Abstract
Contexte et objectifs
Pour combler les lacunes actuelles en matière de dépistage de l'utilisation problématique de la pornographie (PPU), nous avons initialement développé et testé un bref écran de pornographie (BPS) en six éléments qui a posé des questions sur le PPU au cours des six derniers mois.
Méthodes et participants
Nous avons recruté cinq échantillons indépendants des États-Unis et de Pologne pour évaluer les propriétés psychométriques du BPS. Dans l'étude 1, nous avons évalué la structure des facteurs, la fiabilité et les éléments de validité à l'aide d'un échantillon de 224 vétérans américains. Un élément du BPS a été abandonné dans l'étude 1 en raison d'un faible niveau d'approbation. Dans les études 2 et 3, nous avons étudié la structure factorielle en cinq points du BPS et évalué sa fiabilité et sa validité dans deux échantillons nationaux représentatifs des États-Unis (N = 1,466, N = 1,063 4, respectivement). Dans l'étude 703, nous avons confirmé la structure des facteurs et évalué sa validité et sa fiabilité à l'aide d'un échantillon de 5 adultes polonais. Dans l'étude 105, nous avons calculé le score seuil suggéré pour le dépistage en utilisant un échantillon de XNUMX patients masculins cherchant un traitement pour un trouble du comportement sexuel compulsif (CSBD).
Résultats
Les résultats d'une analyse des principaux composants et d'une analyse factorielle confirmatoire ont soutenu une solution à un facteur qui a produit une cohérence interne élevée (α = 0.89-0.90), et analyse en outre les éléments pris en charge de la validité de construction, de convergence, de critère et de discrimination de l'écran nouvellement développé. Les résultats d'une courbe des caractéristiques de fonctionnement du récepteur (ROC) suggéraient un score seuil de quatre ou plus pour détecter une éventuelle PPU.
Conclusions
Le BPS semble être psychométriquement solide, court et facile à utiliser dans divers contextes avec un fort potentiel d'utilisation dans les populations à travers les juridictions internationales.
Introduction
Actuellement, il y a un débat considérable parmi les cliniciens et les chercheurs sur la meilleure façon de classer l'engagement excessif / problématique dans les comportements sexuels (Kraus, Voon et Potenza, 2016b), et les chercheurs ont proposé des classifications incluant le trouble hypersexuel (Kafka, 2010), trouble du contrôle des impulsions (Grant et al., 2014; Kraus et al., 2018), trouble du comportement sexuel compulsif non paraphilique (CSBD) (Coleman, Raymond et McBean, 2003) ou la dépendance comportementale (Kor, Fogel, Reid et Potenza, 2013). L'utilisation problématique de pornographie (PPU) peut être groupée avec d'autres comportements sexuels répondant aux critères de diagnostic de la CSBD tels que définis dans la CIM-11 (Kraus et al., 2018). Le CSBD est décrit comme un schéma persistant d'incapacité à contrôler les impulsions ou les pulsions sexuelles intenses et répétitives, entraînant un comportement sexuel répétitif sur une période prolongée (p. Ex., 6 mois ou plus) qui génère une détresse marquée ou une altération de la situation sociale, professionnelle ou autre. domaines de fonctionnement (Kraus et al., 2018; Organisation mondiale de la santé, 2018). L'étude actuelle a évalué les propriétés psychométriques d'un nouvel écran d'auto-évaluation conçu pour évaluer la PPU probable dans cinq échantillons composés d'adultes non cliniques et cliniques.
Les estimations de la prévalence de la CSBD parmi les populations cliniques et non cliniques restent insaisissables (Gola et Potenza, 2018; Kraus, Voon et coll., 2016b). Une étude récente portant sur 2,325 adultes américains a révélé que 8.6% de l'échantillon représentatif (7.0% des femmes et 10.3% des hommes) approuvaient des niveaux cliniquement pertinents de détresse et / ou de déficience associés aux préoccupations contrôlant les sentiments, les pulsions et les comportements sexuels (Dickenson, Gleason, Coleman et Miner, 2018). En ce qui concerne l'utilisation de la pornographie, les données d'un échantillon représentatif à l'échelle nationale des États-Unis de 2,075 internautes ont révélé qu'environ la moitié (n = 1,056 11) ont déclaré avoir utilisé de la pornographie au cours de l'année précédente, et 3% des hommes et XNUMX% des femmes ont déclaré «se sentir dépendants de la pornographie» (Grubbs, Kraus et Perry, 2019b). Les preuves préliminaires recueillies auprès d'anciens combattants américains suggéraient un taux élevé de comportement sexuel compulsif (Smith et al., 2014); cependant, les études n'ont généralement pas examiné la PPU chez les vétérans américains, un groupe noté avec des comorbidités cliniques élevées et une impulsivité (James, Strom et Leskela, 2014).
De plus, parmi les personnes qui recherchent un traitement pour le CSBD, la plupart (> 80%) se disent préoccupées par l'utilisation de la pornographie (Gola et al., 2018; Kraus, Potenza, Martino et Grant, 2015b; Reid et al., 2012; Scanavino et coll., 2013). Pour ces personnes, la PPU se caractérise souvent par un besoin impérieux, une diminution de la maîtrise de soi, des troubles du fonctionnement et l'utilisation de la pornographie pour faire face à l'anxiété ou à l'humeur dysphorique (Kraus, Martino et Potenza, 2016a; Wordecha et al., 2018). Les personnes qui recherchent un traitement pour l'UPP et d'autres comportements sexuels signalent souvent des problèmes psychiatriques, notamment la dépression, l'anxiété et les troubles liés à l'usage de substances (Kraus, Potenza et coll., 2015b).
Pour identifier PPU, plusieurs échelles d'auto-évaluation ont été développées et testées, y compris l'échelle d'utilisation problématique de la pornographie (PPUS) (Kor et al., 2014), Échelle de consommation de pornographie compulsive (CPC) (Noor, Rosser et Erickson, 2014), Inventaire d'utilisation de la cyberpornographie (CPUI / CPUI-9) (Grubbs, Sessoms, Wheeler et Volk, 2010; Grubbs, Volk, Exline et Pargament, 2015), Inventaire de la consommation de pornographie (PCI) (Reid, Li, Gilliland, Stein et Fong, 2011b), Questionnaire sur les envies de pornographie (PCQ) (Kraus et Rosenberg, 2014) et l'échelle de consommation problématique de pornographie (PPCS) (Bothe et al., 2018) et l'échelle de consommation problématique de pornographie (PPCS-6) (Bőthe, Tóth-Király, Demetrovics et Orosz, 2020). Bien que chacun ait des points forts, bon nombre de ces questionnaires d'auto-évaluation ont des limites et n'ont souvent pas été soumis à des tests psychométriques rigoureux (voir Fernandez et Griffiths, 2019 pour discussion sur les mesures de pornographie). Par exemple, ils ont généralement été développés et testés sur des échantillons de commodité non cliniques dans les pays occidentaux, manquent souvent d'un cadre théorique ou diagnostique unifié, évaluent des domaines de symptômes multiples et divergents et n'ont pas de score seuil clinique suggéré pour déterminer qui devraient être évalués de manière plus approfondie par des professionnels de la santé mentale. Bien que ces problèmes soient préoccupants en eux-mêmes, ils sont encore plus préoccupants à la lumière de la reconnaissance diagnostique du CSBD. En juin 2019, le CSBD a été officiellement ajouté à la CIM-11 (Organisation mondiale de la santé, 2018) et avec la forte cooccurrence de PPU, le développement d'instruments de dépistage courts, robustes et psychométriquement solides pour PPU est grandement nécessaire pour combler les lacunes actuelles dans le domaine.
Objectifs de la présente étude
À la lumière des limites décrites ci-dessus, le présent travail décrit le développement d'un bref instrument de dépistage Bref écran de pornographie (BPS) pour identifier PPU dans cinq études indépendantes. Dans l'étude 1, nous avons examiné 283 évaluations des anciens combattants militaires américains d'accord avec les éléments proposés, effectué une analyse des principaux composants et évalué la fiabilité interne et la validité du BPS. Dans l'étude 2, nous avons utilisé le service Omnibus fourni par Qualtrics Survey Software pour recruter 2,075 adultes américains correspondant aux normes représentatives américaines afin de reconfirmer la structure à un facteur de l'écran, d'évaluer sa fiabilité interne et d'examiner les relations entre le BPS et mesures de psychopathologie. Dans l'étude 3, nous avons utilisé le service de panel Turkprime pour réévaluer la structure du facteur BPS chez 1,063 adultes américains à nouveau appariés aux normes représentatives et examiné les corrélations avec les mesures de la psychopathologie. Dans l'étude 4, nous avons recruté 703 adultes polonais de la communauté pour confirmer davantage la structure des facteurs dans un échantillon non américain et évaluer la cohérence et la validité internes. Dans l'échantillon 5, nous avons examiné les caractéristiques cliniques de 105 patients de sexe masculin en Pologne cherchant un traitement pour PPU afin d'établir le score seuil clinique recommandé. Le recrutement pour toutes les études est discuté plus en détail dans le Matériel supplémentaire.
Analyses statistiques pour les études 1 à 5
Dans les études 1 et 4, nous avons utilisé SPSS-19 pour les statistiques descriptives, les chi-carrés, l'analyse des composantes principales, les corrélations produit-moment de Pearson, les ANCOVA et les t-tests.
Dans les études 2 et 3, nous avons réalisé nos modèles CFA en utilisant la lave (Rosseel, 2011) pour R, en utilisant l'estimation des moindres carrés pondérée en diagonale, qui ne suppose pas la normalité ou l'homoscédasticité des résidus et est préférable pour les données ordinales (Flora et Curran, 2004). Pour l'étude 5, nous avons utilisé SPSS-19 pour effectuer des analyses de la courbe des caractéristiques de fonctionnement du récepteur (ROC).
