Resumen
Antecedentes y objetivos
Para abordar las brechas actuales en torno a la detección del uso problemático de pornografía (PPU), inicialmente desarrollamos y probamos una Pantalla breve de pornografía (BPS) de seis elementos que preguntaba sobre PPU en los últimos seis meses.
Métodos y participantes
Reclutamos cinco muestras independientes de EE. UU. Y Polonia para evaluar las propiedades psicométricas del BPS. En el Estudio 1, evaluamos la estructura factorial, la confiabilidad y los elementos de validez utilizando una muestra de 224 veteranos estadounidenses. Un elemento del BPS se eliminó en el Estudio 1 debido a la baja aprobación del elemento. En los Estudios 2 y 3, investigamos más a fondo la estructura factorial de cinco elementos del BPS y evaluamos su confiabilidad y validez en dos muestras representativas nacionales de EE. UU. (N = 1,466, N = 1,063, respectivamente). En el Estudio 4, confirmamos la estructura factorial y evaluamos su validez y confiabilidad utilizando una muestra de 703 adultos polacos. En el Estudio 5, calculamos la puntuación de corte sugerida para la pantalla utilizando una muestra de 105 pacientes masculinos que buscaban tratamiento para el trastorno de conducta sexual compulsiva (CSBD).
Resultados
Los hallazgos de un análisis de componentes principales y un análisis factorial confirmatorio respaldaron una solución de un factor que arrojó una alta consistencia interna (α = 0.89-0.90), y analiza elementos adicionales de validez de constructo, convergente, criterio y discriminante de la pantalla recién desarrollada. Los resultados de una curva de características operativas del receptor (ROC) sugirieron una puntuación de corte de cuatro o más para detectar una posible PPU.
Conclusiones
El BPS parece ser psicométricamente sólido, corto y fácil de usar en varios entornos con un alto potencial de uso en poblaciones de jurisdicciones internacionales.
Introducción
Actualmente, existe un debate considerable entre médicos e investigadores sobre la mejor manera de clasificar el compromiso excesivo / problemático en las conductas sexuales (Kraus, Voon y Potenza, 2016b), y los académicos han propuesto clasificaciones que incluyen el trastorno hipersexual (Kafka, 2010), trastorno del control de impulsos (Grant et al., 2014; Kraus et al., 2018), trastorno del comportamiento sexual compulsivo no parafílico (CSBD) (Coleman, Raymond y McBean, 2003), o adicción al comportamiento (Kor, Fogel, Reid y Potenza, 2013). El uso problemático de pornografía (PPU) se puede agrupar con otros comportamientos sexuales que cumplen con los criterios de diagnóstico para CSBD según se define en la ICD-11 (Kraus et al., 2018). La CSBD se describe como un patrón persistente de incapacidad para controlar impulsos o impulsos sexuales repetitivos e intensos, lo que da como resultado un comportamiento sexual repetitivo durante un período prolongado (p. Ej., 6 meses o más) que genera una angustia marcada o deterioro social, ocupacional o de otro tipo. áreas de funcionamiento (Kraus et al., 2018; Organización Mundial de la Salud, 2018). El estudio actual evaluó las propiedades psicométricas de una pantalla de autoinforme desarrollada recientemente, diseñada para evaluar la probable PPU en cinco muestras compuestas por adultos clínicos y no clínicos.
Las estimaciones de prevalencia de CSBD entre poblaciones clínicas y no clínicas siguen siendo difíciles de alcanzar (Gola y Potenza, 2018; Kraus, Voon y otros, 2016b). Un estudio reciente de 2,325 adultos estadounidenses encontró que el 8.6% de la muestra representativa (7.0% de mujeres y 10.3% de hombres) respaldaba niveles clínicamente relevantes de angustia y / o deterioro asociados con preocupaciones sobre el control de sentimientos, impulsos y conductas sexuales (Dickenson, Gleason, Coleman y Miner, 2018). Específicamente para el uso de pornografía, los datos de una muestra representativa a nivel nacional de los EE. UU. De 2,075 usuarios de Internet encontraron que aproximadamente la mitad (n = 1,056) reportaron el uso de pornografía el año pasado, y el 11% de los hombres y el 3% de las mujeres reportaron “sentirse adictos a la pornografía” (Grubbs, Kraus y Perry, 2019b). La evidencia preliminar recopilada de veteranos militares estadounidenses sugirió una tasa elevada de comportamiento sexual compulsivo (Smith et al., 2014); sin embargo, los estudios típicamente no han examinado la UPP entre los veteranos de EE. UU., un grupo que se observó con altas comorbilidades clínicas e impulsividadJames, Strom y Leskela, 2014).
Además, entre las personas que buscan tratamiento para la CSBD, la mayoría (> 80%) informan preocupaciones con el uso de pornografía (Gola et al., 2018; Kraus, Potenza, Martino y Grant, 2015b; Reid et al., 2012; Scanavino y col., 2013). Para estas personas, la PPU a menudo se caracteriza por el deseo, la disminución del autocontrol, las deficiencias en el funcionamiento y el uso de pornografía para hacer frente a la ansiedad o al estado de ánimo disfórico (Kraus, Martino y Potenza, 2016a; Wordecha et al., 2018). Las personas que buscan tratamiento para PPU y otras conductas sexuales a menudo informan preocupaciones psiquiátricas que incluyen depresión, ansiedad y trastornos por uso de sustancias (Kraus, Potenza et al., 2015b).
Para identificar PPU, se han desarrollado y probado múltiples escalas de autoinforme, incluida la Escala de uso problemático de pornografía (PPUS) (Kor et al., 2014), Escala de consumo compulsivo de pornografía (CPC) (Noor, Rosser y Erickson, 2014), Inventario de uso de ciberpornografía (CPUI / CPUI-9) (Grubbs, Sessoms, Wheeler y Volk, 2010; Grubbs, Volk, Exline y Pargament, 2015), Inventario de consumo de pornografía (PCI) (Reid, Li, Gilliland, Stein y Fong, 2011b), Cuestionario de ansias de pornografía (PCQ) (Kraus y Rosenberg, 2014) y Escala de consumo problemático de pornografía (PPCS) (Bothe et al., 2018) y Escala de consumo problemático de pornografía (PPCS-6) (Bőthe, Tóth-Király, Demetrovics y Orosz, 2020). Si bien cada uno tiene sus fortalezas, muchos de estos cuestionarios de autoinforme tienen limitaciones y, a menudo, no se han sometido a pruebas psicométricas rigurosas (ver Fernández y Griffiths, 2019 para debatir sobre las medidas relativas a la pornografía). Por ejemplo, generalmente se han desarrollado y probado en muestras de conveniencia no clínicas en países occidentales, a menudo carecen de un marco teórico o diagnóstico unificado, evalúan dominios de síntomas múltiples y discrepantes y no tienen una puntuación de corte clínica sugerida para determinar que deben ser evaluados más a fondo por profesionales de la salud mental. Aunque estos problemas son preocupantes por derecho propio, son aún más preocupantes a la luz del reconocimiento diagnóstico de la CSBD. En junio de 2019, CSBD se agregó oficialmente a la ICD-11 (Organización Mundial de la Salud, 2018) y con la alta co-ocurrencia de PPU, el desarrollo de instrumentos de detección cortos, robustos y psicométricamente sólidos para PPU es muy necesario para abordar las brechas actuales en el campo.
