Abstracto
Antecedentes e obxectivos
Para solucionar as lagoas actuais en torno á detección do uso problemático de pornografía (PPU), inicialmente desenvolvemos e probamos unha Pantalla Breve de Pornografía (BPS) de seis elementos que preguntou sobre PPU nos últimos seis meses.
Métodos e participantes
Recrutamos cinco mostras independentes de Estados Unidos e Polonia para avaliar as propiedades psicométricas do BPS. No estudo 1, avaliamos a estrutura de factores, a fiabilidade e os elementos de validez empregando unha mostra de 224 veteranos estadounidenses. Un artigo do BPS foi eliminado no estudo 1 debido á baixa aprobación do artigo. Nos estudos 2 e 3, investigamos máis a estrutura factorial de cinco ítems do BPS e avaliamos a súa fiabilidade e validez en dúas mostras nacionais representativas dos Estados Unidos (N = 1,466, N = 1,063, respectivamente). No estudo 4, confirmamos a estrutura do factor e avaliamos a súa validez e fiabilidade empregando unha mostra de 703 adultos polacos. No estudo 5, calculamos a puntuación de corte suxerida para a pantalla usando unha mostra de 105 pacientes masculinos que buscaban tratamento para o trastorno compulsivo do comportamento sexual (CSBD).
Resultados
Os resultados dunha análise de compoñentes principais e unha análise de factores confirmatorios apoiaron unha solución dun factor que produciu unha alta consistencia interna (α = 0.89-0.90) e analiza outros elementos soportados de validez de construción, converxente, criterio e discriminante da pantalla recentemente desenvolvida. Os resultados dunha curva de característica de funcionamento do receptor (ROC) suxeriron unha puntuación de corte de catro ou máis para detectar posibles PPU.
Conclusións
O BPS parece psicométricamente sólido, curto e doado de usar en diversos escenarios cun alto potencial de uso en poboacións de xurisdicións internacionais.
introdución
Actualmente, hai un considerable debate entre médicos e investigadores sobre a mellor forma de clasificar o compromiso excesivo / problemático en comportamentos sexuais (Kraus, Voon e Potenza, 2016b) e os estudosos propuxeron clasificacións incluíndo o trastorno hipersexual (Kafka, 2010), trastorno de control de impulsos (Grant et al., 2014; Kraus et al., 2018), trastorno do comportamento sexual compulsivo non parafílico (CSBD) (Coleman, Raymond e McBean, 2003), ou adicción ao comportamento (Kor, Fogel, Reid e Potenza, 2013). O uso problemático de pornografía (PPU) pode agruparse con outros comportamentos sexuais que cumpran os criterios de diagnóstico para CSBD como se define na ICD-11 (Kraus et al., 2018). A CSBD descríbese como un patrón persistente de fracaso no control de impulsos ou impulsos sexuais intensos e repetitivos, dando lugar a un comportamento sexual repetitivo durante un período prolongado (por exemplo, 6 meses ou máis) que xera angustia ou deterioro marcado no ámbito social, laboral ou doutro tipo importante. áreas de funcionamento (Kraus et al., 2018; Organización Mundial da Saúde, 2018). O estudo actual avaliou as propiedades psicométricas dunha pantalla de autoinforme recentemente desenvolvida deseñada para avaliar a probable PPU en cinco mostras compostas por adultos non clínicos e clínicos.
As estimacións de prevalencia de CSBD entre poboacións clínicas e non clínicas seguen sendo esquivas (Gola e Potenza, 2018; Kraus, Voon, et al., 2016b). Un estudo recente de 2,325 adultos estadounidenses descubriu que o 8.6% da mostra representativa (o 7.0% das mulleres e o 10.3% dos homes) aprobou niveis de angustia e / ou deterioro clínicamente relevantes asociados a preocupacións sobre o control de sentimentos, impulsos e comportamentos sexuais (Dickenson, Gleason, Coleman e Miner, 2018). Específicos para o uso de pornografía, os datos dunha mostra representativa a nivel nacional dos EUA de 2,075 usuarios de Internet atoparon que aproximadamente a metade (n = 1,056) informou sobre o uso da pornografía o ano pasado e o 11% dos homes e o 3% das mulleres declararon "sentirse adictos á pornografía" (Grubbs, Kraus e Perry, 2019b). As probas preliminares recollidas de veteranos do exército estadounidense suxeriron unha elevada taxa de comportamento sexual compulsivo (Smith et al., 2014); con todo, os estudos normalmente non examinaron a PPU entre os veteranos dos Estados Unidos, un grupo con elevadas comorbilidades clínicas e impulsividade (James, Strom e Leskela, 2014).