Etudier 1
Method
Procédure et participants
L'étude 1 a été menée avec des données du projet Survey of Experiences of Returning Veterans (SERV), qui a recruté des vétérans militaires à travers les États-Unis (Kraus et al., 2017; Smith et al., 2014). Les procédures générales utilisées pour recruter des participants et conduire le projet SERV ont été décrites ailleurs (Kraus et al., 2017). Les conditions d'admissibilité aux études étaient les suivantes: (a) séparé (démobilisé) de l'armée américaine; (b) un vétéran de l'Irak, de l'Afghanistan ou des époques environnantes; (c) âgé d'au moins 18 ans; (d) anglophone; et, (e) vivant aux États-Unis Des parties de cet ensemble de données ont déjà été publiées dans les articles suivants (Decker et coll., 2019; Moisson et coll., 2019; Scoglio et coll., 2017; Turban, Potenza, Hoff, Martino et Kraus, 2017, Turban, Shirk, Potenza, Hoff et Kraus, 2020), mais aucun de ces articles ne portait sur la structure ou la validité du BPS.
Caractéristiques de l'échantillon
Sur 283 participants interrogés, la plupart étaient des hommes (70.6%, n = 197) avec un âge moyen de 35.1 ans (SD = 9.2) ans. Les caractéristiques de l'échantillon sont répertoriées dans Tableau supplémentaire 1.
Les mesures
Le premier auteur a développé les six éléments initiaux du BPS comme mesure possible du PPU dans les échantillons d'anciens combattants américains. Ces éléments ont été initialement générés lorsque le premier auteur terminait un stage postdoctoral en psychologie. Des éléments ont été générés en fonction des interactions cliniques avec les patients et des travaux continus d'études antérieures examinant les corrélats cliniques de la PPU (voir Kraus, Martino et coll., 2016a; Kraus et Rosenberg, 2014). Ensuite, les items proposés ont été croisés et examinés par deux autres membres de l'équipe avant d'être examinés dans l'étude 1.
Dans l'étude 1, les participants ont reçu le BPS, qui était conçu pour identifier les personnes signalant des problèmes de gestion de leur utilisation de la pornographie. L'échelle initiale se composait de six éléments. On a demandé aux participants: «Au cours des 6 derniers mois, est-ce que l'une de ces situations vous est arrivée en ce qui concerne votre utilisation de la pornographie?» Les réponses aux items étaient 0 (jamais), 1 (occasionnellement) et 2 (très souvent), avec un score compris entre 0 et 12. Voir Tableau 1 pour le libellé exact du BPS.
Tableau 1.Étude 1, Nombre de fréquences d'accord pour les six éléments du Bref écran de pornographie (BPS) parmi les vétérans américains (N = 222)
| Articles | Jamais (%) | Parfois (%) | Très souvent (%) | M (SD) | Matrice de composants |
| Vous vous retrouvez à utiliser la pornographie plus que vous ne le souhaitez. | 60.5 | 29.6 | 9.9 | 1.49 (0.67) | 0.80 ∗ |
| Vous avez tenté de «réduire» ou de cesser d'utiliser la pornographie, mais sans succès. | 73.5 | 18.8 | 7.2 | 1.33 (0.61) | 0.82 ∗ |
| Vous avez du mal à résister aux fortes envies d'utiliser la pornographie. | 61.9 | 28.7 | 9.0 | 1.47 (0.66) | 0.84 ∗ |
| Vous vous retrouvez à utiliser la pornographie pour faire face à des émotions fortes (par exemple, la tristesse, la colère, la solitude, etc.). | 68.6 | 20.2 | 10.8 | 1.42 (0.68) | 0.73 ∗ |
| Vous continuez à utiliser la pornographie même si vous vous sentez coupable. | 61.4 | 25.6 | 12.6 | 1.51 (0.71) | 0.76 ∗ |
| Des gens se sont dits préoccupés par votre utilisation de la pornographie. | 90.6 | 5.8 | 3.1 | 1.12 (0.41) | 0.49 |
Notes. Les chargements de composant en gras indiquent des charges plus élevées sur ce composant. Données manquantes sur deux participants.
Composant 1 = 3.75; Pourcentage de variance = 62.5%.
*Les éléments en gras ont été conservés dans la version finale.
M = moyenne; SD = écart type.
Nous avons également utilisé le questionnaire sur les comportements sexuels et l'histoire de la pornographie (Rosenberg et Kraus, 2014) pour évaluer les antécédents sexuels et les caractéristiques d'utilisation de la pornographie des participants, le PCQ (Kraus et Rosenberg, 2014) pour évaluer l'envie de pornographie (α = 0.83) et le PPUS (Kor et al., 2014) pour évaluer les fonctionnalités associées à PPU (α = 0.83). L'échelle de comportement impulsif UPPS-P (Cyders, Littlefield, Coffey et Karyadi, 2014; Lynam, Smith, Whiteside et Cyders, 2006) est un questionnaire en 45 items qui évalue l'impulsivité globale (α = 0.80) et préméditation (absence de) (α = 0.84), urgence négative (α = 0.81), urgence positive (α = 0.81), recherche de sensation (α = 0.84) et Persévérance (absence de) composants (α = 0.83) et l'inventaire des comportements hypersexuels (HBI) (Reid, Garos et Carpenter, 2011a) pour mesurer les caractéristiques de l'hypersexualité (α = 0.82). Une question supplémentaire évaluait l'intérêt des vétérans à recevoir un traitement pour des comportements spécifiques de CSBD (p. Ex. Pornographie compulsive, relations sexuelles occasionnelles / anonymes, etc.).
Ethique
Le Comité d'examen institutionnel du ministère des Anciens Combattants a approuvé l'étude. Tous les participants ont fourni un consentement écrit éclairé avant de participer à l'étude.
Résultats
Utilisation de la pornographie et pratiques sexuelles chez les anciens combattants
Vingt et un pour cent (n = 59) des participants ont déclaré n'avoir jamais vu de pornographie. Environ 51% (n = 42) des femmes ont indiqué ne jamais avoir utilisé de pornographie par rapport à 8.6% des hommes (n = 17),2 (5) = 96.15, P <0.001, Cramer V = 0.59. Étant donné que l'étude actuelle se concentrait sur l'évaluation psychométrique du BPS pour évaluer le PPU, nous avons retiré ces 59 non-utilisateurs de pornographie de l'étude, laissant 220 personnes pour des analyses ultérieures.
Réduction des items et structure factorielle de l'écran Bref Pornographie (BPS)
Nous avons d'abord procédé à la réduction des items en examinant les corrélations item-total des six items initiaux (Tableau 1). Tous les éléments étaient modérément corrélés (rs = 0.31–0.70, P <0.001), ce qui suggère qu'aucun n'a pu être éliminé sur cette base. Deuxièmement, nous avons examiné les nombres de fréquences pour chaque niveau d'accord pour chacun des six éléments du BPS afin d'identifier tout élément `` déséquilibré '' (Clark et Watson, 1995). En utilisant cette règle de décision, un élément («Les gens ont exprimé leur inquiétude») pouvait être éliminé; cependant, nous avons soumis les six éléments à une analyse des composantes principales (sans rotation) à des fins de réduction supplémentaire des éléments.
L'analyse en composantes principales (ACP) est souvent utilisée pour la réduction des items dans le développement de l'échelle, et l'ACP et l'analyse factorielle exploratoire (EFA) donnent souvent des résultats similaires (Schneeweiss et Mathes, 1995). En raison de la simplicité du BPS (à l'origine 6 items) et de son seul facteur sous-jacent, notre objectif était simplement de réduire le nombre d'items tout en conservant autant que possible la variance d'origine (Conway et Huffcutt, 2003). Cependant, si le BPS avait inclus plusieurs facteurs et que nous nous intéressions à la relation entre ces facteurs, l'EFA ou la modélisation d'équations structurelles (SEM) aurait été envisagée. Ci-dessous, nous rapportons les résultats de l'APC.
Les résultats n'ont donné qu'une seule composante avec une valeur propre de 3.75, qui représentait 62.5% de la variance totale (Tableau 1). Seul l'élément déséquilibré précédemment identifié ne présentait pas de charges élevées (≥0.50) et de communautés (> 0.40); en utilisant cette règle de décision (Costello et Osborne, 2005), l'élément a été abandonné. Les cinq éléments restants avaient un coefficient de cohérence interne élevé (α = 0.89), une fiabilité composite (0.92) et une corrélation inter-items moyenne modérée (r = 0.62), soutenant l'unidimensionnalité du BPS (Clark et Watson, 1995).
Validité constructive, convergente, critère et discriminante du BPS
Pour évaluer un élément de validité de construit, nous avons d'abord examiné si les scores BPS variaient en fonction de la quantité de pornographie regardée, après ajustement pour le sexe. Les résultats de l'ANCOVA ont indiqué un effet principal significatif sur la fréquence d'utilisation de la pornographie, F (3, 216) = 14.32, P <0.001, η partiel2 = 0.12. En utilisant des comparaisons post-hoc (corrigées par Bonferroni), nous avons constaté que les utilisateurs quotidiens de pornographie (M = 4.39, SD = 2.10, SE = 0.48) avaient des scores BPS significativement plus élevés que les utilisateurs hebdomadaires (M = 2.53, SD = 0.73, SE = 0.29), qui à leur tour avaient des scores BPS plus élevés que les utilisateurs mensuels (M = 1.45, SD = 0.36, SE = 0.25). Nous avons également calculé les corrélations produit-moment de Pearson pour évaluer les relations entre les variables de l'étude, et à l'appui de la validité convergente, nous avons trouvé une corrélation positive et robuste entre les scores PPUS et BPS (voir Tableau 2 pour les corrélations bivariées par sexe). À l'appui de la validité des critères, nous avons trouvé des corrélations positives mais modérées entre les scores BPS, HBI et PCQ. À l'appui de la validité discriminante, le BPS n'était en grande partie pas lié à l'impulsivité, bien que pour les hommes et non les femmes, l'urgence négative et positive était positivement associée, quoique faiblement, aux scores du BPS.