Objetivos del presente estudio
A la luz de las limitaciones descritas anteriormente, el presente trabajo describe el desarrollo de un breve instrumento de detección Brief Pornography Screen (BPS) para identificar PPU en cinco estudios independientes. En el Estudio 1, examinamos las calificaciones de acuerdo de 283 veteranos militares de EE. UU. Con los elementos propuestos, realizamos un análisis de componentes principales y evaluamos la confiabilidad y validez internas del BPS. En el Estudio 2, utilizamos el servicio Omnibus proporcionado por Qualtrics Survey Software para reclutar a 2,075 adultos estadounidenses que se ajustaran a las normas representativas de EE. UU. Con el fin de reconfirmar la estructura de un solo factor de la pantalla, evaluar su confiabilidad interna y examinar las relaciones entre el BPS y medidas de psicopatología. En el Estudio 3, utilizamos el servicio de panel de Turkprime para reevaluar la estructura del factor BPS en 1,063 adultos estadounidenses nuevamente emparejados con normas representativas y examinamos las correlaciones con medidas de psicopatología. En el Estudio 4, reclutamos a 703 adultos polacos de la comunidad para confirmar aún más la estructura factorial en una muestra fuera de EE. UU. Y evaluar la consistencia y validez internas. En la muestra 5, examinamos las características clínicas de 105 pacientes varones en Polonia que buscaban tratamiento para la UPP para establecer la puntuación de corte clínica recomendada. La contratación para todos los estudios se analiza con más detalle en la Materiales Suplementarios.
Análisis estadísticos de los estudios 1 a 5
En los estudios 1 y 4, usamos SPSS-19 para estadística descriptiva, chi-cuadrado, análisis de componentes principales, correlaciones producto-momento de Pearson, ANCOVA y análisis independientes. t-pruebas
En los estudios 2 y 3, realizamos nuestros modelos CFA utilizando el lavaan (Rosseel, 2011) paquete para R, utilizando estimación de mínimos cuadrados ponderados diagonalmente, que no asume normalidad u homocedasticidad de residuos y es preferible para datos ordinales (Flora y Curran, 2004). Para el Estudio 5, usamos SPSS-19 para realizar análisis de curvas de Características de Operación del Receptor (ROC).
Estudio xnumx
Método
Procedimiento y participantes
El estudio 1 se realizó con datos del proyecto Encuesta de experiencias de veteranos que regresan (SERV), que reclutó a veteranos militares en los EE. UU. (Kraus et al., 2017; Smith et al., 2014). Los procedimientos generales empleados para reclutar participantes y llevar a cabo el proyecto SERV se han descrito en otra parte (Kraus et al., 2017). Los requisitos de elegibilidad para el estudio fueron los siguientes: (a) separado (dado de baja) del ejército de EE. UU.; (b) un veterano de Irak, Afganistán o épocas circundantes; (c) tener al menos 18 años de edad; (d) hablante de inglés; y, (e) viviendo en los EE. UU. Partes de este conjunto de datos se han publicado previamente en los siguientes artículos (Decker y otros, 2019; Moisson y otros, 2019; Scoglio et al., 2017; Turban, Potenza, Hoff, Martino y Kraus, 2017, Turbante, Shirk, Potenza, Hoff y Kraus, 2020), pero ninguno de estos artículos se centró en la estructura o validez del BPS.
Características de la muestra
De 283 participantes encuestados, la mayoría eran hombres (70.6%, n = 197) con una edad media de 35.1 (SD = 9.2) años. Las características de la muestra se enumeran en Tabla suplementaria 1.
Medidas
El primer autor desarrolló los seis elementos iniciales en el BPS como una posible medida de PPU en muestras de veteranos de EE. UU. Estos ítems se generaron inicialmente cuando el primer autor estaba completando una beca postdoctoral en psicología. Los elementos se generaron en función de las interacciones clínicas con los pacientes y el trabajo continuo de estudios previos que investigan los correlatos clínicos de la PPU (ver Kraus, Martino et al., 2016a; Kraus y Rosenberg, 2014). A continuación, los elementos propuestos fueron examinados de forma cruzada por otros dos miembros del equipo antes de ser examinados en el Estudio 1.
En el Estudio 1, a los participantes se les entregó el BPS, que fue diseñado para identificar a las personas que reportan problemas para manejar su uso de pornografía. La escala inicial constaba de seis ítems. A los participantes se les preguntó: "En los últimos 6 meses, ¿le ha sucedido alguna de estas situaciones con respecto a su uso de pornografía?" Las respuestas a los ítems fueron 0 (nunca), 1 (ocasionalmente) y 2 (muy a menudo), con un rango de puntuación de 0 a 12. Ver Tabla 1 para conocer la redacción exacta del BPS.
Tabla 1.Estudio 1, Recuento de frecuencias de acuerdo para los seis elementos de la Pantalla breve de pornografía (BPS) entre veteranos de EE. UU. (N 222 =)
| Objetos | Nunca (%) | Ocasionalmente (%) | Muy a menudo (%) | M (SD) | Matriz de componentes |
| Te encuentras usando pornografía más de lo que quisieras. | 60.5 | 29.6 | 9.9 | 1.49 (0.67) | 0.80 ∗ |
| Ha intentado "reducir" o dejar de usar pornografía, pero no ha tenido éxito. | 73.5 | 18.8 | 7.2 | 1.33 (0.61) | 0.82 ∗ |
| Le resulta difícil resistir los fuertes impulsos de usar pornografía. | 61.9 | 28.7 | 9.0 | 1.47 (0.66) | 0.84 ∗ |
| Te encuentras usando pornografía para lidiar con emociones fuertes (por ejemplo, tristeza, enojo, soledad, etc.). | 68.6 | 20.2 | 10.8 | 1.42 (0.68) | 0.73 ∗ |
| Continúas usando pornografía a pesar de que te sientes culpable por ello. | 61.4 | 25.6 | 12.6 | 1.51 (0.71) | 0.76 ∗ |
| La gente ha expresado preocupación por su uso de pornografía. | 90.6 | 5.8 | 3.1 | 1.12 (0.41) | 0.49 |
Note. Las cargas de los componentes en negrita indican cargas más altas en ese componente. Faltan datos sobre dos participantes.
Componente 1 = 3.75; Porcentaje de varianza = 62.5%.
*Los elementos en negrita se conservaron en la versión final.
M = media; SD = desviación estándar.