Ademais, entre os individuos que buscan tratamento para o CSBD, a maioría (> 80%) informa de preocupacións polo uso de pornografía (Gola et al., 2018; Kraus, Potenza, Martino e Grant, 2015b; Reid et al., 2012; Scanavino et al., 2013). Para estas persoas, a PPU caracterízase a miúdo por ansias, diminución do autocontrol, alteracións no funcionamento e uso de pornografía para facer fronte á ansiedade ou ánimo disfórico (Kraus, Martino e Potenza, 2016a; Wordecha et al., 2018). As persoas que buscan tratamento para a PPU e outros comportamentos sexuais adoitan informar de problemas psiquiátricos, incluíndo depresión, ansiedade e trastornos por consumo de substancias (Kraus, Potenza et al., 2015b).
Para identificar a PPU, desenvolvéronse e probáronse varias escalas de autoinformación, incluída a Escala de Uso de Pornografía Problemática (PPUS) (Kor et al., 2014), Escala de consumo de pornografía compulsiva (CPC) (Noor, Rosser e Erickson, 2014), Inventario de uso de pornografía cibernética (CPUI / CPUI-9) (Grubbs, Sessoms, Wheeler e Volk, 2010; Grubbs, Volk, Exline e Pargament, 2015), Inventario de consumo de pornografía (PCI) (Reid, Li, Gilliland, Stein e Fong, 2011b), Cuestionario de ansia por pornografía (PCQ) (Kraus e Rosenberg, 2014), e Escala de consumo de pornografía problemática (PPCS) (Bothe et al., 2018), e escala de consumo de pornografía problemática (PPCS-6) (Bőthe, Tóth-Király, Demetrovics e Orosz, 2020). Aínda que cada un ten puntos fortes, moitos destes cuestionarios de autoinforme teñen limitacións e moitas veces non foron sometidos a probas psicométricas rigorosas (ver Fernández e Griffiths, 2019 para discusión sobre medidas de pornografía). Por exemplo, normalmente desenvolvéronse e probáronse en mostras non clínicas de conveniencia en países occidentais, moitas veces carecen dun marco teórico ou diagnóstico unificado, avalían dominios de síntomas múltiples e discrepantes e non teñen unha puntuación de corte clínica suxerida para determinar que deben ser avaliados por profesionais da saúde mental. Aínda que estes problemas son preocupantes por si mesmos, son aínda máis preocupantes á luz do recoñecemento diagnóstico da CSBD. En xuño de 2019, CSBD engadiuse oficialmente ao ICD-11 (Organización Mundial da Saúde, 2018) e coa alta coincidencia de PPU, o desenvolvemento de instrumentos de selección de curta duración, robustos e psicométricos para a PPU é moi necesario para solucionar as lagoas actuais no campo.