Tableau 2.Étude 1, Corrélations et moyennes et écarts-types pour les variables d'étude d'intérêt pour les vétérans américains
| Variable | Bref écran de pornographie | Catégorie | |||
| Femmes (n = 40) | Hommes (n = 180) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| Bref écran de pornographie | - | 0.80 (1.73) | - | 2.55 (2.87) | 0-10 |
| Questionnaire sur les envies de pornographie | 0.32 ∗ | 2.03 (0.95) | 0.45 ∗∗ | 2.95 (1.34) | 1-7 |
| Échelle d'utilisation de la pornographie problématique | 0.77 ∗∗ | 1.27 (0.50) | 0.75 ∗∗ | 1.92 (0.98) | 1-5.7 |
| Inventaire du comportement hypersexuel | 0.66 ∗∗ | 27.1 (9.0) | 0.60 ∗∗ | 34.8 (15.4) | 18-95 |
| Urgence négative UPPS-P | 0.29 | 2.27 (0.51) | 0.30 ∗∗ | 2.36 (0.52) | 1.3-3.9 |
| UPPS-P Manque de préméditation | 0.11 | 2.07 (0.44) | -0.03 | 2.08 (0.40) | 1.2-3.3 |
| UPPS-P Manque de persévérance | 0.18 | 1.79 (0.42) | 0.11 | 1.94 (0.48) | 1.0-3.4 |
| Recherche de sensation UPPS-P | -0.02 | 2.61 (0.48) | 0.05 | 2.87 (0.37) | 1.2-4.0 |
| Urgence positive UPPS-P | 0.22 | 1.94 (0.44) | 0.22 ∗∗ | 2.23 (0.48) | 1.1-3.6 |
Notes. *P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = moyenne; SD = écart type.
Traitement du comportement sexuel
Sur les 220 anciens combattants interrogés sur leur visionnage de pornographie (voir Tableau supplémentaire 1), neuf ont indiqué qu'ils étaient intéressés par le traitement de la PPU. Tous les individus étaient des hommes (9 hommes sur 180, 5%). Le score moyen du BPS sur les cinq éléments restants pour les neuf hommes était de 6.67 (SD = 2.95). Toutes les études ultérieures (2–5) ont utilisé le BPS à cinq items pour leurs analyses puisqu'elles ont été menées après l'étude 1.
Etudier 21
Method
Procédures et participants
À l'aide du service Omnibus fourni par Qualtrics Survey Software, nous avons recruté un représentant américain au niveau national (échantillon non probabiliste basé sur les normes du recensement de 2010 pour l'âge, le sexe, la race, l'origine ethnique, le revenu et la région de recensement des États-Unis) pour une étude transversale des adultes. (N = 2,075 51; XNUMX% de femmes [n = 1,059 49], XNUMX% d'hommes [n = 1,016 XNUMX]; Mâge = 44.8, SD = 16.7).
Des parties de cet ensemble de données ont été décrites ailleurs dans les articles suivants, mais aucun des articles ne s'est concentré sur la structure ou la validité du BPS (voir Grubbs, Kraus et coll., 2019b; Grubbs, Kraus, Perry, Lewczuk et Gola, 2020).
Les mesures
Les analyses ont été limitées aux adultes qui ont reconnu avoir regardé de la pornographie au cours de la dernière année (N = 1,058 66, 1% d'hommes). Les comportements d'utilisation de la pornographie ont été évalués au moyen de trois items. Plus précisément, nous avons demandé aux participants à quelle fréquence ils avaient intentionnellement regardé de la pornographie seuls au cours de la dernière année. Nous avons également demandé aux participants à quelle fréquence ils s'étaient masturbés face à la pornographie au cours de l'année écoulée. Pour les deux questions, les réponses allaient de XNUMX (pas du tout) en 8 (une fois par jour ou plus). Un seul élément demandait aux participants de rapporter, en minutes, combien de temps ils avaient passé quotidiennement, en moyenne, à regarder de la pornographie.
Spécifiques à cet échantillon et en plus du BPS, nous avons également évalué la détresse psychologique en incluant trois éléments liés à la dépression et deux éléments liés à l'anxiété de la mesure transversale des symptômes pour le DSM-5 (Narrow et coll., 2013). Nous avons administré trois éléments CPUI-9 (Grubbs et al., 2015) pour évaluer les réponses ou les croyances spécifiques à l'utilisation de la pornographie. Chaque élément a été noté sur une échelle de 1 (fortement en désaccord) en 7 (tout à fait d'accord). Ces éléments à valeur faciale ont été tirés des sous-échelles CPUI-9: Compulsivité perçue (par exemple, «Je crois que je suis accro à la pornographie»), Efforts d'accès (par exemple, «J'ai reporté les choses que je devais faire pour voir de la pornographie») et la détresse émotionnelle (par exemple, «je me sens déprimé après avoir regardé de la pornographie»). Les trois éléments sont essentiellement liés aux comportements d'utilisation de la pornographie (Grubbs, Wilt, Exline et Pargament, 2018a; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament et Kraus, 2018b).
Ethique
Le comité d'examen institutionnel du département de Bowling Green State University a approuvé l'étude 2 comme étant exemptée. Tous les participants ont fourni un consentement éclairé électronique avant de participer à l'étude.
Résultats
Nous avons effectué une analyse factorielle de confirmation (CFA) en utilisant l'estimation des moindres carrés pondérés en diagonale (DWLS) avec des variances robustes, car l'estimation DWLS ne suppose pas la normalité ou l'homoscédasticité des résidus et est préférable pour les données ordinales (Flora et Curran, 2004). Cette analyse a révélé un excellent ajustement BPS pour une structure factorielle unidimensionnelle (Robust χ2 (5) = 3.06, P = 0.69; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA <0.001, SRMR = 0.01). Le score BPS moyen était faible (M = 1.56, SD = 2.53) et l'analyse de la fiabilité interne a révélé une cohérence interne élevée (α = 0.90). Les hommes ont obtenu des scores BPS plus élevés (M = 2.24, SD = 2.81) que les femmes (M = 1.70, SD = 2.60) t (2, 1,056) = 3.05, P <0.001, Cohen d = 0.20).
Les scores BPS étaient positivement associés à de multiples mesures dans les directions attendues. Les scores BPS étaient positivement associés à des déclarations de «Je suis accro à la pornographie» (r = 0.620, P <0.001), «Je me sens déprimé après avoir visionné de la pornographie» (r = 0.47, P <0.001) et "J'ai reporté les choses dont j'avais besoin pour voir de la pornographie" (r = 0.59, P <0.001). Les scores BPS étaient positivement associés à la fréquence de visionnage de pornographie au cours de la dernière année (r = 0.39, P <0.001), se masturber devant la pornographie au cours de la dernière année (r = 0.40, P <0.001), minutes quotidiennes moyennes passées à regarder de la pornographie (r = 0.23, P <0.001) et des sentiments généralisés de détresse psychologique (r = 0.34, P <0.001).
Etudier 32
Method
Procédures et participants
Les données de 470 adultes utilisant Internet ayant utilisé de la pornographie au cours de l'année précédente ont été analysées à partir d'un échantillon plus large de 1,063 adultes américains appariés sur des normes représentatives aux États-Unis sur la base des normes nationales représentatives des États-Unis de 2010 (basées sur les données du recensement américain) pour l'âge, le sexe, l'ethnicité, race, région de recensement des États-Unis et revenu. Cet échantillon non probabiliste a été recruté et rémunéré par le service de panel Turkprime (Litman, Robinson et Abberbock, 2017).
Des parties de cet ensemble de données ont déjà été publiées dans les articles suivants (Grubbs et al., 2020; Grubbs et Gola, 2019; Grubbs, Grant ; Engelman, 2019a; Grubbs, Warmke, Tosi, James et Campbell, 2019d); cependant, aucune des études ne portait sur la structure ou la validité du BPS.
Les mesures
Conformément à l'étude 2, nous avons limité les analyses à ceux qui ont signalé une utilisation de pornographie au cours de l'année écoulée (N = 470; Mâge = 44.9; SD = 15.9; 72% d'hommes). Les comportements d'utilisation de la pornographie ont été évalués, comme dans l'étude 2, à l'aide du BPS et des mesures de la fréquence d'utilisation de la pornographie solitaire, de la fréquence de la masturbation à la pornographie et de l'utilisation quotidienne moyenne de la pornographie en minutes. La détresse généralisée a été mesurée via la même mesure transversale DSM-5 décrite dans l'étude 2. Les sentiments autodéclarés de dépendance à la pornographie ont été évalués avec le CPUI-9 (α = 0.91; Grubbs et al., 2010; Grubbs et al., 2015) et ses sous-échelles de composants évaluant la Compulsivité Perçue (α = 0.93), détresse émotionnelle (α = 0.92) et les efforts d'accès (α = 0.87).
Ethique
Le comité d'examen institutionnel du département de Bowling Green State University a approuvé l'étude 3 comme étant exemptée. Tous les participants ont fourni un consentement éclairé électronique avant de participer à l'étude.
