.04, SD = 6.07). Eine Teilmenge dieses Datensatzes (191 Männer) stammt aus dem in beschriebenem Datensatz Kowalewska, Kraus, Lew-Starowicz, Gustavsson und Gola (2019).
Alle Erwachsenen wurden aus der polnischen Bevölkerung über eine webbasierte Anzeige auf gumtree.pl (polnische Version von Craigslist) und hiperseksualnosc.pl (der Website des Forschungsteams) rekrutiert. Teilnehmer, die an der Online-Umfrage teilgenommen und ihre E-Mail-Adresse hinterlassen haben, waren berechtigt, einen der folgenden Preise zu gewinnen: fünf Buchhandlungsgutscheine im Wert von 30, 15 oder 5 USD und 30 Eintrittskarten für ein Kino. Alle E-Mail-Adressen wurden in der separaten Datenbank gespeichert und nicht mit Fragebogendaten verknüpft, um die Anonymität zu gewährleisten.
Maßnahmen
Zusätzlich zur Verwendung des BPS haben wir die Impulsivität mithilfe der polnischen Anpassung von UPPS-P bewertet (Poprawa, 2014). Wir haben Zwangsmerkmale mithilfe der polnischen Adaption des Obsessive Compulsive Inventory – Revised (OCI-R) gemessen (Foa et al., 2002; Einzelheiten zur Übersetzung finden Sie in; Gola et al., 2017a) und die polnische Anpassung des Sexual Addiction Screening Test – Revised (SAST-R) (Gola et al., 2017a), um (1) die Beschäftigung mit Sex, (2) Affekt, (3) Beziehungsstörung durch sexuelles Verhalten und (4) das Gefühl, die Kontrolle über sexuelles Verhalten zu verlieren (SAST-R insgesamt). α = 0.80).
Ethik
Alle Verfahren wurden von der Ethikkommission des Instituts für Psychologie der Polnischen Akademie der Wissenschaften genehmigt. Alle Teilnehmer erhielten vor der Teilnahme an der Studie eine schriftliche Einverständniserklärung.
Die Ergebnisse
Psychometrische Eigenschaften des polnisch angepassten BPS
Ein zusätzlicher CFA unter Verwendung der robusten DWLS-Schätzung ergab eine hervorragende Anpassung an die Ein-Faktor-Lösung (Robust χ).2 (5) = 2.12, P = 0.83; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA = 0.00, SRMR = 0.02). Ähnlich wie die vorherigen Studien wies die polnische Anpassung des BPS eine hohe interne Konsistenz auf (α = 0.89) und eine moderate mittlere Inter-Item-Korrelation (r = 0.62). Sowohl die interne Konsistenz als auch die mittlere Inter-Item-Korrelation waren bei Männern höher (α = 0.88; r = 0.61) als Frauen (α = 0.85; r = 0.54).
Wie in dargestellt Tabelle 3Für die gesamte Stichprobe betrug der durchschnittliche BPS-Wert 1.92 (SD = 2.65). Männer (M = 3.56, SD = 3.11) hatten im Vergleich zu Frauen höhere BPS-Werte (M = 1.12, SD = 1.92), t (701) = 10.12, P <0.001, Cohens d = 0.76). Die Anzahl der Minuten, die man mit dem Anschauen von Pornografie verbrachte, korrelierte nur schwach mit den BPS-Werten, allerdings nur bei Männern. Zur Unterstützung der Kriteriumsvalidität korrelierten die BPS-Scores positiv mit der Schwere der Symptome, gemessen durch den SAST-R. Zur Untermauerung der Diskriminanzvalidität und ähnlich wie in Studie 1 fanden wir keine Korrelation zwischen BPS-Werten und UPPS-P-Sensationssucht und mangelnder Vorsätzlichkeit sowie schwache positive Korrelationen zwischen BPS-Werten und negativer Dringlichkeit, positiver Dringlichkeit und Ausdauer. Die BPS-Werte korrelierten schwach mit Zwangsmerkmalen (siehe Tabelle 3 für alle Korrelationen).