Obxectivos do presente estudo
Á luz das limitacións descritas anteriormente, o presente traballo describe o desenvolvemento dun breve instrumento de selección Pantalla de pornografía breve (BPS) para identificar a PPU en cinco estudos independentes. No estudo 1, examinamos 283 valoracións dos veteranos militares estadounidenses de acordo cos elementos propostos, realizamos unha análise de compoñentes principais e avaliamos a fiabilidade e validez internas do BPS. No estudo 2, empregamos o servizo Omnibus proporcionado por Qualtrics Survey Software para recrutar 2,075 adultos estadounidenses que coincidían coas normas representativas dos EUA para reconfirmar a estrutura de factor único da pantalla, avaliar a súa fiabilidade interna e examinar as relacións entre o BPS e medidas de psicopatoloxía. No estudo 3, utilizamos o servizo do panel Turkprime para reevaluar a estrutura do factor BPS en 1,063 adultos estadounidenses de novo correspondentes ás normas representativas e examinamos as correlacións coas medidas de psicopatoloxía. No estudo 4, recrutamos 703 adultos polacos de base comunitaria para confirmar a estrutura de factores nunha mostra que non pertence aos EUA e avaliar a consistencia e validez internas. Na mostra 5, examinamos as características clínicas de 105 pacientes masculinos en Polonia que buscaban tratamento para a PPU para establecer a puntuación de corte clínica recomendada. A contratación para todos os estudos discútese con máis detalle no Materiais suplementarios.
Análises estatísticas para estudos 1-5
Nos estudos 1 e 4, empregamos SPSS-19 para estatísticas descritivas, chi cadrados, análise de compoñentes principais, correlacións Pearson-momento, ANCOVA e independentes t-testes.
Nos estudos 2 e 3, realizamos os nosos modelos CFA usando o lavaan (Rosseel, 2011) paquete para R, empregando a estimación de mínimos cadrados ponderados diagonalmente, que non asume normalidade nin homoscedasticidade de residuos e é preferible para datos ordinais (Flora e Curran, 2004). Para o estudo 5, empregamos SPSS-19 para realizar análises de curvas de características de funcionamento do receptor (ROC).
Estudar 1
Método
Procedemento e participantes
O estudo 1 realizouse con datos do proxecto Survey of Experiences of Returning Veterans (SERV), que recrutou veteranos militares en todos os Estados Unidos (Kraus et al., 2017; Smith et al., 2014). Os procedementos xerais empregados para contratar participantes e levar a cabo o proxecto SERV describíronse noutros lugares (Kraus et al., 2017). Os requisitos de elegibilidade para o estudo foron os seguintes: (a) separados (dados de alta) do exército estadounidense; (b) un veterano de Iraq, Afganistán ou épocas circundantes; (c) polo menos 18 anos de idade; (d) falante de inglés; e, (e) que viven nos Estados Unidos Porcións deste conxunto de datos publicáronse previamente nos seguintes traballos (Decker et al., 2019; Moisson et al., 2019; Scoglio et al., 2017; Turban, Potenza, Hoff, Martino e Kraus, 2017, Turban, Shirk, Potenza, Hoff e Kraus, 2020), pero ningún destes traballos centrouse na estrutura ou validez do BPS.
Características da mostra
De 283 participantes enquisados, a maioría eran homes (70.6%, n = 197) cunha idade media de 35.1 (SD = 9.2) anos. As características das mostras están listadas en Táboa suplementaria 1.
Medidas
O primeiro autor desenvolveu os seis ítems iniciais no BPS como unha posible medida da PPU en mostras veteranas dos Estados Unidos. Estes elementos xeráronse inicialmente cando o primeiro autor completaba unha bolsa postdoutoral en psicoloxía. Os elementos xeráronse en base a interaccións clínicas con pacientes e o traballo continuado a partir de estudos previos que investigaron correlatos clínicos de PPU (ver Kraus, Martino et al., 2016a; Kraus e Rosenberg, 2014). A continuación, os ítems propostos foron cruzados examinados por outros dous membros do equipo antes de ser examinados no estudo 1.
No estudo 1, os participantes recibiron o BPS, que foi deseñado para identificar os individuos que informaron de problemas na xestión do seu uso de pornografía. A escala inicial consistía en seis elementos. Preguntáronlles aos participantes: "Nos últimos 6 meses, sucedeulle algunha destas situacións no que se refire ao uso de pornografía?" As respostas do ítem foron 0 (nunca), 1 (ocasionalmente) e 2 (moi a miúdo), cun rango de puntuación de 0 a 12. Ver Táboa 1 para a redacción exacta do BPS.