También usamos el Cuestionario de comportamiento sexual e historial de pornografía (Rosenberg y Kraus, 2014) para evaluar el historial sexual de los participantes y las características del uso de pornografía, el PCQ (Kraus y Rosenberg, 2014) para evaluar el deseo de pornografía (α = 0.83) y el PPUS (Kor et al., 2014) para evaluar las características asociadas con PPU (α = 0.83). La escala de comportamiento impulsivo UPPS-P (Cyders, Littlefield, Coffey y Karyadi, 2014; Lynam, Smith, Whiteside y Cyders, 2006) es un cuestionario de 45 ítems que evaluó la impulsividad general (α = 0.80) y Premeditación (falta de) (α = 0.84), Urgencia negativa (α = 0.81), Urgencia positiva (α = 0.81), búsqueda de sensaciones (α = 0.84), y Perseverancia (falta de) componentes (α = 0.83) y el Inventario de comportamiento hipersexual (HBI) (Reid, Garos y Carpenter, 2011a) para medir características de hipersexualidad (α = 0.82). Una pregunta adicional evaluó el interés de los veteranos en recibir tratamiento por comportamientos específicos de CSBD (por ejemplo, pornografía compulsiva, sexo casual / anónimo, etc.).
Ética
La Junta de Revisión Institucional del Departamento de Asuntos de Veteranos aprobó el estudio. Todos los participantes dieron su consentimiento informado por escrito antes de participar en el estudio.
Resultados
Uso de pornografía y prácticas sexuales entre veteranos
Veintiuno por ciento (n = 59) de los participantes informaron que nunca vieron pornografía. Aproximadamente el 51% (n = 42) de las mujeres indicaron que nunca usaron pornografía en comparación con el 8.6% de los hombres (n = 17), x2 (5) = 96.15, P <0.001, de Cramer V = 0.59. Debido a que el estudio actual se centró en la evaluación psicométrica del BPS para evaluar PPU, eliminamos a estos 59 no usuarios de pornografía del estudio, dejando 220 individuos para análisis posteriores.
Reducción de elementos y estructura factorial de la pantalla breve de pornografía (BPS)
Primero llevamos a cabo la reducción de ítems examinando las correlaciones ítem-total de los seis ítems iniciales (Tabla 1). Todos los elementos se correlacionaron moderadamente (rs = 0.31-0.70, P <0.001), lo que sugiere que ninguno podría eliminarse sobre esta base. En segundo lugar, examinamos los recuentos de frecuencia para cada nivel de acuerdo para cada uno de los seis elementos de la BPS para identificar cualquier elemento que estuviera 'desequilibrado' (Clark y Watson, 1995). Usando esta regla de decisión, un ítem ("La gente ha expresado preocupación") era adecuado para su eliminación; sin embargo, sometimos los seis elementos a un análisis de componentes principales (sin rotar) con el fin de reducir más los elementos.
El análisis de componentes principales (PCA) se utiliza a menudo para la reducción de elementos en el desarrollo de escalas, y el PCA y el análisis factorial exploratorio (EFA) a menudo arrojan resultados similares (Schneeweiss y Mathes, 1995). Debido a la simplicidad del BPS (originalmente 6 ítems) y su único factor subyacente, nuestro objetivo era simplemente reducir el número de ítems conservando la mayor cantidad posible de la varianza original (Conway y Huffcutt, 2003). Sin embargo, si el BPS hubiera incluido múltiples factores y estuviéramos interesados en la relación entre esos factores, se habría considerado la EFA o el modelado de ecuaciones estructurales (SEM). A continuación, presentamos los resultados del PCA.
Los resultados arrojaron solo un componente con un valor propio de 3.75, que representó el 62.5% de la varianza total (Tabla 1). Solo el ítem desequilibrado previamente identificado no tenía cargas altas (≥0.50) y comunalidades (> 0.40); usando esta regla de decisión (Costello y Osborne, 2005), el elemento se eliminó. Los cinco ítems restantes tenían un alto coeficiente de consistencia interna (α = 0.89), fiabilidad compuesta (0.92) y una correlación media entre elementos moderada (r = 0.62), apoyando la unidimensionalidad del BPS (Clark y Watson, 1995).
Validez de construcción, convergente, de criterio y discriminante del BPS
Para evaluar un elemento de la validez de constructo, primero examinamos si los puntajes de BPS variaban en función de la cantidad de pornografía vista, después de ajustar por género. Los resultados de ANCOVA indicaron un efecto principal significativo para la frecuencia de uso de pornografía, F (3, 216) = 14.32, P <0.001, η parcial2 = 0.12. Usando comparaciones post-hoc (corregidas por Bonferroni) encontramos que los usuarios diarios de pornografía (M = 4.39, SD = 2.10, SE = 0.48) tuvieron puntuaciones BPS significativamente más altas que los usuarios semanales (M = 2.53, SD = 0.73, SE = 0.29), quienes a su vez tenían puntajes BPS más altos que los usuarios mensuales (M = 1.45, SD = 0.36, SE = 0.25). También calculamos las correlaciones producto-momento de Pearson para evaluar las relaciones entre las variables de estudio y, en apoyo de la validez convergente, encontramos una correlación positiva y sólida entre los puntajes PPUS y BPS (ver Tabla 2 para correlaciones bivariadas por género). En apoyo de la validez de criterio, encontramos correlaciones positivas pero moderadas entre las puntuaciones de BPS, HBI y PCQ. En apoyo de la validez discriminante, el BPS no se relacionó en gran medida con la impulsividad, aunque para los hombres, y no para las mujeres, la urgencia positiva y negativa se asociaron positivamente, aunque débilmente, con las puntuaciones del BPS.
Tabla 2.Estudio 1, Correlaciones y medias y desviaciones estándar para las variables de estudio de interés para los veteranos de EE. UU.
| Variable | Pantalla de pornografía breve | Gama de Colores | |||
| Mujer (n 40 =) | Hombresn 180 =) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| Pantalla de pornografía breve | – | 0.80 (1.73) | – | 2.55 (2.87) | 0-10 |
| Cuestionario de ansias de pornografía | 0.32 ∗ | 2.03 (0.95) | 0.45 ∗∗ | 2.95 (1.34) | 1-7 |
| Escala de uso de pornografía problemática | 0.77 ∗∗ | 1.27 (0.50) | 0.75 ∗∗ | 1.92 (0.98) | 1-5.7 |
| Inventario de comportamiento hipersexual | 0.66 ∗∗ | 27.1 (9.0) | 0.60 ∗∗ | 34.8 (15.4) | 18-95 |
| Urgencia negativa UPPS-P | 0.29 | 2.27 (0.51) | 0.30 ∗∗ | 2.36 (0.52) | 1.3-3.9 |
| UPPS-P Falta de premeditación | 0.11 | 2.07 (0.44) | -0.03 | 2.08 (0.40) | 1.2-3.3 |
| UPPS-P Falta de perseverancia | 0.18 | 1.79 (0.42) | 0.11 | 1.94 (0.48) | 1.0-3.4 |
| Búsqueda de sensaciones UPPS-P | -0.02 | 2.61 (0.48) | 0.05 | 2.87 (0.37) | 1.2-4.0 |
| Urgencia positiva UPPS-P | 0.22 | 1.94 (0.44) | 0.22 ∗∗ | 2.23 (0.48) | 1.1-3.6 |
Note. ∗P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = media; SD = desviación estándar.