Résultats
Un CFA utilisant une estimation DWLS robuste a révélé un excellent ajustement BPS pour l'unidimensionnalité (χ2 (5) = 8.64, P = 0.12; CFI = 0.99, TLI = 0.98, RMSEA = 0.03, SRMR = 0.02). Le score BPS moyen était faible (M = 1.92, SD = 2.69) et la fiabilité interne était élevée (α = 0.91). Hommes (M = 2.25, SD = 2.75) ont obtenu des scores plus élevés que les femmes (M = 1.12, SD = 2.39; t [1,48] = 4.04, P <0.001, Cohen d = 0.40).
Les scores BPS étaient corrélés avec les scores sur le CPUI-9 total (r = 0.72, P <0.001) et Compulsivité perçue (r = 0.75, P <0.001), efforts d'accès (r = 0.64, P <0.001) et la détresse émotionnelle (r = 0.47, P <0.001) sous-échelles. Les scores BPS étaient positivement associés à la fréquence d'utilisation de la pornographie au cours de la dernière année (r = 0.47, P <0.001), fréquence de la masturbation à la pornographie au cours de la dernière année (r = 0.43, P <0.001), utilisation quotidienne moyenne de pornographie en minutes (r = 0.33, P <0.001) et des sentiments de détresse généralisés (r = 0.33, P <0.001).
Etudier 4
Method
Procédure et participants
L'échantillon (Tableau supplémentaire 4) était composé de 703 polonais adultes (512 femmes, 72.8%) âgés de 18 à 54 ans (M = 26.04, SD = 6.07). Un sous-ensemble de cet ensemble de données (191 hommes) provient de l'ensemble de données décrit dans Kowalewska, Kraus, Lew-Starowicz, Gustavsson et Gola (2019).
Tous les adultes ont été recrutés parmi la population polonaise grâce à une publicité en ligne sur gumtree.pl (version polonaise de Craigslist) et hiperseksualnosc.pl (le site Web de l'équipe de recherche). Les participants qui ont répondu au sondage en ligne et laissé leur adresse e-mail étaient éligibles pour gagner l'un des prix suivants, cinq bons de librairie de 30, 15 ou 5 USD et 30 billets pour un cinéma. Toutes les adresses e-mail ont été stockées dans la base de données distincte et non associées aux données du questionnaire afin de garantir l'anonymat.
Les mesures
En plus d'utiliser le BPS, nous avons évalué l'impulsivité en utilisant l'adaptation polonaise de UPPS-P (Poprawa, 2014). Nous avons mesuré les caractéristiques obsessionnelles-compulsives en utilisant l'adaptation polonaise de l'Obsessive Compulsive Inventory - Revised (OCI-R) (Foa et al., 2002; détails sur la traduction fournis dans; Gola et al., 2017a) et l'adaptation polonaise du Sexual Addiction Screening Test - Revised (SAST-R) (Gola et al., 2017a) pour évaluer (1) la préoccupation sexuelle, (2) l'affect, (3) la perturbation des relations par des comportements sexuels et (4) le sentiment de perdre le contrôle du comportement sexuel (SAST-R total α = 0.80).
Ethique
Toutes les procédures ont été approuvées par le Comité d'éthique de l'Institut de psychologie de l'Académie polonaise des sciences. Tous les participants ont reçu un consentement écrit éclairé avant de participer à l'étude.
Résultats
Propriétés psychométriques du BPS adapté au polonais
Un CFA supplémentaire utilisant l'estimation DWLS robuste a donné un excellent ajustement pour la solution à un facteur (Robust χ2 (5) = 2.12, P = 0.83; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA = 0.00, SRMR = 0.02). À l'instar des études précédentes, l'adaptation polonaise du BPS avait une cohérence interne élevée (α = 0.89) et une corrélation moyenne inter-items modérée (r = 0.62). La cohérence interne et la corrélation moyenne entre les items étaient plus élevées chez les hommes (α = 0.88; r = 0.61) que les femmes (α = 0.85; r = 0.54).
Comme le montre Tableau 3, pour l'échantillon complet, le score BPS moyen était de 1.92 (SD = 2.65). Hommes (M = 3.56, SD = 3.11) avaient des scores BPS plus élevés que les femmes (M = 1.12, SD = 1.92), t (701) = 10.12, P <0.001, Cohen d = 0.76). Le nombre de minutes passées à regarder de la pornographie était faiblement corrélé aux scores BPS, mais uniquement pour les hommes. À l'appui de la validité des critères, les scores BPS étaient positivement corrélés avec la gravité des symptômes telle que mesurée par le SAST-R. À l'appui de la validité discriminante et similaire à l'étude 1, nous n'avons trouvé aucune corrélation entre les scores BPS et la recherche de sensation UPPS-P et l'absence de préméditation et de faibles corrélations positives entre les scores BPS et l'urgence négative, l'urgence positive et la persévérance. Les scores BPS étaient faiblement corrélés avec les caractéristiques obsessionnelles-compulsives (voir Tableau 3 pour toutes les corrélations).
Tableau 3.Corrélations des scores BPS avec d'autres mesures dans un échantillon d'adultes de la communauté polonaise (N = 703)
| Variable | Bref écran de pornographie | Catégorie | |||
| Femmes (n = 512) | Hommes (n = 191) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| Bref écran de pornographie | - | 1.12 (1.92) | - | 3.56 (3.11) | 0-10 |
| Quantité d'utilisation de pornographie au cours de la semaine dernière (min.) | 0.07 | 60.46 (108.93) | 0.17 ∗ | 124.66 (179.12) | 1-1,200 |
| Test de dépistage de la dépendance sexuelle - révisé | 0.43 ∗∗ | 3.81 (2.99) | 0.61 ∗∗ | 5.51 (4.23) | 0-18 |
| Inventaire obsessionnel compulsif - Révisé | 0.17 ∗∗ | 18.03 (10.38) | 0.25 ∗∗ | 19.21 (9.72) | 0-58 |
| Urgence négative UPPS-P | 0.22 ∗∗ | 29.26 (7.16) | 0.29 ∗∗ | 27.02 (7.79) | 2-48 |
| UPPS-P Manque de préméditation | 0.06 | 22.28 (5.26) | 0.14 | 21.83 (5.86) | 2-41 |
| UPPS-P Manque de persévérance | 0.14 ∗∗ | 20.25 (5.18) | 0.15 ∗ | 20.24 (4.92) | 2-37 |
| Recherche de sensation UPPS-P | -0.06 | 31.22 (7.75) | -0.004 | 34.39 (7.99) | 4-48 |
| Urgence positive UPPS-P | 0.12 ∗∗ | 28.02 (9.54) | 0.27 ∗∗ | 28.90 (10.03) | 9-56 |
Note. *P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = moyenne; SD = écart type.
Etudier 5
Method
Procédures et participants
Pour examiner le score seuil du BPS, nous avons évalué 105 hommes polonais supplémentaires âgés de 18 à 55 ans (M = 32.94; SD = 7.45) qui cherchaient un traitement pour CSBD, dont la majorité ont déclaré PPU (voir Tableaux supplémentaires 5 et 6). Le groupe de recherche de traitement comprend des ensembles de données provenant des études suivantes: Wordecha et coll. (2018) (9 hommes); Gola, Lew-Starowicz, Draps et Kowalewska (2019) (57 hommes); Draps et coll. (2020) (26 hommes); Holas, Draps, Kowalewska, Lewczuk et Gola (2020) (13 hommes). Le groupe témoin était composé de 191 hommes adultes âgés de 18 à 54 ans (M = 26.04; SD = 6.07) de l'étude 4.
Les patients recherchant un traitement ont été recrutés parmi les hommes cherchant un traitement pour PPU dans deux cliniques de sexologie à Varsovie entre juin 2014 et novembre 2017. Tous les patients recherchant un traitement pour PPU répondaient à quatre des cinq critères diagnostiques de trouble hypersexuel proposé par Kafka (2010) pour DSM-5.
Les mesures
Après avoir terminé un entretien initial, les patients ont été sélectionnés pour les critères d'inclusion / exclusion. Les critères d'inclusion / exclusion consistaient à être exclusivement ou principalement hétérosexuel (tel qu'évalué à l'aide de l'adaptation polonaise de l'échelle de Kinsey; Kinsey, Pomeroy et Martin, 1948) et ne répondant pas aux critères diganostiques du trouble lié à la consommation d'alcool (Saunders, Aasland, Babor, De la Fuente et Grant, 1993) ou trouble du jeu (scores <5 sur le South Oaks Gambling Screen (SOGS α = 0.70) (Lesieur et Blume, 1987). Tous les patients de sexe masculin ont également été évalués avec l'entrevue clinique structurée pour le DSM-IV (SCID) (Gibbon, Spitzer, Williams, Benjamin et First, 1997) pour les troubles obsessionnels compulsifs, de contrôle des impulsions, bipolaires, anxieux, psychotiques et liés à l'usage de substances et les comportements sexuels (Tableau supplémentaire 6). Patients de sexe masculin répondant à au moins trois critères CSBD (Kraus et al., 2018) et quatre pour les troubles hypersexuels (Kafka, 2010) et aucun des troubles mentionnés ci-dessus n'a été invité à participer à cette étude.
Ethique
Toutes les procédures ont été approuvées par le Comité d'éthique de l'Institut de psychologie de l'Académie polonaise des sciences. Tous les participants ont reçu un consentement écrit éclairé avant de participer à l'étude.