Táboa 1.Estudo 1, Conteo de frecuencia do acordo para os seis ítems da Breve Pantalla de Pornografía (BPS) entre veteranos estadounidenses (N = 222)
| Elementos | Nunca (%) | Ocasionalmente (%) | Moi a miudo (%) | M (SD) | Matriz de compoñentes |
| Atópaste usando a pornografía máis do que queres. | 60.5 | 29.6 | 9.9 | 1.49 (0.67) | 0.80 ∗ |
| Intentou "reducir" ou deixar de usar pornografía, pero non tivo éxito. | 73.5 | 18.8 | 7.2 | 1.33 (0.61) | 0.82 ∗ |
| Resulta difícil resistir as fortes ganas de usar pornografía. | 61.9 | 28.7 | 9.0 | 1.47 (0.66) | 0.84 ∗ |
| Atópaste usando a pornografía para xestionar emocións fortes (por exemplo, tristeza, rabia, soidade, etc.). | 68.6 | 20.2 | 10.8 | 1.42 (0.68) | 0.73 ∗ |
| Segues usando a pornografía aínda que te sintas culpable diso. | 61.4 | 25.6 | 12.6 | 1.51 (0.71) | 0.76 ∗ |
| A xente expresou preocupación polo seu uso de pornografía. | 90.6 | 5.8 | 3.1 | 1.12 (0.41) | 0.49 |
Nota. As cargas de compoñentes en negra indican cargas máis altas nese compoñente. Faltan datos de dous participantes.
Compoñente 1 = 3.75; Porcentaxe de varianza = 62.5%.
*Os elementos en negrita conserváronse na versión final.
M = media; SD = desviación estándar.
Tamén usamos o Cuestionario de Historia de Comportamentos Sexuais e Pornografía (Rosenberg e Kraus, 2014) para avaliar a historia sexual dos participantes e as características de uso da pornografía, o PCQ (Kraus e Rosenberg, 2014) para avaliar o desexo de pornografía (α = 0.83) e o PPUS (Kor et al., 2014) para avaliar as características asociadas ao PPU (α = 0.83). A escala de comportamento impulsivo UPPS-P (Cyders, Littlefield, Coffey e Karyadi, 2014; Lynam, Smith, Whiteside e Cyders, 2006) é un cuestionario de 45 ítems que avalía a impulsividade xeral (α = 0.80) e premeditación (falta de) (α = 0.84), Urxencia negativa (α = 0.81), urxencia positiva (α = 0.81), Buscando sensacións (α = 0.84), e perseveranza (falta de) compoñentes (α = 0.83) e o Inventario de Comportamento Hipersexual (HBI) (Reid, Garos e Carpenter, 2011a) para medir as características da hipersexualidade (α = 0.82). Unha pregunta adicional valorou o interese dos veteranos en recibir tratamento para comportamentos específicos de CSBD (por exemplo, pornografía compulsiva, sexo casual / anónimo, etc.).
ética
O Consello de Revisión Institucional do Departamento de Asuntos dos Veteranos aprobou o estudo. Todos os participantes prestaron consentimento informado por escrito antes da participación no estudo.
Resultados
Uso de pornografía e prácticas sexuais entre veteranos
Vinte e un por cento (n = 59) dos participantes informaron que nunca viron pornografía. Aproximadamente o 51% (n = 42) das mulleres indicaron que nunca empregaron pornografía en comparación co 8.6% dos homes (n = 17), χ2 (5) = 96.15, P <0.001, Cramer V = 0.59. Debido a que o estudo actual centrouse na avaliación psicométrica do BPS para avaliar a PPU, eliminamos do estudo estes 59 usuarios de pornografía, deixando 220 individuos para análises posteriores.
Redución de elementos e estrutura de factores da Pantalla Breve de Pornografía (BPS)
Primeiro realizamos unha redución de ítems examinando as correlacións ítem-totais dos seis ítems iniciais (Táboa 1). Todos os elementos estaban moderadamente correlacionados (rs = 0.31-0.70, P <0.001), o que suxire que ningunha podería eliminarse nesta base. En segundo lugar, examinamos os recontos de frecuencia de cada nivel de acordo para cada un dos seis elementos do BPS para identificar os elementos que estaban "desequilibrados" (Clark & Watson, 1995). Usando esta regra de decisión, un elemento ("A xente manifestou preocupación") era adecuado para a eliminación; con todo, sometemos os seis ítems a análise de compoñentes principais (sen rotar) para outros efectos de redución de ítems.