Tabelle 3.Korrelationen der BPS-Werte mit anderen Messungen in einer Stichprobe polnischer Erwachsener (N 703 =)
| Variable | Kurzer Pornografie-Bildschirm | Abdeckung | |||
| Frau (n 512 =) | Männer (n 191 =) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| Kurzer Pornografie-Bildschirm | - | 1.12 (1.92) | - | 3.56 (3.11) | 0-10 |
| Umfang des Pornografiekonsums in der letzten Woche (min.) | 0.07 | 60.46 (108.93) | 0.17 ∗ | 124.66 (179.12) | 1-1,200 |
| Sexual Addiction Screening Test - Überarbeitet | 0.43∗∗ | 3.81 (2.99) | 0.61∗∗ | 5.51 (4.23) | 0-18 |
| Zwangsinventur – überarbeitet | 0.17∗∗ | 18.03 (10.38) | 0.25∗∗ | 19.21 (9.72) | 0-58 |
| UPPS-P Negative Dringlichkeit | 0.22∗∗ | 29.26 (7.16) | 0.29∗∗ | 27.02 (7.79) | 2-48 |
| UPPS-P Mangel an Vorsatz | 0.06 | 22.28 (5.26) | 0.14 | 21.83 (5.86) | 2-41 |
| UPPS-P Mangelnde Ausdauer | 0.14∗∗ | 20.25 (5.18) | 0.15 ∗ | 20.24 (4.92) | 2-37 |
| UPPS-P Sensation Seeking | -0.06 | 31.22 (7.75) | -0.004 | 34.39 (7.99) | 4-48 |
| UPPS-P Positive Dringlichkeit | 0.12∗∗ | 28.02 (9.54) | 0.27∗∗ | 28.90 (10.03) | 9-56 |
Hinweis. *P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = Mittelwert; SD = Standardabweichung.
Studiere 5
Versandart
Verfahren und Teilnehmer
Um den BPS-Cut-off-Score zu untersuchen, haben wir weitere 105 polnische Männer im Alter von 18–55 Jahren untersucht (M = 32.94; SD = 7.45), die wegen CSBD eine Behandlung suchten, von denen die meisten über PPU berichteten (siehe Ergänzende Tabellen 5 und 6). Die behandlungssuchende Gruppe umfasst Datensätze aus den folgenden Studien: Wordecha et al. (2018) (9 Männer); Gola, Lew-Starowicz, Draps und Kowalewska (2019) (57 Männer); Draps et al. (2020) (26 Männer); Holas, Draps, Kowalewska, Lewczuk und Gola (2020) (13 Männer). Die Kontrollgruppe bestand aus 191 männlichen Erwachsenen im Alter von 18–54 Jahren (M = 26.04; SD = 6.07) aus Studie 4.
Behandlungssuchende Patienten wurden zwischen Juni 2014 und November 2017 in zwei Kliniken für Sexologie in Warschau unter Männern rekrutiert, die eine Behandlung wegen PPU suchten. Alle Patienten, die eine Behandlung wegen PPU suchten, erfüllten vier von fünf diagnostischen Kriterien für eine hypersexuelle Störung, wie von vorgeschlagen Kafka (2010) für DSM-5.
Maßnahmen
Nach Abschluss eines ersten Interviews wurden die Patienten auf Einschluss-/Ausschlusskriterien untersucht. Einschluss-/Ausschlusskriterien bestanden darin, ausschließlich oder überwiegend heterosexuell zu sein (bewertet anhand der polnischen Adaption der Kinsey-Skala); Kinsey, Pomeroy & Martin, 1948) und die diagnostischen Kriterien für eine Alkoholkonsumstörung nicht erfüllen (Saunders, Aasland, Babor, De la Fuente & Grant, 1993) oder Glücksspielstörung (Werte <5 auf dem South Oaks Gambling Screen (SOGS). α = 0.70) (Lesieur & Blume, 1987). Alle männlichen Patienten wurden zusätzlich mit dem Strukturierten Klinischen Interview für DSM-IV (SCID) beurteilt (Gibbon, Spitzer, Williams, Benjamin & First, 1997) für Zwangsstörungen, Impulskontrollstörungen, bipolare Störungen, Angstzustände, psychotische Störungen, Substanzgebrauchsstörungen und sexuelles Verhalten (Zusatztabelle 6). Männliche Patienten, die mindestens drei CSBD-Kriterien erfüllen (Kraus et al., 2018) und vier für hypersexuelle Störung (Kafka, 2010) und keine der oben genannten Erkrankungen wurde zur Teilnahme an dieser Studie eingeladen.