Résultats
Le score BPS moyen des hommes en recherche de traitement était de 7.50 (SD = 2.58) et était significativement plus élevée que chez les hommes non demandeurs de traitement, 3.56 (SD = 3.12), z = 14.66, P <0.001, Cohen d = 1.38. Nous avons évalué la qualité de classification des a priori groupe sélectionné de patients (n = 105) contre tous les hommes du groupe témoin (étude 4, n = 191) (voir Fig. 1 pour la courbe ROC). La courbe ROC a capturé une aire de 82.2% des 5 items de test (SE = 0.02; P <0.001), caractérisé par des intervalles de confiance à 95% avec des limites de 77.5% et 86.9%. Comme représenté sur la Tableau 4, la valeur seuil proposée est 4, pour laquelle la sensibilité est de 58.42%, la spécificité de 90.48%, la valeur prédictive positive 91.74% (IC à 95% 85.88% -95.30%), la valeur prédictive négative 54.60% (IC à 95% 50.12% -59.00 %) et précision 69.83% (IC à 95% 64.24% –75.02%). Une valeur seuil de 5 est caractérisée par une sensibilité de 68.42% et une spécificité de 83.81% (voir Tableau 4).
Étude 5, courbe ROC pour le BPS adapté au polonais pour ceux qui recherchent un traitement pour une utilisation problématique de la pornographie (score de 4 ou plus)
Citation: Journal of Behavioral Addictions J Behaviour Addict 9, 2; 10.1556/2006.2020.00038
Tableau 4.Analyse ROC pour le Brief Pornography Screen (BPS) proposé avec des scores seuils suggérés
| Statistique | Valeur de 4 sur le BPS | Valeur de 5 sur le BPS | ||
| Valeur | 95% CI | Valeur | 95% CI | |
| Sensibilité | 58.4% | 51.1-65.5% | 68.4% | 61.3-75.0% |
| Spécificité | 90.5% | 83.2-95.3% | 83.8% | 75.6-90.3% |
| Rapport de vraisemblance positif | 6.13 | 3.36-11.20 | 4.23 | 2.71-6.60 |
| Rapport de vraisemblance négatif | 0.46 | 0.38-0.55 | 0.38 | 0.30-0.47 |
| Prévalence des maladies | 64.4% | 58.7-69.9% | 64.4% | 58.7-69.9% |
| Valeur prédictive positive | 91.7% | 85.8-95.3% | 88.4% | 83-92.3% |
| Valeur prédictive négative | 54.6% | 50.1-59% | 59.5% | 53.9-64.8% |
| Précision | 69.8% | 64.2-75% | 73.9% | 68.5-78.8% |
Pour examiner les changements de PPU chez les patients en recherche de traitement, nous avons comparé les scores BPS de 57 hommes de notre échantillon clinique avant et après deux mois de pharmacothérapie avec la naltrexone ou la paroxétine (Gola et al., 2019) en utilisant un échantillon dépendant t-tester. Les scores BPS différaient après le traitement (t (56) = 6.75; P <0.001, Cohen d = 1.80), avec des scores BPS plus élevés avant le traitement (M = 8.54; SD = 1.77) qu'après deux mois de traitement (M = 5.75; SD = 2.97).
a lieu
L'étude actuelle a évalué le BPS, un bref outil de dépistage, pour identifier les PPU probables. La technique d'échantillonnage robuste utilisée dans nos études n'a pas été utilisée auparavant lors du développement d'échelles conçues pour évaluer la PPU. Dans l'ensemble, le BPS est psychométriquement solide, comme le démontrent les mesures de fiabilité et de validité sur plusieurs échantillons, fournissant un soutien initial pour son utilisation dans la pratique clinique, bien que des recherches supplémentaires soient nécessaires pour déterminer pleinement son utilité clinique pour les personnes en quête de traitement.
Des travaux antérieurs ont toujours montré que les hommes, par rapport aux femmes, regardent et se masturbent plus régulièrement devant la pornographie (Bothe et al., 2018; Grubbs, Wilt, Exline et Pargament, 2018a; Wright, 2013), et cette découverte a été observée dans les cinq échantillons. Conformément à des recherches antérieures, nous avons constaté que les hommes, par rapport aux femmes, signalaient plus de préoccupations concernant l'utilisation de la pornographie (Bothe et al., 2018; Kor et al., 2014). Notre étude est unique en ce sens que nous avons examiné les propriétés psychométriques de cinq échantillons différents (par exemple, des vétérans américains, deux échantillons adultes américains, des adultes polonais et des patients masculins polonais sous traitement pour CSBD). Compte tenu de la diversité des échantillons que nous avons recrutés pour évaluer les propriétés psychométriques du BPS, nous pensons que les résultats peuvent être généralisés pour les groupes cliniques et non cliniques de différents pays. Cependant, cela dit, la prudence est toujours de mise, et nous recommandons des recherches supplémentaires pour valider le BPS pour les populations cliniques, en particulier parmi les femmes et les minorités sexuelles et de genre recherchant un traitement pour PPU.
Notre examen initial de l'écran proposé à six éléments dans l'étude 1 a révélé qu'un élément était déséquilibré et une analyse plus approfondie a suggéré de le supprimer. Dans toutes les études, l'écran en cinq éléments a démontré une cohérence interne élevée ainsi qu'une validité de construction, de convergence, de discrimination et de critère. Comme prévu, les scores BPS étaient fortement corrélés avec d'autres échelles préexistantes évaluant PPU (par exemple, le CPUI-9 (Grubbs et al., 2015) et PPUS (Kor et al., 2014)) tout en ne corrélant que modérément aux mesures de gravité des symptômes évaluant l'hypersexualité (Reid, Garos et coll., 2011a; Reid, Li et coll., 2011b) ou la dépendance sexuelle (Gola et al., 2017b). Ainsi, l'écran est plus étroitement associé aux mesures évaluant les dimensions de la PPU, mais il est toujours associé à des mesures générales liées à la CSBD (p. Ex., Contrôle altéré, tentatives infructueuses d'arrêter). Nous n'avions pas l'intention que le BPS serve de mandataire de CSBD. La recherche suggère, cependant, que la PPU est l'un des problèmes les plus fréquemment signalés chez les personnes qui recherchent un traitement de santé mentale pour le CSBD (Kraus, Meshberg-Cohen, Martino, Quinones et Potenza, 2015a; Kraus, Potenza et coll., 2015b; Reid et al., 2012). Par conséquent, le BPS peut être un outil utile pour détecter une éventuelle PPU parmi les personnes qui recherchent un traitement pour CSBD. Des entretiens cliniques supplémentaires sont nécessaires pour déterminer la présence de CSBD, qui pourrait se manifester sous forme de PPU chez les personnes en recherche de traitement avec des présentations cliniques différentes (Kraus et Sweeney, 2019).
Nous avons également constaté que, en général, les scores BPS étaient faiblement corrélés à l'impulsivité (Cyders et al., 2014; Lynam et al., 2006) et les caractéristiques obsessionnelles-compulsives (Foa et al., 2002). À l'appui de travaux antérieurs (Bőthe et al., 2018, 2019), Les scores BPS étaient modérément corrélés aux mesures des sentiments généralisés de détresse et de dépression; nous avons également trouvé des corrélations modérées entre les scores BPS et les mesures du sentiment de dépendance à la pornographie et la priorisation de la visualisation de la pornographie par rapport aux autres activités (Grubbs, Perry, Wilt et Reid, 2019c). Comme indiqué ailleurs (Kor et al., 2014), nous avons également trouvé une corrélation modeste entre le visionnement de pornographie et le PPU tel que mesuré par le BPS, bien que la relation semble plus forte entre les scores BPS et la fréquence de la masturbation. Nous avons anticipé de telles associations entre le comportement de visualisation de la pornographie et les scores BPS. Comme discuté dans d'autres travaux (Gola, Lewczuk et Skorko, 2016; Kraus, Martino et coll., 2016a; Bőthe et al. 2020), nous avons également constaté que la fréquence de visualisation de la pornographie n'est pas nécessairement un indicateur de PPU. Parmi les deux échantillons nationaux américains, nous avons trouvé des proportions élevées d'individus (principalement des hommes) obtenant au moins quatre ou plus au BPS.1
Des recherches supplémentaires sont nécessaires pour établir des normes pour le BPS pour l'utilisation de la pornographie, qui peuvent varier en fonction du sexe, de l'âge et éventuellement d'autres facteurs socio-économiques. De plus, la recherche continue d'évoluer sur l'étude de l'utilisation de la pornographie et des travaux supplémentaires sont nécessaires pour identifier les facteurs de risque et de protection associés à la PPU. En outre, le recrutement de grands échantillons féminins permettrait un examen plus approfondi des effets possibles du sexe lors de l'étude de la PPU dans des échantillons non cliniques et cliniques. Il existe un besoin particulier d'enquêter sur le PPU chez les femmes signalant des niveaux élevés d'utilisation de pornographie (c'est-à-dire quotidiennement, plusieurs fois par jour). Ce groupe n'était pas représenté de manière égale dans nos échantillons et dans l'ensemble, les femmes utilisant la pornographie ont généralement déclaré des niveaux inférieurs à ceux des hommes. Les résultats spécifiques aux femmes, en général, doivent être mis en garde, car nos résultats ont probablement été influencés par la petite taille de l'échantillon, et une recherche plus approfondie sur les différences liées au sexe chez les femmes PPU est recommandée. Comme cela a été fait dans une étude récente (Bőthe et al. 2020), nous recommandons également que des tests d'invariance de genre avec le BPS soient menés pour approfondir ses propriétés psychométriques avec des femmes ou d'autres groupes divers.
L'une des principales forces de notre étude actuelle est que nous avons inclus un échantillon d'hommes à la recherche d'un traitement pour le CSBD afin de déterminer la sensibilité et la spécificité d'un bref dépistage de la PPU. Plus précisément, dans l'étude 5, nous avons examiné indépendamment la PPU parmi 105 hommes recrutés dans un essai clinique randomisé pour le CSBD. Après avoir comparé les patients CSBD aux participants témoins non affectés, nous avons déterminé le score seuil clinique initial sur le BPS à quatre. Tel que nous l'interprétons actuellement, un score de quatre ou plus sur le BPS devrait justifier une évaluation plus approfondie par un professionnel de la santé pour PPU. Cependant, les scores des hommes polonais à la recherche d'un traitement (auto-identifiés comme hétérosexuels) et des vétérans intéressés par un traitement pour PPU ont rapporté des scores bien supérieurs à 6. Il est possible que le seuil clinique soit au minimum à quatre, avec un score de six ou plus , reflétant peut-être le besoin de services cliniques. Un affinement supplémentaire avec des échantillons cliniques et non cliniques pour déterminer le score seuil optimal sur le BPS est justifié. Le score seuil proposé doit être interprété avec prudence pour le moment.