A análise de compoñentes principais (PCA) úsase a miúdo para a redución de ítems no desenvolvemento de escala, e a PCA e a análise de factores exploratorios (EFA) adoitan dar resultados similares (Schneeweiss e Mathes, 1995). Debido á sinxeleza do BPS (orixinalmente 6 ítems) e ao seu único factor subxacente, o noso obxectivo era simplemente reducir o número de ítems mantendo a maior cantidade posible da varianza orixinal (Conway e Huffcutt, 2003). Non obstante, se o BPS incluíse múltiples factores e nos interesou a relación entre estes factores, teríase en conta a EFA ou o modelado de ecuacións estruturais (SEM). A continuación informamos dos resultados do PCA.
Os resultados deron só un compoñente cun valor propio de 3.75, que representou o 62.5% da varianza total (Táboa 1). Só o elemento desequilibrado identificado anteriormente non tiña cargas elevadas (≥0.50) e comunidades (> 0.40); usando esta regra de decisión (Costello e Osborne, 2005), caeu o elemento. Os cinco elementos restantes tiñan un alto coeficiente de consistencia interna (α = 0.89), fiabilidade composta (0.92) e unha correlación media entre ítems moderada (r = 0.62), apoiando a unidimensionalidade do BPS (Clark & Watson, 1995).
Validez de construción, converxencia, criterio e discriminante do BPS
Para avaliar un elemento de validez de construción, primeiro examinamos se as puntuacións de BPS variaron en función da cantidade de pornografía vista, despois de axustarse por sexo. Os resultados de ANCOVA indicaron un efecto principal significativo para a frecuencia de uso de pornografía, F (3, 216) = 14.32, P <0.001, parcial η2 = 0.12. Usando comparacións post-hoc (corrixido por Bonferroni) descubrimos que os usuarios diarios de pornografía (M = 4.39, SD = 2.10, SE = 0.48) tivo puntuacións BPS significativamente máis altas que os usuarios semanais (M = 2.53, SD = 0.73, SE = 0.29), que á súa vez tiveron puntuacións BPS máis altas que os usuarios mensuais (M = 1.45, SD = 0.36, SE = 0.25). Tamén calculamos as correlacións Pearson Product-moment para avaliar as relacións entre as variables do estudo e, en apoio da validez converxente, atopamos unha correlación positiva e robusta entre as puntuacións PPUS e BPS (ver Táboa 2 para correlacións bivariadas por xénero). En apoio da validez do criterio, atopamos correlacións positivas pero moderadas entre as puntuacións BPS, HBI e PCQ. En apoio da validez discriminante, o BPS non estivo en gran parte relacionado coa impulsividade, aínda que para os homes, e non para as mulleres, as urxencias negativas e positivas asociáronse positivamente, aínda que débilmente, coas puntuacións de BPS.
Táboa 2.Estudo 1, Correlacións e medias e desviacións estándar para as variables de estudo de interese para veteranos estadounidenses
| Variable | Breve pantalla de pornografía | Alcance | |||
| Mulleres (n = 40) | Homes (n = 180) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| Breve pantalla de pornografía | - | 0.80 (1.73) | - | 2.55 (2.87) | 0-10 |
| Cuestionario de ansia por pornografía | 0.32 ∗ | 2.03 (0.95) | 0.45 ∗∗ | 2.95 (1.34) | 1-7 |
| Escala de uso problemático de pornografía | 0.77 ∗∗ | 1.27 (0.50) | 0.75 ∗∗ | 1.92 (0.98) | 1-5.7 |
| Inventario de comportamento hipersexual | 0.66 ∗∗ | 27.1 (9.0) | 0.60 ∗∗ | 34.8 (15.4) | 18-95 |
| Urxencia 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 perseveranza | 0.18 | 1.79 (0.42) | 0.11 | 1.94 (0.48) | 1.0-3.4 |
| Buscando sensación UPPS-P | -0.02 | 2.61 (0.48) | 0.05 | 2.87 (0.37) | 1.2-4.0 |
| Urxencia positiva UPPS-P | 0.22 | 1.94 (0.44) | 0.22 ∗∗ | 2.23 (0.48) | 1.1-3.6 |
Nota. ∗P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = media; SD = desviación estándar.