Ethik
Alle Verfahren wurden von der Ethikkommission des Instituts für Psychologie der Polnischen Akademie der Wissenschaften genehmigt. Alle Teilnehmer erhielten vor der Teilnahme an der Studie eine schriftliche Einverständniserklärung.
Die Ergebnisse
Der durchschnittliche BPS-Wert für behandlungssuchende Männer betrug 7.50 (SD = 2.58) und war deutlich höher als bei Männern, die keine Behandlung suchten, 3.56 (SD = 3.12), z = 14.66, P <0.001, Cohens d = 1.38. Wir haben die Klassifizierungsqualität der bewertet a priori ausgewählte Patientengruppe (n = 105) gegen alle Männer aus der Kontrollgruppe (Studie 4, n = 191) (siehe Abb.. 1 für ROC-Kurve). Die ROC-Kurve erfasste eine Fläche von 82.2 % der 5 Testobjekte (SE = 0.02; P < 0.001), gekennzeichnet durch 95 %-Konfidenzintervalle mit Grenzen von 77.5 % und 86.9 %. Wie gezeigt in Tabelle 4Der vorgeschlagene Grenzwert beträgt 4, wobei die Sensitivität 58.42 %, die Spezifität 90.48 %, der positive Vorhersagewert 91.74 % (95 %-KI 85.88 %–95.30 %) und der negative Vorhersagewert 54.60 % (95 %-KI 50.12 %–59.00) beträgt %) und Genauigkeit 69.83 % (95 %-KI 64.24 %–75.02 %). Ein Cut-off-Wert von 5 zeichnet sich durch eine Sensitivität von 68.42 % und eine Spezifität von 83.81 % aus (vgl Tabelle 4).
Studie 5, ROC-Kurve für das polnisch angepasste BPS für diejenigen, die eine Behandlung wegen problematischem Gebrauch von Pornografie suchen (Score von 4 oder höher)
Zitat: Zeitschrift für Verhaltenssucht J Behav Addict 9, 2; 10.1556/2006.2020.00038
Tabelle 4.ROC-Analyse für den vorgeschlagenen Brief Pornography Screen (BPS) mit vorgeschlagenen Cut-off-Scores
| statistisch | Wert von 4 auf dem BPS | Wert von 5 auf dem BPS | ||
| Wert | 95% CI | Wert | 95% CI | |
| Sensitivität | 58.4% | 51.1-65.5% | 68.4% | 61.3-75.0% |
| Spezifität | 90.5% | 83.2-95.3% | 83.8% | 75.6-90.3% |
| Positives Wahrscheinlichkeitsverhältnis | 6.13 | 3.36-11.20 | 4.23 | 2.71-6.60 |
| Negatives Wahrscheinlichkeitsverhältnis | 0.46 | 0.38-0.55 | 0.38 | 0.30-0.47 |
| Prävalenz von Krankheiten | 64.4% | 58.7-69.9% | 64.4% | 58.7-69.9% |
| Positiv vorhergesagter Wert | 91.7% | 85.8-95.3% | 88.4% | 83-92.3% |
| Negativer Vorhersagewert | 54.6% | 50.1-59% | 59.5% | 53.9-64.8% |
| Genauigkeit | 69.8% | 64.2-75% | 73.9% | 68.5-78.8% |
Um Veränderungen im PPU bei behandlungssuchenden Patienten zu untersuchen, verglichen wir die BPS-Werte von 57 Männern aus unserer klinischen Stichprobe vor und nach zwei Monaten Pharmakotherapie mit Naltrexon oder Paroxetin (Gola et al., 2019) unter Verwendung einer abhängigen Stichprobe t-prüfen. Die BPS-Werte unterschieden sich nach der Behandlung (t (56) = 6.75; P <0.001, Cohens d = 1.80), mit höheren BPS-Werten vor der Therapie (M = 8.54; SD = 1.77) als nach zweimonatiger Therapie (M = 5.75; SD = 2.97).