Bien que prometteuse, l'étude présente de multiples limites. Premièrement, bien que quatre des cinq échantillons comprenaient des femmes, des recherches supplémentaires sur le PPU chez les femmes et les populations diverses sont nécessaires pour aborder les considérations liées au genre et à la diversité. Les données préliminaires suggèrent que les femmes sont sept fois moins susceptibles que les hommes de rechercher un traitement contre l'UPP (Lewczuk, Szmyd, Skorko et Gola, 2017). Une limitation supplémentaire est que nous n'avons recruté qu'un échantillon d'hommes polonais hétérosexuels pour déterminer le score seuil clinique pour le BPS, et des travaux futurs sont nécessaires pour déterminer le seuil pour les femmes ainsi que pour les populations cliniques d'autres pays et les individus de sexe différent. orientations. À l'heure actuelle, nous n'avons aucune preuve suggérant qu'il devrait y avoir des scores seuils différents pour les hommes et les femmes ou pour d'autres groupes spécifiques. Nous soupçonnons qu'une étude plus approfondie de la PPU parmi de grands échantillons diversifiés d'hommes et de femmes, de populations de minorités sexuelles et de genre, et d'autres groupes, y compris des échantillons cliniques et non cliniques, aidera à identifier les scores seuils optimaux pour identifier les individus avec une PPU probable.
En outre, nous reconnaissons que des recherches supplémentaires sont également nécessaires pour valider le BPS et d'autres mesures PPU dans les pays non occidentaux et dans des échantillons présentant une diversité ethnique et dans des groupes de minorités sexuelles. Une surreprésentation de la recherche dans les pays occidentaux a limité notre compréhension du PPU parmi les diverses cultures et groupes ethniques. Il est possible que le score seuil suggéré sur le BPS varie en fonction du sexe ou des considérations culturelles, et des travaux supplémentaires sont nécessaires pour déterminer les seuils appropriés pour les groupes cliniques et non cliniques. Sur cette base, de futures études multiculturelles et multi-échantillons évaluant l'utilité et l'invariance de mesure du BPS sont nécessaires. Une limitation supplémentaire est que nous n'avons pas utilisé d'entretiens cliniques pour quatre des cinq études, car nous nous sommes appuyés sur des conceptions basées sur le Web, étant donné les coûts et les difficultés de recrutement de grands groupes d'hommes et de femmes de divers horizons. Les scores et les réponses peuvent varier dans une certaine mesure lorsque l'échelle est administrée en face à face par un clinicien. En outre, dans les études futures avec des échantillons plus grands et plus diversifiés avec confirmation clinique via des entretiens, la théorie de la réponse à l'item (IRT) pourrait être utilisée pour mieux déterminer où les individus sont positionnés dans le continuum du PPU, et l'utilisation de la pornographie plus généralement, en utilisant le BPS et fournir plus de clarté et d'affinement des scores de coupure potentiels. De plus, comme l'étude 5 ne contenait que des hommes recrutés qui se sont identifiés comme hétérosexuels, nous recommandons de poursuivre les recherches avec le BPS pour inclure les hommes gais et bisexuels et d'autres minorités sexuelles lors de la détermination des scores seuils possibles pour la PPU.
L'utilité du BPS en tant qu'outil clinique doit être considérée comme distincte de son utilité en tant qu'outil de compréhension du PPU dans les études de population. Plus précisément, les travaux futurs devraient spécifiquement examiner et décrire la meilleure utilisation et interprétation des scores BPS dans les échantillons cliniques par rapport aux échantillons non cliniques. Comme discuté ailleurs (Kraus et Sweeney, 2019), il est important d'étudier la PPU chez les personnes en quête de traitement et de comprendre les motifs sous-jacents au comportement de recherche de traitement. Les motivations et les obstacles à la prise en charge des PPU n'ont pas encore été pleinement examinés et nécessitent une attention supplémentaire. Actuellement, nous proposons qu'un dépistage positif sur le BPS ne devrait pas être interprété comme un diagnostic d'un trouble de santé mentale sous-jacent. Comme le BPS n'interroge pas sur les interférences dans les principaux domaines de la vie fonctionnant comme détaillé dans les critères de diagnostic du CSBD, une telle évaluation devrait être menée cliniquement pour les personnes dépistées positives au BPS. Des recherches futures sont nécessaires pour tester et valider le BPS parmi diverses populations en utilisant à la fois des conceptions en ligne et en personne. D'autres facteurs, tels que l'incongruence morale et les conditions psychiatriques (toxicomanie, bipolaires) et médicales (démence, Parkinson), doivent être pris en compte lors de l'évaluation de la PPU et des recommandations de traitement (Marque, Antons, Wegmann et Potenza, 2019; Grubbs et Perry, 2019; Grubbs, Perry, Wilt et Reid, 2019c; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament et Kraus, 2018b; Kraus et Sweeney, 2019). Des chercheurs (Štulhofer, Bergeron et Jurin, 2016a; Štulhofer, Jurin et Briken, 2016b) ont également noté que des facteurs tels que le désir sexuel élevé restaient difficiles à démêler en dehors de l'hypersexualité, ce qui soulève des inquiétudes quant à la façon dont la PPU est conceptualisée. Des recherches supplémentaires examinant le désir sexuel élevé et / ou les comportements parmi divers groupes sont nécessaires, car les chercheurs et les cliniciens développent des outils pour évaluer la PPU avec précision. Des considérations similaires existent pour évaluer l'incongruence morale telle que décrite dans les critères de CSBD.
Plus particulièrement, des recherches supplémentaires sont nécessaires pour évaluer le test-retest et la sensibilité et la spécificité des échantillons cliniques et non cliniques utilisant le BPS. Compte tenu de la brièveté du BPS (1 à 2 min pour terminer), des recherches supplémentaires devraient tester son utilisation dans les milieux médicaux et de santé pour identifier les personnes atteintes de PPU qui bénéficieraient d'un traitement. En conclusion, notre examen initial du BPS suggère qu'il est psychométriquement solide, court et facile à utiliser dans des contextes cliniques et non cliniques avec un potentiel élevé d'utilisation dans des populations de juridictions internationales.
Sources de financement
Les auteurs ont déclaré avoir reçu le soutien financier suivant pour la recherche, la paternité et la publication de cet article. L'étude 1 a été financée par le soutien du ministère des Anciens Combattants, Bureau de la recherche et du développement, Recherche et développement en sciences cliniques (ZDA1, PI Rani A. Hoff) et VISN 1 New England MIRECC (PI Shane W. Kraus). Les études 2 et 3 ont été financées par des fonds institutionnels fournis par Bowling Green State University (PI Joshua Grubbs). Les études 4 et 5 ont été soutenues par le Centre national des sciences de Pologne (2014/15 / B / HS6 / 03792; PI M. Gola).
Steven D. Shirk, Steve Martino et Rani A. Hoff sont des employés à temps plein du ministère des Anciens Combattants. Le Dr Potenza a reçu le soutien du Département des services de santé mentale et de toxicomanie de l'État du Connecticut, du Centre de santé mentale du Connecticut et du Conseil du Connecticut sur le jeu problématique. Drs. Kraus, Potenza et Shirk ont reçu le soutien du National Center for Responsible Gaming. Les agences de financement n'ont pas fourni de contribution ou de commentaire sur le contenu du manuscrit, et le contenu du manuscrit reflète les contributions et les réflexions des auteurs et ne reflète pas nécessairement les points de vue des agences de financement.
Contribution des auteurs
SWK a conceptualisé et rédigé le projet initial. SWK, RAH, MNP et SM ont contribué à la collecte de données et à l'analyse des données de l'étude 1. JBG a contribué à la collecte et à l'analyse des données des études 2 et 3. MG, EK et ML ont contribué à la collecte et à l'analyse des données pour les études 4 et 5. Le SDS a assuré la supervision statistique de l'étude 1 et des orientations pour les autres études. Tous les auteurs ont fourni des commentaires, lu et révisé le manuscrit avant de le soumettre. SWK et les autres auteurs ont approuvé la version finale du manuscrit.
Conflit d'interêts
Les auteurs n'ont déclaré aucun conflit d'intérêts potentiel en ce qui concerne la recherche, la paternité et la publication de cet article.
| Bref écran de pornographie (BPS) | Date : | ||
| ID #: | |||
| ACCESSIBILITE :: Au cours des 6 derniers mois, est-ce que l'une de ces situations vous est arrivée en ce qui concerne votre utilisation de la pornographie? | Jamais | De temps en temps | Très souvent |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
Scoring. Un score de 4 ≥ est considéré comme un dépistage positif pour une éventuelle utilisation problématique de pornographie. Un examen supplémentaire pour une éventuelle utilisation problématique de la pornographie est encouragé.
1Parmi les utilisateurs de pornographie de l'année précédente, 25% (20.6% des femmes, 28.6% des hommes) ont obtenu un score de quatre ou plus au BPS (13.8% dans l'ensemble; 7.6% des femmes; 20.2% des hommes).
2Parmi les utilisateurs de pornographie de l'année précédente, 30.1% (11.6% des femmes; 32.8% des hommes) ont obtenu un score de quatre ou plus (11.6% dans l'ensemble; 1.9% des femmes; 10.1% des hommes).