Tratamiento de conducta sexual
De los 220 veteranos encuestados acerca de ver pornografía (ver Tabla suplementaria 1), nueve indicaron que estaban interesados en el tratamiento de la UPP. Todos los individuos eran varones (9 de 180 varones, 5%). La puntuación media de BPS en los cinco ítems restantes para los nueve hombres fue 6.67 (SD = 2.95). Todos los estudios posteriores (2-5) utilizaron el BPS de cinco elementos para sus análisis, ya que se realizaron después del Estudio 1.
Estudio xnumx1
Método
Procedimientos y participantes
Utilizando el servicio Omnibus proporcionado por Qualtrics Survey Software, reclutamos a un representante nacional de EE. UU. (Muestra no probabilística basada en las normas del censo de 2010 para la edad, el género, la raza, la etnia, los ingresos y la región del censo de EE. UU.) Para un estudio transversal de adultos (N = 2,075; 51% mujeres [n = 1,059], 49% hombres [n = 1,016]; Medad = 44.8, SD = 16.7).
Partes de este conjunto de datos se han descrito en otras partes de los siguientes artículos, pero ninguno de los artículos se centró en la estructura o validez del BPS (ver Grubbs, Kraus y otros, 2019b; Grubbs, Kraus, Perry, Lewczuk y Gola, 2020).
Medidas
Los análisis se limitaron a adultos que reconocieron haber visto pornografía durante el año pasado (N = 1,058, 66% hombres). Los comportamientos de uso de pornografía se evaluaron mediante tres elementos. Específicamente, les preguntamos a los participantes con qué frecuencia habían visto solo pornografía intencionalmente durante el año pasado. También preguntamos a los participantes con qué frecuencia se habían masturbado con pornografía durante el año pasado. Para ambas preguntas, las respuestas variaron de 1 (De ningún modo) a 8 (una vez al día o más). Un solo elemento pidió a los participantes que informaran, en minutos, cuánto tiempo habían pasado diariamente, en promedio, viendo pornografía.
Específicamente para esta muestra y además del BPS, también evaluamos la angustia psicológica mediante la inclusión de tres elementos relacionados con la depresión y dos elementos relacionados con la ansiedad de la Medida de síntomas transversales para el DSM-5 (Estrecho et al., 2013). Administramos tres ítems CPUI-9 (Grubbs et al., 2015) para evaluar respuestas específicas o creencias sobre el uso de pornografía. Cada ítem se puntuó en una escala de 1 (muy en desacuerdo) a 7 (muy de acuerdo). Estos elementos válidos para el rostro se tomaron de las subescalas de CPUI-9: Compulsividad percibida (por ejemplo, "Creo que soy adicto a la pornografía"), Esfuerzos de acceso (por ejemplo, "He pospuesto cosas que necesitaba hacer para ver pornografía") y angustia emocional (por ejemplo, "Me siento deprimido después de ver pornografía"). Los tres elementos están relacionados sustancialmente con los comportamientos de uso de pornografía (Grubbs, Wilt, Exline y Pargament, 2018a; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament y Kraus, 2018b).
Ética
La Junta de Revisión Institucional del Departamento de Bowling Green State University aprobó el Estudio 2 como exento. Todos los participantes proporcionaron su consentimiento informado electrónico antes de participar en el estudio.
Resultados
Realizamos un Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) utilizando estimación de mínimos cuadrados ponderados diagonalmente (DWLS) con varianzas robustas, ya que la estimación DWLS no asume la normalidad u homocedasticidad de los residuos y es preferible para datos ordinales (Flora y Curran, 2004). Este análisis reveló un excelente ajuste de BPS para una estructura factorial unidimensional (Robusto χ2 (5) = 3.06, P = 0.69; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA <0.001, SRMR = 0.01). El puntaje promedio de BPS fue bajo (M = 1.56, SD = 2.53), y el análisis de confiabilidad interna reveló una alta consistencia interna (α = 0.90). Los hombres obtuvieron puntuaciones BPS más altas (M = 2.24, SD = 2.81) que las mujeres (M = 1.70, SD = 2.60) t (2, 1,056) = 3.05, P <0.001, de Cohen d = 0.20).
Las puntuaciones de BPS se asociaron positivamente con múltiples medidas en las direcciones esperadas. Los puntajes de BPS se asociaron positivamente con declaraciones de "Soy adicto a la pornografía" (r = 0.620, P <0.001), "Me siento deprimido después de ver pornografía" (r = 0.47, P <0.001) y "He pospuesto las cosas que tenía que hacer para ver pornografía" (r = 0.59, P <0.001). Los puntajes de BPS se asociaron positivamente con la frecuencia de visualización de pornografía durante el año pasado (r = 0.39, P <0.001), masturbándose con pornografía durante el año pasado (r = 0.40, P <0.001), promedio de minutos diarios dedicados a ver pornografía (r = 0.23, P <0.001) y sentimientos generalizados de angustia psicológica (r = 0.34, P <0.001).
Estudio xnumx2
Método
Procedimientos y participantes
Se analizaron datos de 470 adultos que usaron Internet con uso de pornografía en el último año de una muestra más grande de 1,063 adultos estadounidenses que se compararon con las normas representativas a nivel nacional de EE. UU. Basadas en las normas representativas a nivel nacional de EE. UU. raza, región del censo de EE. UU. e ingresos. Esta muestra no probabilística fue reclutada y compensada por el servicio del panel de Turkprime (Litman, Robinson y Abberbock, 2017).
Partes de este conjunto de datos se han publicado anteriormente en los siguientes artículos (Grubbs et al., 2020; Grubbs y Gola, 2019; Grubbs, Subvención; Engelman, 2019a; Grubbs, Warmke, Tosi, James y Campbell, 2019d); sin embargo, ninguno de los estudios se centró en la estructura o validez del BPS.
Medidas
De acuerdo con el Estudio 2, restringimos los análisis a aquellos que informaron el uso de pornografía durante el año pasado (N = 470; Medad = 44.9; SD = 15.9; 72% hombres). Los comportamientos de uso de la pornografía se evaluaron, como en el Estudio 2, utilizando el BPS y las medidas de frecuencia del uso de pornografía en solitario, la frecuencia de la masturbación a la pornografía y el uso diario promedio de la pornografía en minutos. La angustia generalizada se midió a través de la misma medida transversal del DSM-5 descrita en el Estudio 2. Los sentimientos de adicción a la pornografía autoinformados se evaluaron con el CPUI-9 (α = 0.91; Grubbs et al., 2010; Grubbs et al., 2015) y sus subescalas componentes que evalúan la compulsividad percibida (α = 0.93), angustia emocional (α = 0.92) y Esfuerzos de acceso (α = 0.87).
Ética
La Junta de Revisión Institucional del Departamento de Bowling Green State University aprobó el Estudio 3 como exento. Todos los participantes proporcionaron su consentimiento informado electrónico antes de participar en el estudio.
Resultados
Un CFA que utilizó una estimación robusta de DWLS reveló un excelente ajuste de BPS para la unidimensionalidad (χ2 (5) = 8.64, P = 0.12; CFI = 0.99, TLI = 0.98, RMSEA = 0.03, SRMR = 0.02). La puntuación media de BPS fue baja (M = 1.92, SD = 2.69) y la confiabilidad interna fue alta (α = 0.91). Hombres (M = 2.25, SD = 2.75) puntuaron más alto que las mujeres (M = 1.12, SD = 2.39; t [1,48] = 4.04, P <0.001, de Cohen d = 0.40).