Diskussion
In der aktuellen Studie wurde das BPS, ein kurzes Screening-Tool zur Identifizierung wahrscheinlicher PPU, evaluiert. Die in unseren Studien verwendete robuste Stichprobentechnik wurde bisher nicht bei der Entwicklung von Skalen zur Bewertung der PPU verwendet. Insgesamt ist das BPS psychometrisch fundiert, wie anhand von Zuverlässigkeits- und Validitätsmessungen in mehreren Stichproben nachgewiesen wird, was eine erste Unterstützung für seinen Einsatz in der klinischen Praxis darstellt. Allerdings sind weitere Untersuchungen erforderlich, um seinen klinischen Nutzen für behandlungssuchende Personen vollständig zu bestimmen.
Frühere Arbeiten haben durchweg gezeigt, dass Männer im Vergleich zu Frauen häufiger Pornografie ansehen und damit masturbieren (Bothe et al., 2018; Grubbs, Wilt, Exline & Pargament, 2018a; Wright, 2013), und dieser Befund wurde bei allen fünf Proben beobachtet. Im Einklang mit früheren Untersuchungen stellten wir fest, dass Männer im Vergleich zu Frauen mehr Bedenken hinsichtlich des Gebrauchs von Pornografie äußerten (Bothe et al., 2018; Kor et al., 2014). Unsere Studie ist insofern einzigartig, als wir die psychometrischen Eigenschaften von fünf verschiedenen Stichproben untersucht haben (z. B. US-Veteranen, zwei allgemeine US-Erwachsenenstichproben, polnische Erwachsene und polnische männliche Patienten, die sich einer CSBD-Behandlung unterziehen). Angesichts der Vielfalt der Proben, die wir zur Bewertung der psychometrischen Eigenschaften des BPS rekrutiert haben, glauben wir, dass die Ergebnisse sowohl für klinische als auch für nichtklinische Gruppen aus verschiedenen Ländern verallgemeinerbar sind. Trotzdem ist weiterhin Vorsicht geboten und wir empfehlen weitere Untersuchungen zur Validierung des BPS für klinische Populationen, insbesondere für Frauen sowie sexuelle und geschlechtsspezifische Minderheiten, die eine Behandlung für PPU suchen.
Unsere erste Untersuchung des vorgeschlagenen Sechs-Item-Screens in Studie 1 ergab, dass ein Item unausgeglichen war, und weitere Analysen legten nahe, es zu entfernen. In allen Studien zeigte das Fünf-Punkte-Screening eine hohe interne Konsistenz sowie Konstrukt-, Konvergenz-, Diskriminanz- und Kriteriumsvalidität. Wie erwartet korrelierten die BPS-Werte stark mit anderen bereits existierenden Skalen zur Bewertung der PPU (z. B. CPUI-9 (Grubbs et al., 2015) und PPUS (Kor et al., 2014)), korreliert jedoch nur mäßig mit den Symptomschweremaßen zur Beurteilung der Hypersexualität (Reid, Garos et al., 2011a; Reid, Li et al., 2011b) oder sexuelle Sucht (Gola et al., 2017b). Daher ist das Screening enger mit Maßnahmen zur Beurteilung der PPU-Dimensionen verbunden, steht aber immer noch mit allgemeinen Maßnahmen im Zusammenhang mit CSBD (z. B. eingeschränkte Kontrolle, fehlgeschlagene Versuche, mit dem Rauchen aufzuhören) in Zusammenhang. Wir hatten nicht die Absicht, dass die BPS als Stellvertreter der CSBD fungiert. Untersuchungen deuten jedoch darauf hin, dass PPU eines der am häufigsten gemeldeten Probleme bei Personen ist, die eine psychische Behandlung wegen CSBD suchen (Kraus, Meshberg-Cohen, Martino, Quinones & Potenza, 2015a; Kraus, Potenza et al., 2015b; Reid et al., 2012). Daher kann der BPS ein nützliches Instrument zur Erkennung möglicher PPU bei Personen sein, die eine Behandlung wegen CSBD suchen. Zusätzliche klinische Interviews sind erforderlich, um das Vorliegen einer CSBD festzustellen, die sich bei behandlungssuchenden Personen mit unterschiedlichem klinischen Erscheinungsbild als PPU manifestieren könnte (Kraus & Sweeney, 2019).