Données supplémentaires
Des données supplémentaires à cet article sont disponibles en ligne à l'adresse https://doi.org/10.1515/jba.2020.00038.
Bibliographie
à la fois, B., Toth-Kiraly, I., Zsila, A., Griffiths, MARYLAND, Demetrovic, Z., & russe, G. (2018). Le développement de l'échelle de consommation problématique de pornographie (PPCS). Le Journal of Sex Research, 55, 395-406.
Marque, M., Antons, S., Wegman, E., & puissance, MN (2019). Hypothèses théoriques sur les problèmes de pornographie dus à l'incongruence morale et aux mécanismes d'utilisation addictive ou compulsive de la pornographie: les deux «conditions» sont-elles aussi théoriquement distinctes que suggérées? Archives du comportement sexuel, 48, 417-423.
Bőthe, B., Tóth-Király, I., Demetrovic, Z., & russe, G. (2020). La version courte de l'échelle de consommation problématique de pornographie (PPCS-6): une mesure fiable et valide dans les populations générales et en recherche de traitement. Le Journal of Sex Research, 1-11.
Bőthe, B., Toth-Kiraly, I., russe, G., puissance, MN, & Demetrovic, Z. (2020) L'utilisation de pornographie à haute fréquence n'est pas toujours problématique. Le Journal of Sexual Medicine, 17(4), 793-811.
Bőthe, B., Tóth-Király, I., puissance, MN, Griffiths, MARYLAND, russe, G., & Demetrovic, Z. (2019). Revisiter le rôle de l'impulsivité et de la compulsivité dans les comportements sexuels problématiques. Le Journal of Sex Research, 56, 166-179.
Clark, LA, & Watson, D. (1995). Construire la validité: problèmes de base dans le développement d'une échelle objective. Évaluation psychologique, 7, 309-319.
Coleman, E., Raymond, N., & McBean, A. (2003). Évaluation et traitement du comportement sexuel compulsif. Médecine du Minnesota, 86, 42-47.
Conway, JM, & Huffcut, AI (2003). Un examen et une évaluation des pratiques d'analyse factorielle exploratoire en recherche organisationnelle. Méthodes de recherche organisationnelle, 6, 147-168.
Costello, UN B, & Osborne, J. (2005). Bonnes pratiques en analyse factorielle exploratoire: quatre recommandations pour tirer le meilleur parti de votre analyse. Évaluation pratique, recherche et évaluation, 10, 1-9.
Cydres, MA, Littlefield, AK, Coffey, S., & Karyadi, KA (2014). Examen d'une version courte en anglais de l'échelle de comportement impulsif UPPS-P. Comportements addictifs, 39, 1372-1376.
Decker, SE, hoff, R., Martino, S., Mazurie, CM, Parc, CL, Portier, E., (2019). La dérégulation des émotions est-elle associée à des idées suicidaires chez les vétérans post-9 septembre? Archives de recherche sur le suicide, 1-15. Pub en ligne.
Dickenson, JA, Gleason, N., Coleman, E., & Mineur, MH (2018). Prévalence de la détresse associée à la difficulté à contrôler les pulsions, les sentiments et les comportements sexuels aux États-Unis. Réseau JAMA ouvert, 1, e184468 – e184468.
Draps, M., Séscousse, G., puissance, MN, Doute, A., Lew Starowicz, M., Kopéra, M., (2020). Différences de volume de matière grise dans le contrôle des impulsions et les troubles addictifs. Archives Psy.
Fernandez, DP, & Griffiths, MARYLAND (2019). Instruments psychométriques pour une utilisation problématique de la pornographie: une revue systématique. Évaluation et professions de la santé, 1-71.
Flore, DB, & Curran, P J (2004). Une évaluation empirique des méthodes alternatives d'estimation pour l'analyse factorielle confirmatoire avec des données ordinales. Méthodes psychologiques, 9(4), 466-491.
foa, EB, Huppert, JD, Leiberg, S., Langner, R., Kichic, R., Hajçak, G., (2002). L'inventaire obsessionnel-compulsif: Développement et validation d'une version courte. Évaluation psychologique, 14, 485-496.
Gibbon, M., aiguisoir, RL, Williams, JB, Benjamin, LS, & Prénom, MB (1997). Entretien clinique structuré pour les troubles de la personnalité DSM-IV axe II (SCID-II). Suis Psych Pub.
Gola, M., Kowalewski, E., Wordecha, M., Lew Starowicz, M., Kraus, S., & puissance, M. (2018). Résultats de l'essai sur le terrain sur le trouble du comportement sexuel compulsif en Pologne. En Article présenté au Journal of Behavioral Addictions.
Gola, M., Lew Starowicz, M., Draps, M., & Kowalewski, E. (2019). Comparaison des effets du traitement pharmacologique et psychologique du CSBD. Journal des addictions comportementales, 8, 65.
Gola, M., Lewczuk, K., & Skorko, M. (2016). Qu'est-ce qui compte: la quantité ou la qualité de l'utilisation de la pornographie? Facteurs psychologiques et comportementaux liés à la recherche d'un traitement pour une utilisation problématique de la pornographie. Le Journal of Sexual Medicine, 13, 815-824.
Gola, M., & puissance, MN (2018). La preuve du pudding réside dans la dégustation: des données sont nécessaires pour tester des modèles et des hypothèses liés aux comportements sexuels compulsifs. Archives du comportement sexuel, 47, 1323-1325.
Gola, M., Wordecha, M., Séscousse, G., Lew Starowicz, M., Kossowski, B., Wypych, M., (2017). La pornographie peut-elle créer une dépendance? Étude IRMf chez des hommes recherchant un traitement pour utilisation problématique de la pornographie. Neuropsychopharmacology, 42, 2021-2031.
Gola, M., Skorko, M., Kowalewski, E., Charron, A., Sikora, M., Wodyk, M., (2017b). Adaptation polonaise du test de dépistage de la dépendance sexuelle - Révisé (SAST-PL-M). Psychiatrie polonaise, 51(1), 95-115. https://doi.org/10.12740/PP/OnlineFirst/61414.
Subvention, JE, faucon, M., Fineberg, N / A, Fontenelle, LF, Matsunaga, H., Veau, D., (2014). Troubles du contrôle des impulsions et «dépendances comportementales» dans la CIM-11. Psychiatrie mondiale, 13, 125.
Grubbs, JB, & Gola, M. (2019). L'utilisation de la pornographie est-elle liée au fonctionnement érectile? Résultats des analyses de courbes de croissance transversales et latentes. Le Journal of Sexual Medicine, 16(1), 111-125.
Grubbs, JB, Subvention, JT, & Engelman, J. (2019). Auto-identification en tant que toxicomane de la pornographie: examen des rôles de l'utilisation de la pornographie, de la religiosité et de l'incongruence morale. Dépendance sexuelle et Compulsivité, 25, 269-292.
Grubbs, JB, Kraus, SW, & Poiré, SL (2019b). Dépendance autodéclarée à la pornographie dans un échantillon représentatif à l'échelle nationale: rôles des habitudes de consommation, du caractère religieux et de l'incongruence morale. Journal des addictions comportementales, 8, 88-93.
Grubbs, JB, Kraus, SW, Poiré, SL, Lewczuk, K., & Gola, M. (2020). Incongruence morale et comportement sexuel compulsif: résultats des interactions transversales et des analyses des courbes de croissance parallèles. Journal de psychologie anormale, 129, 266-278.
Grubbs, JB, & Poiré, SL (2019). Incongruence morale et utilisation de la pornographie: examen critique et intégration. Le Journal of Sex Research, 56, 29-37.
Grubbs, JB, Poiré, SL, Se flétrir, JA, & Reid, RC (2019c). Problèmes de pornographie dus à une incongruence morale: un modèle intégrateur avec une revue systématique et une méta-analyse. Archives du comportement sexuel, 48, 397-415.
Grubbs, JB, Séances, J., Affairiste, DM, & Volk, F. (2010). L'inventaire des utilisations de la cyber-pornographie: le développement d'un nouvel instrument d'évaluation. Dépendance sexuelle et Compulsivité, 17, 106-126.
Grubbs, JB, Volk, F., Exline, JJ, & Pargament, KI (2015). Utilisation de pornographie sur Internet: toxicomanie perçue, détresse psychologique et validation d'une mesure brève. Journal de thérapie martiale sexuelle, 41, 83-106.
Grubbs, JB, Chaudke, B., Tosi, J., James, COMME, & Campbell, WK (2019d). La majesté morale dans le discours public: les motifs de recherche de statut comme mécanisme explicatif potentiel pour prédire les conflits. PloS One, 14(10), e0223749.
Grubbs, JB, Se flétrir, JA, Exline, JJ, & Pargament, KI (2018). Prédire l'utilisation de la pornographie au fil du temps: la «dépendance» autodéclarée est-elle importante? Comportements addictifs, 82, 57-64.
Grubbs, JB, Se flétrir, JA, Exline, JJ, Pargament, KI, & Kraus, SW (2018b). Désapprobation morale et dépendance perçue à la pornographie sur Internet: un examen longitudinal. Dépendance, 113, 496-506.
Bonjour, P., Draps, M., Kowalewski, E., Lewczuk, K., & Gola, M. (2020). Essai de prévention des rechutes basé sur la pleine conscience pour un trouble du comportement sexuel compulsif. Archives Psy.
James, LM, Electricité, TQ, & Leskela, J. (2014). Comportements à risque et impulsivité chez les vétérans avec et sans ESPT et TBI léger. Médecine militaire, 179, 357-363.
Kafka, Député (2010). Trouble hypersexuel: un diagnostic proposé pour le DSM-V. Archives du comportement sexuel, 39, 377-400.