Las puntuaciones de BPS se correlacionaron con las puntuaciones del CPUI-9 total (r = 0.72, P <0.001) y compulsividad percibida (r = 0.75, P <0.001), Esfuerzos de acceso (r = 0.64, P <0.001) y angustia emocional (r = 0.47, P <0.001) subescalas. Los puntajes de BPS se asociaron positivamente con la frecuencia de uso de pornografía durante el año pasado (r = 0.47, P <0.001), frecuencia de masturbación con pornografía durante el último año (r = 0.43, P <0.001), uso diario promedio de pornografía en minutos (r = 0.33, P <0.001) y sentimientos generalizados de angustia (r = 0.33, P <0.001).
Estudio xnumx
Método
Procedimiento y participantes
La muestra (Tabla suplementaria 4) estaba compuesto por 703 adultos polacos (512 mujeres, 72.8%) de entre 18 y 54 años (M = 26.04, SD = 6.07). Un subconjunto de este conjunto de datos (191 hombres) proviene del conjunto de datos descrito en Kowalewska, Kraus, Lew-Starowicz, Gustavsson y Gola (2019).
Todos los adultos fueron reclutados de la población polaca a través de un anuncio en la web en gumtree.pl (versión polaca de Craigslist) e hiperseksualnosc.pl (el sitio web del equipo de investigación). Los participantes que completaron la encuesta en línea y dejaron su dirección de correo electrónico fueron elegibles para ganar uno de los siguientes premios, cinco cupones de librería de 30, 15 o 5 USD y 30 boletos para un cine. Todas las direcciones de correo electrónico se almacenaron en una base de datos separada y no se asociaron con los datos del cuestionario para ayudar a garantizar el anonimato.
Medidas
Además de utilizar el BPS, evaluamos la impulsividad utilizando la adaptación polaca de UPPS-P (Poprawa, 2014). Medimos las características obsesivo-compulsivas utilizando la adaptación polaca del Inventario Obsesivo Compulsivo - Revisado (OCI-R) (Foa et al., 2002; detalles sobre la traducción proporcionada en; Gola et al., 2017a) y la adaptación polaca de la Prueba de detección de adicciones sexuales - Revisada (SAST-R) (Gola et al., 2017a) para evaluar (1) la preocupación por el sexo, (2) el afecto, (3) la alteración de la relación por los comportamientos sexuales y (4) la sensación de perder el control sobre el comportamiento sexual (SAST-R total α = 0.80).
Ética
Todos los procedimientos fueron aprobados por el Comité de Ética del Instituto de Psicología de la Academia de Ciencias de Polonia. Todos los participantes recibieron consentimiento informado por escrito antes de participar en el estudio.
Resultados
Propiedades psicométricas del BPS adaptado al polaco
Un CFA adicional que usaba la estimación Robust DWLS produjo un ajuste excelente para la solución de un factor (Robust χ2 (5) = 2.12, P = 0.83; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA = 0.00, SRMR = 0.02). Al igual que en los estudios anteriores, la adaptación polaca del BPS tuvo una alta consistencia interna (α = 0.89) y una correlación media entre elementos moderada (r = 0.62). Tanto la consistencia interna como la correlación media entre ítems fueron mayores en los hombres (α = 0.88; r = 0.61) que las hembras (α = 0.85; r = 0.54).
Como se muestra en Tabla 3, para la muestra completa, la puntuación media de BPS fue 1.92 (SD = 2.65). Hombres (M = 3.56, SD = 3.11) tuvieron puntuaciones BPS más altas en comparación con las mujeres (M = 1.12, SD = 1.92), t (701) = 10.12, P <0.001, de Cohen d = 0.76). La cantidad de minutos dedicados a ver pornografía se correlacionó débilmente con los puntajes de BPS, pero solo para los hombres. En apoyo de la validez de criterio, las puntuaciones de BPS se correlacionaron positivamente con la gravedad de los síntomas según lo medido por el SAST-R. En apoyo de la validez discriminante y similar al Estudio 1, no encontramos correlación entre las puntuaciones de BPS y la búsqueda de sensaciones de UPPS-P y la falta de premeditación y correlaciones positivas débiles entre las puntuaciones de BPS y la urgencia negativa, la urgencia positiva y la perseverancia. Las puntuaciones de BPS se correlacionaron débilmente con las características obsesivo-compulsivas (ver Tabla 3 para todas las correlaciones).
Tabla 3.Correlaciones de las puntuaciones de BPS con otras medidas en una muestra de adultos de la comunidad polaca (N 703 =)
| Variable | Pantalla de pornografía breve | Gama de Colores | |||
| Mujer (n 512 =) | Hombresn 191 =) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| Pantalla de pornografía breve | – | 1.12 (1.92) | – | 3.56 (3.11) | 0-10 |
| Cantidad de uso de pornografía durante la última semana (mín.) | 0.07 | 60.46 (108.93) | 0.17 ∗ | 124.66 (179.12) | 1-1,200 |
| Examen de detección de adicción sexual - Revisado | 0.43 ∗∗ | 3.81 (2.99) | 0.61 ∗∗ | 5.51 (4.23) | 0-18 |
| Inventario obsesivo compulsivo - revisado | 0.17 ∗∗ | 18.03 (10.38) | 0.25 ∗∗ | 19.21 (9.72) | 0-58 |
| Urgencia negativa UPPS-P | 0.22 ∗∗ | 29.26 (7.16) | 0.29 ∗∗ | 27.02 (7.79) | 2-48 |
| UPPS-P Falta de premeditación | 0.06 | 22.28 (5.26) | 0.14 | 21.83 (5.86) | 2-41 |
| UPPS-P Falta de perseverancia | 0.14 ∗∗ | 20.25 (5.18) | 0.15 ∗ | 20.24 (4.92) | 2-37 |
| Búsqueda de sensaciones UPPS-P | -0.06 | 31.22 (7.75) | -0.004 | 34.39 (7.99) | 4-48 |
| Urgencia positiva UPPS-P | 0.12 ∗∗ | 28.02 (9.54) | 0.27 ∗∗ | 28.90 (10.03) | 9-56 |
Nota. *P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = media; SD = desviación estándar.
Estudio xnumx
Método
Procedimientos y participantes
Para examinar la puntuación de corte de BPS, evaluamos a 105 hombres polacos adicionales de entre 18 y 55 años (M = 32.94; SD = 7.45) que buscaban tratamiento para la CSBD, la mayoría de los cuales informó PPU (ver Tablas suplementarias 5 y 6). El grupo de búsqueda de tratamiento incluye conjuntos de datos de los siguientes estudios: Wordecha y col. (2018) (9 machos); Gola, Lew-Starowicz, Draps y Kowalewska (2019) (57 machos); Draps y col. (2020) (26 machos); Holas, Draps, Kowalewska, Lewczuk y Gola (2020) (13 hombres). El grupo de control estaba formado por 191 hombres adultos de entre 18 y 54 años (M = 26.04; SD = 6.07) del Estudio 4.