Wir fanden auch heraus, dass die BPS-Werte im Allgemeinen schwach mit der Impulsivität korrelierten (Cyders et al., 2014; Lynam et al., 2006) und Zwangsmerkmale (Foa et al., 2002). Zur Unterstützung früherer Arbeiten (Bőthe et al., 2018, 2019) korrelierten die BPS-Werte mäßig mit den Maßen für allgemeine Verzweiflungs- und Depressionsgefühle; Wir fanden auch moderate Korrelationen zwischen BPS-Werten und Maßstäben für das Gefühl, von Pornografie abhängig zu sein, und der Priorisierung des Anschauens von Pornografie gegenüber anderen Aktivitäten (Grubbs, Perry, Wilt & Reid, 2019c). Wie an anderer Stelle erwähnt (Kor et al., 2014) fanden wir auch eine mäßige Korrelation zwischen dem Ansehen von Pornografie und der PPU, gemessen am BPS, obwohl die Beziehung zwischen den BPS-Werten und der Masturbationshäufigkeit stärker zu sein schien. Wir haben solche Zusammenhänge zwischen dem Verhalten beim Betrachten von Pornografie und den BPS-Werten erwartet. Wie in anderen Werken besprochen (Gola, Lewczuk & Skorko, 2016; Kraus, Martino, et al., 2016a; Bőthe et al. 2020) haben wir auch herausgefunden, dass die Häufigkeit des Ansehens von Pornografie nicht unbedingt ein Indikator für PPU ist. In beiden nationalen US-Stichproben fanden wir einen hohen Anteil an Personen (überwiegend Männer), die beim BPS einen Wert von mindestens vier oder mehr erreichten.1
Es bedarf zusätzlicher Forschung zur Festlegung von BPS-Normen für die Nutzung von Pornografie, die je nach Geschlecht, Alter und möglicherweise anderen sozioökonomischen Faktoren variieren können. Darüber hinaus entwickelt sich die Forschung zur Untersuchung des Gebrauchs von Pornografie noch weiter, und es sind weitere Arbeiten erforderlich, um sowohl die mit PPU verbundenen Risiko- als auch Schutzfaktoren zu identifizieren. Darüber hinaus würde die Rekrutierung großer weiblicher Stichproben eine umfassendere Untersuchung möglicher geschlechtsspezifischer Auswirkungen bei der Untersuchung von PPU in nichtklinischen und klinischen Stichproben ermöglichen. Es besteht ein besonderer Bedarf an der Untersuchung der PPU bei Frauen, die über ein hohes Maß an Pornografiekonsum berichten (d. h. täglich, mehrmals am Tag). Diese Gruppe war in unseren Stichproben nicht gleichmäßig vertreten, und Frauen, die Pornografie konsumierten, gaben generell im Vergleich zu Männern geringere Werte an. Bei frauenspezifischen Ergebnissen ist im Allgemeinen Vorsicht geboten, da unsere Ergebnisse wahrscheinlich durch die geringe Stichprobengröße beeinflusst wurden und weitere Untersuchungen zur Untersuchung geschlechtsspezifischer Unterschiede bei PPU-Frauen empfohlen werden. Wie in einer aktuellen Studie (Bőthe et al. 2020) empfehlen wir außerdem, einen Geschlechtsinvarianztest mit dem BPS durchzuführen, um seine psychometrischen Eigenschaften bei Frauen oder anderen unterschiedlichen Gruppen weiter zu untersuchen.