Kinsey, AC, Pomeroy, WB, & Martin, CE (2003). Comportement sexuel chez le mâle humain. 1948. American Journal of Public Health, 93(6), 894-898. https://doi.org/10.2105/AJPH.93.6.894.
Kor, A., Brouillard, Y., Reid, RC, & puissance, MN (2013). Le trouble hypersexuel doit-il être classé dans la dépendance? Dépendance sexuelle et Compulsivité, 20, 27-47.
Kor, A., Zilcha-Mano, S., Brouillard, YA, Mikulincer, M., Reid, RC, & puissance, MN (2014). Développement psychométrique de l'échelle d'utilisation problématique de la pornographie. Comportements addictifs, 39, 861-868.
Kowalewski, E., Kraus, SW, Lew Starowicz, M., Gustavsson, K., & Gola, M. (2019). Quelles dimensions de la sexualité humaine sont liées au trouble du comportement sexuel compulsif (CSBD)? Etude utilisant un questionnaire de sexualité multidimensionnel sur un échantillon d'hommes polonais. Le Journal of Sexual Medicine, 16, 1264-1273.
Kraus, SW, Krueger, RB, Briken, P., Prénom, MB, Pierre, DJ, Kaplan, MS, (2018). Trouble du comportement sexuel compulsif dans la CIM-11. Psychiatrie mondiale, 17, 109-110.
Kraus, SW, Martino, S., & puissance, MN (2016). Caractéristiques cliniques des hommes intéressés à rechercher un traitement pour l'utilisation de la pornographie. Journal des addictions comportementales, 5, 169-178.
Kraus, SW, Martino, S., puissance, MN, Parc, C., merrell, JD, & hoff, RA (2017). Examen du comportement sexuel compulsif et de la psychopathologie parmi un échantillon d'anciens combattants masculins et féminins américains après leur déploiement. Psychologie militaire, 29, 143-156.
Kraus, SW, Meshberg-Cohen, S., Martino, S., Quinones, LJ, & puissance, MN (2015). Traitement de l'utilisation de la pornographie compulsive avec la naltrexone: un rapport de cas. American Journal of Psychiatry, 172, 1260-1261.
Kraus, SW, puissance, MN, Martino, S., & Subvention, JE (2015b). Examen des propriétés psychométriques de l'échelle obsessionnelle-compulsive de Yale-Brown dans un échantillon d'utilisateurs de pornographie compulsive. Compr psychiatrie, 59, 117-122.
Kraus, S., & Rosenberg, H. (2014). Questionnaire sur les envies de pornographie: propriétés psychométriques. Archives du comportement sexuel, 43, 451-462.
Kraus, SW, & Sweeney, P J (2019). Atteindre la cible: considérations pour le diagnostic différentiel lors du traitement d'individus pour une utilisation problématique de la pornographie. Archives du comportement sexuel, 48, 431-435.
Kraus, SW, Voon, V., & puissance, MN (2016b). Le comportement sexuel compulsif doit-il être considéré comme une dépendance? Dépendance, 111, 2097-2106.
Lesieur, HEURE, & Fleur, SB (1987). L'écran de jeu South Oaks (SOGS): un nouvel instrument pour l'identification des joueurs pathologiques. Journal américain de psychiatrie, 144, 1184-1188.
Lewczuk, K., Szmyd, J., Skorko, M., & Gola, M. (2017). Traitement à la recherche d'une utilisation problématique de la pornographie chez les femmes. Journal des addictions comportementales, 6, 445-456.
Litman, L., Robinson, J., & Abberbock, T. (2017). TurkPrime. com: Une plateforme d'acquisition de données de crowdsourcing polyvalente pour les sciences du comportement. Méthodes de recherche sur le comportement, 49(2), 433-442.
Lynam, D., Smith, G., Whiteside, S., & Cydres, M. (2006). L'UPPS-P: évaluation de cinq voies de la personnalité conduisant à un comportement impulsif. West Lafayette.
Moisson, J., puissance, MN, Se dérober, Dakota du Sud, hoff, RA, Parc, CL, & Kraus, SW (2019). Psychopathologie et hypersexualité chez les vétérans avec et sans antécédents de troubles liés à la consommation d'alcool. American Journal on Addictions, 28, 398-404.
Étroit, Nous, Clarke, DE, Kuramoto, SJ, Kraemer, HC, cuivre, DJ, Greiner, L., (2013). Essais sur le terrain du DSM-5 aux États-Unis et au Canada, Partie III: Développement et test de fiabilité d'une évaluation transversale des symptômes du DSM-5. American Journal of Psychiatry, 170, 71-82.
Noor, SW, Rosser, BS, & Erickson, DJ (2014). Une brève échelle pour mesurer la consommation problématique de médias sexuellement explicites: propriétés psychométriques de l'échelle de consommation de pornographie compulsive (CPC) chez les hommes ayant des rapports sexuels avec des hommes. Dépendance sexuelle et Compulsivité, 21, 240-261.
Amélioration, R. (2014). Znaczenie impulsywności dla stopnia zaangażowania młodych mężczyzn w picie alkohlu. Alcoolisme et toxicomanie, 27, 31-54.
Reid, RC, Charpentier, BN, Crochet, Jn, Garos, S., Manning, JC, Gilland, R., (2012). Rapport des résultats d'un essai de terrain DSM ‐ 5 pour un trouble hypersexuel. Le Journal of Sexual Medicine, 9, 2868-2877.
Reid, RC, Garos, S., & Charpentier, BN (2011). Fiabilité, validité et développement psychométrique de l'inventaire des comportements hypersexuels dans un échantillon ambulatoire d'hommes. Dépendance sexuelle et Compulsivité, 18, 30-51. https://doi.org/10.1080/10720162.2011.555709.
Reid, RC, Li, DS, Gilland, R., Pierre, JA, & Fong, T. (2011b). Fiabilité, validité et développement psychométrique de l'inventaire de consommation de pornographie chez un échantillon d'hommes hypersexuels. Journal de thérapie sexuelle et conjugale, 37, 359-385.
Rosenberg, H., & Kraus, S. (2014). La relation de «l'attachement passionné» pour la pornographie avec la compulsivité sexuelle, la fréquence d'utilisation et l'envie de pornographie. Comportements addictifs, 39, 1012-1017.
Rosseel, Y. (2011). Lavaan: Un package R pour la modélisation d'équations structurelles et plus version 0.4-9 (BETA). Journal des logiciels statistiques, 48(2), 1-36.
Saunders, JB, Pays d'Aas, OG, Babor, TF, De la source, JR, & Subvention, M. (1993). Développement du test d'identification des troubles liés à la consommation d'alcool (AUDIT): projet collaboratif de l'OMS sur la détection précoce des personnes ayant une consommation nocive d'alcool-II. Dépendance, 88, 791-804.
Scanavino, M. d. T, Ventunéac, A., Abdo, CHN, Tavares, H., Amaral, MLSA d., Messina, B., (2013). Comportement sexuel compulsif et psychopathologie chez les hommes en quête de traitement à São Paulo, Brésil. Recherche en psychiatrie, 209, 518-524.
Schneeweiss, H., & Mathes, H. (1995). Analyse factorielle et principales composantes. Journal d'analyse multivariée, 55, 105-124.
Rock, AA, Se dérober, Dakota du Sud, hoff, RA, puissance, MN, Mazurie, CM, Parc, CL, (2017). Facteurs de risque spécifiques au sexe pour la psychopathologie et fonctionnement réduit dans un échantillon d'anciens combattants post-9 septembre. Journal de la violence interpersonnelle. Pub en ligne.
Smith, PH, puissance, MN, Mazurie, CM, McKee, SA, Parc, CL, & hoff, RA (2014). Comportement sexuel compulsif chez les anciens combattants: prévalence et facteurs cliniques associés. Journal des addictions comportementales, 3, 214-222.
Štulhofer, A., Bergeron, S., & Jurin, T. (2016). Un désir sexuel élevé est-il un risque pour les relations et le bien-être sexuel des femmes?. Le Journal of Sex Research, 53, 882-891.
Štulhofer, A., Jurin, T., & Briken, P. (2016b). Le désir sexuel élevé est-il une facette de l'hypersexualité masculine? Résultats d'une étude en ligne. Journal de thérapie sexuelle et conjugale, 42, 665-680.
Turban, JL, puissance, MN, hoff, RA, Martino, S., & Kraus, SW (2017). Troubles psychiatriques, idées suicidaires et infections sexuellement transmissibles chez les vétérans post-déploiement qui utilisent les médias sociaux numériques pour rechercher un partenaire sexuel. Comportements addictifs, 66, 96-100.
Turban, JL, Se dérober, Dakota du Sud, puissance, MN, hoff, RA, & Kraus, SW (2020). La publication d'images ou de vidéos sexuellement explicites de soi-même en ligne est associée à l'impulsivité et à l'hypersexualité, mais pas à des mesures de psychopathologie dans un échantillon d'anciens combattants américains. Le Journal of Sexual Medicine, 17, 163-167.
Wordecha, M., Wilk, M., Kowalewski, E., Skorko, M., apiński, A., & Gola, M. (2018). Les «crises de pornographie» sont une caractéristique essentielle des hommes en quête de traitement pour comportements sexuels compulsifs: évaluation qualitative et quantitative d'un journal intime d'une semaine par 10. Journal des addictions comportementales, 7, 433-444.
Organisation mondiale de Heatlh (2018). CIM-11 pour les statistiques de mortalité et de morbidité. Récupéré le 20 mars 2020 sur: https://icd.who.int/browse11/l-m/en.
Wright, P J (2013). Hommes américains et pornographie, 1973-2010: consommation, prédicteurs, corrélats. Le Journal of Sex Research, 50, 60-71.
;