Los pacientes que buscaban tratamiento se reclutaron entre los hombres que buscaban tratamiento para la UPP en dos clínicas de sexología en Varsovia entre junio de 2014 y noviembre de 2017. Todos los pacientes que buscaban tratamiento para la PPU cumplían cuatro de los cinco criterios de diagnóstico para el trastorno hipersexual propuesto por Kafka (2010) para DSM-5.
Medidas
Después de completar una entrevista inicial, los pacientes fueron seleccionados para los criterios de inclusión / exclusión. Los criterios de inclusión / exclusión consistieron en ser exclusiva o predominantemente heterosexual (evaluado mediante la adaptación polaca de la escala de Kinsey; Kinsey, Pomeroy y Martin, 1948) y no cumple con los criterios diganósticos para el trastorno por consumo de alcohol (Saunders, Aasland, Babor, De la Fuente y Grant, 1993) o trastorno de juego (puntuaciones <5 en la pantalla de juego de South Oaks (SOGS α = 0.70) (Lesieur y Blume, 1987). Todos los pacientes masculinos fueron evaluados adicionalmente con la Entrevista Clínica Estructurada para DSM-IV (SCID) (Gibbon, Spitzer, Williams, Benjamin y First, 1997) para trastornos obsesivo-compulsivos, de control de impulsos, bipolares, de ansiedad, psicóticos y por abuso de sustancias y comportamientos sexuales (Tabla suplementaria 6). Pacientes varones que cumplen al menos tres criterios CSBD (Kraus et al., 2018) y cuatro por trastorno hipersexual (Kafka, 2010) y ninguno de los trastornos mencionados anteriormente fue invitado a participar en este estudio.
Ética
Todos los procedimientos fueron aprobados por el Comité de Ética del Instituto de Psicología de la Academia de Ciencias de Polonia. Todos los participantes recibieron consentimiento informado por escrito antes de participar en el estudio.
Resultados
El puntaje promedio de BPS para los hombres en busca de tratamiento fue de 7.50 (SD = 2.58) y fue significativamente mayor que en los hombres que no buscaban tratamiento, 3.56 (SD = 3.12), z = 14.66, P <0.001, de Cohen d = 1.38. Evaluamos la calidad de clasificación del a priori grupo seleccionado de pacientesn = 105) contra todos los hombres del grupo de control (Estudio 4, n = 191) (ver para la curva ROC). La curva ROC capturó un área del 82.2% de los 5 ítems de la prueba (SE = 0.02; P <0.001), caracterizado por intervalos de confianza del 95% con límites de 77.5% y 86.9%. Como se muestra en Tabla 4, el valor de corte propuesto es 4, para el cual la sensibilidad es 58.42%, especificidad 90.48%, valor predictivo positivo 91.74% (IC 95% 85.88% -95.30%), valor predictivo negativo 54.60% (IC 95% 50.12% -59.00 %) y precisión 69.83% (IC 95% 64.24% -75.02%). Un valor de corte de 5 se caracteriza por una sensibilidad del 68.42% y una especificidad del 83.81% (ver Tabla 4).
Estudio 5, curva ROC para el BPS adaptado al polaco para aquellos que buscan tratamiento por uso problemático de pornografía (puntuación de 4 o más)
Cita: Diario de adicciones conductuales J Behav Addict 9, 2; 10.1556/2006.2020.00038
Tabla 4.Análisis de ROC para la pantalla de pornografía breve propuesta (BPS) con puntajes de corte sugeridos
| Estadísticamente | Valor de 4 en el BPS | Valor de 5 en el BPS | ||
| Valor | 95% CI | Valor | 95% CI | |
| Sensibilidad | 58.4% | 51.1-65.5% | 68.4% | 61.3-75.0% |
| Especificidad | 90.5% | 83.2-95.3% | 83.8% | 75.6-90.3% |
| Razón de probabilidad positiva | 6.13 | 3.36-11.20 | 4.23 | 2.71-6.60 |
| Razón de verosimilitud negativa | 0.46 | 0.38-0.55 | 0.38 | 0.30-0.47 |
| Prevalencia de la enfermedad | 64.4% | 58.7-69.9% | 64.4% | 58.7-69.9% |
| Valor predictivo positivo | 91.7% | 85.8-95.3% | 88.4% | 83-92.3% |
| Valor predictivo negativo | 54.6% | 50.1-59% | 59.5% | 53.9-64.8% |
| Exactitud | 69.8% | 64.2-75% | 73.9% | 68.5-78.8% |
Para examinar los cambios en la PPU entre los pacientes que buscan tratamiento, comparamos las puntuaciones de BPS de 57 hombres de nuestra muestra clínica antes y después de dos meses de farmacoterapia con naltrexona o paroxetina (Gola et al., 2019) usando una muestra dependiente t-prueba. Las puntuaciones de BPS difirieron después del tratamiento (t (56) = 6.75; P <0.001, de Cohen d = 1.80), con puntuaciones BPS más altas antes de la terapia (M = 8.54; SD = 1.77) que después de dos meses de terapia (M = 5.75; SD = 2.97).
Discusión
El estudio actual evaluó el BPS, una breve herramienta de detección, para identificar probable PPU. La técnica de muestreo robusto utilizada en nuestros estudios no se ha utilizado anteriormente al desarrollar escalas diseñadas para evaluar PPU. En general, el BPS es psicométricamente sólido, como lo demuestran las medidas de confiabilidad y validez en múltiples muestras, lo que brinda un apoyo inicial para su uso en la práctica clínica, aunque se necesita investigación adicional para determinar su utilidad clínica para las personas que buscan tratamiento por completo.
El trabajo anterior ha demostrado consistentemente que los hombres, en relación con las mujeres, ven y se masturban con la pornografía con más regularidad (Bothe et al., 2018; Grubbs, Wilt, Exline y Pargament, 2018a; Wright, 2013), y este hallazgo se observó en las cinco muestras. De acuerdo con investigaciones anteriores, encontramos que los hombres, en comparación con las mujeres, informaron más preocupaciones con el uso de pornografía (Bothe et al., 2018; Kor et al., 2014). Nuestro estudio es único en el sentido de que examinamos las propiedades psicométricas entre cinco muestras diferentes (por ejemplo, veteranos de EE. UU., Dos muestras de adultos en general de EE. UU., Adultos polacos y pacientes varones polacos sometidos a tratamiento por CSBD). Dada la diversidad de las muestras que reclutamos para evaluar las propiedades psicométricas del BPS, creemos que los hallazgos pueden generalizarse tanto para grupos clínicos como no clínicos de diferentes países. Sin embargo, dicho esto, aún se recomienda precaución y recomendamos más investigación para validar el BPS para poblaciones clínicas, particularmente entre mujeres y minorías sexuales y de género que buscan tratamiento para PPU.