Eine Hauptstärke unserer aktuellen Studie besteht darin, dass wir eine Stichprobe von Männern einbezogen haben, die eine Behandlung für CSBD suchten, um die Sensitivität und Spezifität eines kurzen Screenings auf PPU zu bestimmen. Konkret untersuchten wir in Studie 5 unabhängig voneinander PPU bei 105 Männern, die an einer randomisierten klinischen Studie für CSBD teilnahmen. Nach dem Vergleich von CSBD-Patienten mit nicht betroffenen Kontrollteilnehmern ermittelten wir den anfänglichen klinischen Grenzwert für den BPS bei vier. Nach unserer derzeitigen Interpretation sollte ein BPS-Wert von vier oder höher eine weitere Beurteilung von PPU durch einen Arzt rechtfertigen. Allerdings lagen die Werte bei polnischen behandlungssuchenden Männern (die sich selbst als heterosexuell bezeichnen) und Veteranen, die an einer Behandlung für PPU interessiert waren, deutlich über 6. Es ist möglich, dass der klinische Cut-off minimal bei vier liegt, mit einem Wert von sechs oder höher , was möglicherweise den Bedarf an klinischen Dienstleistungen widerspiegelt. Eine weitere Verfeinerung mit klinischen und nichtklinischen Proben zur Bestimmung des optimalen Cut-off-Scores für den BPS ist erforderlich. Der vorgeschlagene Cut-off-Score sollte derzeit mit Vorsicht interpretiert werden.
Obwohl die Studie vielversprechend ist, weist sie mehrere Einschränkungen auf. Obwohl vier der fünf Stichproben Frauen umfassten, sind zunächst weitere Untersuchungen zu PPU bei Frauen und verschiedenen Bevölkerungsgruppen erforderlich, um geschlechts- und diversitätsbezogene Überlegungen anzugehen. Vorläufige Daten deuten darauf hin, dass die Wahrscheinlichkeit, dass sich Frauen wegen PPU behandeln lassen, siebenmal geringer ist als bei Männern (Lewczuk, Szmyd, Skorko & Gola, 2017). Eine weitere Einschränkung besteht darin, dass wir nur eine Stichprobe heterosexueller polnischer Männer zur Bestimmung des klinischen Grenzwerts für den BPS rekrutiert haben und zukünftige Arbeiten erforderlich sind, um den Schwellenwert für Frauen sowie klinische Populationen aus anderen Ländern und Personen unterschiedlichen Geschlechts zu bestimmen Orientierungen. Derzeit liegen uns keine Belege dafür vor, dass es für Männer und Frauen oder andere spezifische Gruppen unterschiedliche Grenzwerte geben sollte. Wir gehen davon aus, dass weitere Untersuchungen der PPU bei großen, vielfältigen Stichproben von Männern und Frauen, Bevölkerungsgruppen sexueller und geschlechtlicher Minderheiten und anderen Gruppen, einschließlich klinischer und nichtklinischer Stichproben, dazu beitragen werden, optimale Cut-Off-Werte für die Identifizierung von Personen mit wahrscheinlicher PPU zu ermitteln.
Darüber hinaus erkennen wir an, dass zusätzliche Forschung erforderlich ist, um die BPS und andere PPU-Maßnahmen in nicht-westlichen Ländern sowie in Stichproben mit ethnischer Vielfalt und in Gruppen sexueller Minderheiten zu validieren. Eine Überrepräsentation der Forschung aus westlichen Ländern hat unser Verständnis von PPU bei verschiedenen Kulturen und ethnischen Gruppen eingeschränkt. Es ist möglich, dass der vorgeschlagene Cut-off-Score für den BPS je nach Geschlecht oder kulturellen Gesichtspunkten variieren kann und zusätzliche Arbeit erforderlich ist, um geeignete Schwellenwerte für klinische und nichtklinische Gruppen zu bestimmen. Darauf aufbauend sind zukünftige multikulturelle Studien und Studien mit mehreren Stichproben erforderlich, die den Nutzen und die Messinvarianz des BPS bewerten. Eine weitere Einschränkung besteht darin, dass wir für vier der fünf Studien keine klinischen Interviews verwendet haben, da wir uns angesichts der Kosten und Schwierigkeiten bei der Rekrutierung großer Gruppen von Männern und Frauen mit unterschiedlichem Hintergrund auf webbasierte Designs verlassen haben. Ergebnisse und Antworten können bis zu einem gewissen Grad variieren, wenn die Skala persönlich von einem Arzt durchgeführt wird. Darüber hinaus könnte in zukünftigen Studien mit größeren, vielfältigeren Stichproben mit klinischer Bestätigung durch Interviews die Item-Response-Theorie (IRT) verwendet werden, um anhand der BPS und besser zu bestimmen, wo Personen im Kontinuum der PPU und der Verwendung von Pornografie im Allgemeinen positioniert sind sorgt für weitere Klarheit und Verfeinerung möglicher Cut-off-Scores. Da in Studie 5 außerdem nur Männer rekrutiert wurden, die sich selbst als heterosexuell identifizierten, empfehlen wir weitere Untersuchungen mit dem BPS, um schwule und bisexuelle Männer sowie andere sexuelle Minderheiten bei der Bestimmung möglicher Grenzwerte für PPU einzubeziehen.
Der Nutzen des BPS als klinisches Instrument sollte getrennt von seinem Nutzen als Instrument zum Verständnis der PPU in Bevölkerungsstudien betrachtet werden. Genauer gesagt, zukünftige Arbeiten sollten speziell die beste Verwendung und Interpretation von BPS-Scores in klinischen im Vergleich zu nichtklinischen Proben untersuchen und beschreiben. Wie an anderer Stelle besprochen (Kraus & Sweeney, 2019) ist es wichtig, die PPU bei behandlungssuchenden Personen zu untersuchen und die Motive zu verstehen, die dem behandlungssuchenden Verhalten zugrunde liegen. Sowohl die Beweggründe als auch die Hindernisse für die Behandlung von PPU sind noch nicht vollständig untersucht und erfordern zusätzliche Aufmerksamkeit. Derzeit schlagen wir vor, dass ein positives Screening des BPS nicht als Diagnose einer zugrunde liegenden psychischen Störung interpretiert werden sollte. Da das BPS nicht nach Störungen wichtiger Lebensbereiche fragt, wie in den diagnostischen Kriterien für CSBD beschrieben, sollte eine solche Beurteilung bei Personen, bei denen das BPS-Screening positiv ausfällt, klinisch durchgeführt werden. Zukünftige Forschung ist erforderlich, um das BPS in verschiedenen Bevölkerungsgruppen mithilfe webbasierter und persönlicher Designs zu testen und zu validieren. Andere Faktoren wie moralische Inkongruenzen sowie psychiatrische (Substanzkonsum, bipolare Störungen) und medizinische (Demenz, Parkinson) Erkrankungen sollten bei der Beurteilung der PPU und bei der Prüfung von Behandlungsempfehlungen berücksichtigt werden (Brand, Antons, Wegmann & Potenza, 2019; Grubbs & Perry, 2019; Grubbs, Perry, Wilt & Reid, 2019c; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament & Kraus, 2018b; Kraus & Sweeney, 2019). Forscher (Štulhofer, Bergeron & Jurin, 2016a; Štulhofer, Jurin & Briken, 2016b) haben auch darauf hingewiesen, dass Faktoren wie ein starkes sexuelles Verlangen weiterhin schwer von der Hypersexualität getrennt zu unterscheiden sind, was Bedenken hinsichtlich der Konzeptualisierung von PPU aufwirft. Weitere Forschung zur Untersuchung des starken sexuellen Verlangens und/oder Verhaltens bei verschiedenen Gruppen ist erforderlich, da Forscher und Kliniker Instrumente zur genauen Beurteilung von PPU entwickeln. Ähnliche Überlegungen bestehen für die Beurteilung moralischer Inkongruenz, wie sie in den Kriterien für CSBD beschrieben sind.