Nuestro examen inicial de la pantalla de seis elementos propuesta en el Estudio 1 reveló que un elemento estaba desequilibrado y un análisis adicional sugirió eliminarlo. En todos los estudios, la pantalla de cinco ítems demostró una alta consistencia interna, así como validez de constructo, convergente, discriminante y de criterio. Como se esperaba, los puntajes de BPS se correlacionaron fuertemente con otras escalas preexistentes que evalúan PPU (por ejemplo, el CPUI-9 (Grubbs et al., 2015) y PPUS (Kor et al., 2014)) mientras que solo se correlaciona moderadamente con las medidas de gravedad de los síntomas que evalúan la hipersexualidad (Reid, Garos y otros, 2011a; Reid, Li y col., 2011b) o adicción sexual (Gola et al., 2017b). Por lo tanto, la pantalla está más estrechamente asociada con las medidas que evalúan las dimensiones de la PPU, pero todavía está asociada con las medidas generales relacionadas con la CSBD (por ejemplo, control deficiente, intentos fallidos de dejar de fumar). No teníamos la intención de que el BPS sirviera como representante de CSBD. La investigación sugiere, sin embargo, que la PPU es uno de los problemas más comúnmente reportados entre las personas que buscan tratamiento de salud mental para la CSBD (Kraus, Meshberg-Cohen, Martino, Quinones y Potenza, 2015a; Kraus, Potenza et al., 2015b; Reid et al., 2012). Por lo tanto, el BPS puede ser una herramienta útil para detectar una posible PPU entre las personas que buscan tratamiento para la CSBD. Se necesitan entrevistas clínicas adicionales para determinar la presencia de CSBD, que podría manifestarse como PPU entre individuos que buscan tratamiento con diferentes presentaciones clínicas (Kraus y Sweeney, 2019).
También encontramos que, en general, las puntuaciones de BPS se correlacionaron débilmente con la impulsividad (Cyders et al., 2014; Lynam et al., 2006) y características obsesivo-compulsivas (Foa et al., 2002). En apoyo de trabajos anteriores (Bőthe et al., 2018, 2019), Las puntuaciones de BPS se correlacionaron moderadamente con medidas de sentimientos generalizados de angustia y depresión; También encontramos correlaciones moderadas entre los puntajes de BPS y las medidas de sentirse adicto a la pornografía y priorizar la visualización de pornografía sobre otras actividades (Grubbs, Perry, Wilt y Reid, 2019c). Como se señaló en otra parte (Kor et al., 2014), también encontramos una correlación modesta entre ver pornografía y PPU según lo medido por el BPS, aunque la relación parecía más fuerte entre los puntajes de BPS y la frecuencia de la masturbación. Anticipamos tales asociaciones entre el comportamiento de visualización de pornografía y las puntuaciones de BPS. Como se discutió en otros trabajos (Gola, Lewczuk y Skorko, 2016; Kraus, Martino y otros, 2016a; Bőthe et al. 2020), también encontramos que la frecuencia de visualización de pornografía no es necesariamente un indicador de PPU. Entre las dos muestras nacionales de EE. UU., Encontramos una alta proporción de personas (predominantemente hombres) con una puntuación de al menos cuatro o más en el BPS.1
Se necesita investigación adicional sobre el establecimiento de normas para el BPS para el uso de pornografía, que pueden variar según el género, la edad y posiblemente otros factores socioeconómicos. Además, la investigación aún está evolucionando sobre el estudio del uso de la pornografía, y se necesita más trabajo para identificar los factores de riesgo y de protección asociados con la PPU. Además, el reclutamiento de muestras grandes de mujeres permitiría un mayor examen de los posibles efectos de género al estudiar la UPP en muestras clínicas y no clínicas. Existe una necesidad particular de investigar PPU entre las mujeres que reportan altos niveles de uso de pornografía (es decir, diariamente, varias veces al día). Este grupo no estaba igualmente representado en nuestras muestras y, en general, las mujeres que usan pornografía generalmente informaron niveles más bajos en comparación con los hombres. Los resultados específicos para las mujeres, en general, deben ser advertidos, ya que nuestros resultados probablemente se vieron afectados por el tamaño pequeño de la muestra, y se recomienda realizar más investigaciones que examinen las diferencias relacionadas con el género en las mujeres con UPP. Como se ha hecho en un estudio reciente (Bőthe et al. 2020), también recomendamos que se realicen pruebas de invariancia de género con el BPS para investigar más a fondo sus propiedades psicométricas con mujeres u otros grupos diversos.
Una de las fortalezas principales de nuestro estudio actual es que incluimos una muestra de hombres que buscaban tratamiento para la CSBD para determinar la sensibilidad y la especificidad de una prueba breve de PPU. Específicamente, en el Estudio 5, examinamos de forma independiente la PPU entre 105 hombres inscritos en un ensayo clínico aleatorizado de CSBD. Después de comparar pacientes con CSBD con participantes de control no afectados, determinamos que la puntuación de corte clínica inicial en el BPS era cuatro. Como lo interpretamos actualmente, una puntuación de cuatro o más en la BPS debería justificar una evaluación adicional por parte de un profesional de la salud para la PPU. Sin embargo, las puntuaciones entre los hombres polacos que buscan tratamiento (autoidentificados como heterosexuales) y los veteranos interesados en el tratamiento para la UPP informaron puntuaciones muy superiores a 6. Es posible que el punto de corte clínico sea como mínimo de cuatro, con una puntuación de seis o más. , posiblemente reflejando la necesidad de servicios clínicos. Se justifica un mayor refinamiento con muestras clínicas y no clínicas para determinar la puntuación de corte óptima en el BPS. La puntuación de corte propuesta debe interpretarse con cautela en la actualidad.
Aunque prometedor, el estudio tiene múltiples limitaciones. Primero, aunque cuatro de las cinco muestras incluyeron mujeres, se necesitan investigaciones adicionales sobre la UPP entre mujeres y poblaciones diversas para abordar las consideraciones relacionadas con el género y la diversidad. Los datos preliminares sugieren que las mujeres tienen siete veces menos probabilidades que los hombres de buscar tratamiento para la UPP (Lewczuk, Szmyd, Skorko y Gola, 2017). Una limitación adicional es que solo reclutamos una muestra de hombres polacos heterosexuales para determinar el puntaje de corte clínico para el BPS, y se necesita trabajo futuro para determinar el umbral para mujeres, así como para poblaciones clínicas de otros países e individuos de diferente sexo. orientaciones. En este momento, no tenemos evidencia que sugiera que debería haber diferentes puntajes de corte para hombres y mujeres u otros grupos específicos. Sospechamos que un estudio más a fondo de la UPP entre muestras grandes y diversas de hombres y mujeres, poblaciones de minorías sexuales y de género y otros grupos, incluidas muestras clínicas y no clínicas, ayudará a identificar las puntuaciones de corte óptimas para identificar a los individuos con probable PPU.