Vor allem sind weitere Untersuchungen erforderlich, um die Testwiederholung sowie die Sensitivität und Spezifität zwischen klinischen und nichtklinischen Proben unter Verwendung des BPS zu bewerten. Angesichts der Kürze des BPS (1–2 Minuten bis zur Fertigstellung) sollten zusätzliche Untersuchungen seinen Einsatz in medizinischen und gesundheitlichen Umgebungen testen, um Personen mit PPU zu identifizieren, die von einer Behandlung profitieren würden. Zusammenfassend lässt sich sagen, dass unsere erste Untersuchung des BPS darauf hindeutet, dass es psychometrisch fundiert, kurz und einfach in klinischen und nichtklinischen Umgebungen anzuwenden ist und ein hohes Potenzial für den Einsatz in Bevölkerungsgruppen in allen internationalen Gerichtsbarkeiten aufweist.
Finanzierungsquellen
Die Autoren gaben bekannt, dass sie für die Recherche, Autorenschaft und Veröffentlichung dieses Artikels die folgende finanzielle Unterstützung erhalten haben. Studie 1 wurde mit Unterstützung des Department of Veterans Affairs Office of Research and Development, Clinical Science Research and Development (ZDA1, PI Rani A. Hoff) und VISN 1 New England MIRECC (PI Shane W. Kraus) finanziert. Die Studien 2 und 3 wurden durch institutionelle Mittel der Bowling Green State University (PI Joshua Grubbs) unterstützt. Die Studien 4 und 5 wurden vom Nationalen Wissenschaftszentrum Polens unterstützt (2014/15/B/HS6/03792; PI M. Gola).
Steven D. Shirk, Steve Martino und Rani A. Hoff sind Vollzeitmitarbeiter des Department of Veterans Affairs. Dr. Potenza erhielt Unterstützung vom Connecticut State Department of Mental Health and Addiction Services, dem Connecticut Mental Health Center und dem Connecticut Council on Problem Gambling. Dr. Kraus, Potenza und Shirk haben Unterstützung vom National Center for Responsible Gaming erhalten. Die Förderagenturen haben keine Eingaben oder Kommentare zum Inhalt des Manuskripts abgegeben, und der Inhalt des Manuskripts spiegelt die Beiträge und Gedanken der Autoren wider und spiegelt nicht unbedingt die Ansichten der Förderagenturen wider.
Beitrag der Autoren
SWK konzipierte und schrieb den ersten Entwurf. SWK, RAH, MNP und SM trugen zur Datenerfassung und Datenanalyse von Studie 1 bei. JBG trug zur Datenerfassung und -analyse der Studien 2 und 3 bei. MG, EK und ML trugen zur Datenerfassung und -analyse für Studie 4 bei und 5. SDS stellte die statistische Aufsicht für Studie 1 und Anleitung für die anderen Studien bereit. Alle Autoren lieferten Beiträge, lasen und überprüften das Manuskript vor der Einreichung. SWK und die anderen Autoren stimmten dem endgültigen Entwurf des Manuskripts zu.
Interessenkonflikt
Die Autoren erklärten, dass keine potenziellen Interessenkonflikte in Bezug auf die Recherche, Urheberschaft und Veröffentlichung dieses Artikels bestehen.
| Kurzer Pornografie-Bildschirm (BPS) | Datum: | ||
| ICH WÜRDE#: | |||
| Anweisungen: Ist Ihnen in den letzten 6 Monaten eine dieser Situationen im Zusammenhang mit Ihrem Gebrauch von Pornografie passiert? | Nie | Gelegentlich | Sehr oft |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
Scoring. Ein Wert von 4 ≥ gilt als positiver Hinweis auf eine mögliche problematische Verwendung von Pornografie. Eine zusätzliche Untersuchung auf mögliche problematische Verwendung von Pornografie wird empfohlen.
1Unter den Pornografiekonsumenten im vergangenen Jahr erzielten 25 % (20.6 % der Frauen, 28.6 % der Männer) beim BPS einen Wert von vier oder mehr (insgesamt 13.8 %; 7.6 % der Frauen; 20.2 % der Männer).
2Unter den Pornografiekonsumenten im vergangenen Jahr erzielten 30.1 % (11.6 % der Frauen; 32.8 % der Männer) vier oder mehr Punkte (11.6 % insgesamt; 1.9 % der Frauen; 10.1 % der Männer).
Zusätzliche Angaben
Ergänzende Daten zu diesem Artikel finden Sie online unter https://doi.org/10.1515/jba.2020.00038.
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