Además, reconocemos que también se necesita investigación adicional para validar el BPS y otras medidas de PPU en países no occidentales y en muestras con diversidad étnica y en grupos de minorías sexuales. Una sobrerrepresentación de la investigación de los países occidentales ha limitado nuestra comprensión del PPU entre diversas culturas y grupos étnicos. Es posible que la puntuación de corte sugerida en el BPS pueda variar según el género o las consideraciones culturales, y se necesita trabajo adicional para determinar los umbrales apropiados para los grupos clínicos y no clínicos. Sobre esta base, se necesitan futuros estudios multiculturales y de muestras múltiples que evalúen la utilidad y la invarianza de medición del BPS. Una limitación adicional es que no usamos entrevistas clínicas para cuatro de los cinco estudios, ya que confiamos en diseños basados en la web dados los costos y las dificultades de reclutar grandes grupos de hombres y mujeres de diversos orígenes. Las puntuaciones y las respuestas pueden variar hasta cierto punto cuando un médico administra la escala cara a cara. Además, en estudios futuros con muestras más grandes y diversas con confirmación clínica a través de entrevistas, la teoría de respuesta al elemento (IRT) podría usarse para determinar mejor dónde se ubican las personas en el continuo de PPU, y el uso de pornografía de manera más general, utilizando el BPS y proporcionando mayor claridad y refinamiento de las posibles puntuaciones de corte. Además, debido a que el Estudio 5 solo incluyó a hombres reclutados que se identificaron a sí mismos como heterosexuales, recomendamos realizar más investigaciones con el BPS para incluir a hombres homosexuales y bisexuales y otras minorías sexuales al determinar los posibles puntajes de corte para PPU.
La utilidad del BPS como herramienta clínica debe considerarse separada de su utilidad como herramienta para comprender la PPU en estudios de población. Más concretamente, el trabajo futuro debería examinar y describir específicamente el mejor uso e interpretación de las puntuaciones de BPS en muestras clínicas frente a muestras no clínicas. Como se discutió en otra parte (Kraus y Sweeney, 2019), es importante investigar la UPP entre las personas que buscan tratamiento y comprender los motivos subyacentes al comportamiento de búsqueda de tratamiento. Tanto las motivaciones como las barreras para la atención de PPU aún no se han examinado completamente y requieren atención adicional. Actualmente, proponemos que una prueba de detección positiva en el BPS no debe interpretarse como diagnóstico de un trastorno de salud mental subyacente. Dado que el BPS no cuestiona la interferencia en las áreas principales del funcionamiento de la vida como se detalla en los criterios de diagnóstico para la CSBD, dicha evaluación debe realizarse clínicamente para las personas que dan positivo en el BPS. Se necesitan investigaciones futuras para probar y validar el BPS entre diversas poblaciones utilizando diseños basados en la web y en persona. Otros factores, como la incongruencia moral y las condiciones psiquiátricas (consumo de sustancias, trastorno bipolar) y médicas (demencia, Parkinson), deben tenerse en cuenta al evaluar la UPP y considerar las recomendaciones de tratamiento (Marca, Antons, Wegmann y Potenza, 2019; Grubbs y Perry, 2019; Grubbs, Perry, Wilt y Reid, 2019c; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament y Kraus, 2018b; Kraus y Sweeney, 2019). Investigadores (Štulhofer, Bergeron y Jurin, 2016a; Štulhofer, Jurin y Briken, 2016b) también han señalado que factores como el alto deseo sexual seguían siendo difíciles de desentrañar, aparte de la hipersexualidad, lo que genera preocupaciones con respecto a cómo se conceptualiza el PPU. Se necesitan más investigaciones que examinen el alto deseo sexual y / o comportamientos entre diversos grupos a medida que los investigadores y los médicos desarrollen herramientas para evaluar la PPU con precisión. Existen consideraciones similares para evaluar la incongruencia moral como se describe en los criterios para CSBD.
En particular, se necesita más investigación para evaluar la prueba-reprueba y la sensibilidad y especificidad entre muestras clínicas y no clínicas que utilizan el BPS. Dada la brevedad del BPS (1 a 2 minutos para completar), la investigación adicional debe probar su uso en entornos médicos y de salud para identificar a las personas con PPU que se beneficiarían del tratamiento. En conclusión, nuestro examen inicial del BPS sugiere que es psicométricamente sólido, corto y fácil de usar en entornos clínicos y no clínicos con un alto potencial de uso en poblaciones en todas las jurisdicciones internacionales.
Fuentes de financiamiento
Los autores declararon haber recibido el siguiente apoyo financiero para la investigación, autoría y publicación de este artículo. El estudio 1 fue financiado con el apoyo de la Oficina de Investigación y Desarrollo, Investigación y Desarrollo de Ciencias Clínicas del Departamento de Asuntos de Veteranos (ZDA1, PI Rani A. Hoff) y VISN 1 New England MIRECC (PI Shane W. Kraus). Los estudios 2 y 3 fueron apoyados por fondos institucionales proporcionados por Bowling Green State University (PI Joshua Grubbs). Los estudios 4 y 5 fueron financiados por el Centro Nacional de Ciencias de Polonia (2014/15 / B / HS6 / 03792; PI M. Gola).
Steven D. Shirk, Steve Martino y Rani A. Hoff son empleados de tiempo completo del Departamento de Asuntos de Veteranos. El Dr. Potenza ha recibido apoyo del Departamento de Salud Mental y Servicios de Adicciones del Estado de Connecticut, el Centro de Salud Mental de Connecticut y el Consejo de Connecticut sobre Problemas de Juego. Drs. Kraus, Potenza y Shirk han recibido el apoyo del Centro Nacional para el Juego Responsable. Las agencias de financiación no proporcionaron aportes ni comentarios sobre el contenido del manuscrito, y el contenido del manuscrito refleja las contribuciones y pensamientos de los autores y no refleja necesariamente las opiniones de las agencias de financiación.
Contribución de los autores
SWK conceptualizó y escribió el borrador inicial. SWK, RAH, MNP y SM contribuyeron a la recopilación y análisis de datos del Estudio 1. JBG contribuyó a la recopilación y análisis de datos de los Estudios 2 y 3. MG, EK y ML contribuyeron a la recopilación y análisis de datos para los Estudios 4 y 5. SDS proporcionó supervisión estadística para el Estudio 1 y orientación para los otros estudios. Todos los autores proporcionaron información, leyeron y revisaron el manuscrito antes de enviarlo. SWK y los otros autores aprobaron el borrador final del manuscrito.
Conflicto de intereses
Los autores declararon no tener ningún conflicto de intereses potencial con respecto a la investigación, autoría y publicación de este artículo.
| Pantalla breve de pornografía (BPS) | Fecha: | ||
| CARNÉ DE IDENTIDAD#: | |||
| DirecciónInstrucciones: En los últimos 6 meses, ¿le ha sucedido alguna de estas situaciones con respecto a su uso de pornografía? | Nunca | De vez en cuando | Very Often |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
Scoring. Una puntuación de 4 ≥ se considera una pantalla positiva para un posible uso problemático de pornografía. Se recomienda un examen adicional para un posible uso problemático de pornografía.
1Entre los usuarios de pornografía del año anterior, el 25% (20.6% de mujeres, 28.6% de hombres) obtuvo cuatro o más en el BPS (13.8% en general; 7.6% de mujeres; 20.2% de hombres).
2Entre los usuarios de pornografía del año pasado, el 30.1% (11.6% de las mujeres; 32.8% de los hombres) obtuvo cuatro o más (11.6% en general; 1.9% de las mujeres; 10.1% de los hombres).
Dato suplementario
Se pueden encontrar datos complementarios a este artículo en línea en https://doi.org/10.1515/jba.2020.00038.
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