Tratamento do comportamento sexual
Dos 220 veteranos enquisados sobre a súa visualización de pornografía (ver Táboa suplementaria 1), nove indicaron que estaban interesados no tratamento da PPU. Todos os individuos eran homes (9 de 180 homes, un 5%). A puntuación media de BPS nos cinco restantes ítems para os nove homes foi de 6.67 (SD = 2.95). Todos os estudos posteriores (2-5) empregaron o BPS de cinco ítems para as súas análises xa que se realizaron despois do estudo 1.
Estudar 21
Método
Procedementos e participantes
Usando o servizo Omnibus proporcionado por Qualtrics Survey Software, contratamos a un representante nacional dos Estados Unidos (mostra de probabilidade baseada nas normas do censo de 2010 para a idade, o sexo, a raza, a etnia, a renda e a rexión do censo dos Estados Unidos) para un estudo transversal de adultos (N = 2,075; 51% mulleres [n = 1,059], o 49% homes [n = 1,016]; Midade = 44.8, SD = 16.7).
Porcións deste conxunto de datos foron descritas noutros lugares nos seguintes artigos, pero ningún dos artigos se centrou na estrutura ou validez do BPS (ver Grubbs, Kraus et al., 2019b; Grubbs, Kraus, Perry, Lewczuk e Gola, 2020).
Medidas
As análises limitáronse a adultos que recoñeceron ver pornografía o ano pasado (N = 1,058, 66% homes). Os comportamentos de uso de pornografía foron avaliados a través de tres elementos. En concreto, preguntamos aos participantes con que frecuencia viron intencionadamente a pornografía só durante o ano pasado. Tamén preguntamos aos participantes a frecuencia coa que se masturbaron coa pornografía o ano pasado. Para ambas as preguntas, as respostas foron de 1 (de ningún xeito) a 8 (unha vez ao día ou máis). Un único elemento pediu aos participantes que informasen, en minutos, do tempo que pasaron diariamente, de media, vendo pornografía.
Específico para esta mostra e ademais do BPS, tamén avaliamos a angustia psicolóxica ao incluír tres ítems relacionados coa depresión e dous ítems relacionados coa ansiedade da Medida do síntoma transversal para o DSM-5 (Narrow et al., 2013). Administramos tres elementos CPUI-9 (Grubbs et al., 2015) para avaliar respostas específicas ou crenzas sobre o uso de pornografía. Cada elemento puntuouse nunha escala de 1 (Non estou de acordo) a 7 (completamente de acordo). Estes elementos con validez facial tomáronse das subescalas CPUI-9: Compulsividade percibida (por exemplo, "creo que son adicto á pornografía"), esforzos de acceso (por exemplo, "Quedei as cousas que necesitaba facer para ver a pornografía") e angustia emocional (por exemplo, "Síntome deprimido despois de ver pornografía"). Os tres elementos están substancialmente relacionados con comportamentos de uso de pornografía (Grubbs, Wilt, Exline e Pargament, 2018a; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament e Kraus, 2018b).
ética
O Consello de Revisión Institucional do Departamento de Bowling Green State University aprobou o estudo 2 como exento. Todos os participantes proporcionaron o consentimento informado electrónico antes da participación no estudo.
Resultados
Realizamos unha análise de factores confirmatorios (CFA) usando estimación diagonal de mínimos cadrados (DWLS) con varianzas robustas, xa que a estimación de DWLS non asume a normalidade nin a homoscedasticidade dos residuos e é preferible para os datos ordinais (Flora e Curran, 2004). Esta análise revelou un excelente BPS apto para unha estrutura de factor unidimensional (Robust χ2 (5) = 3.06, P = 0.69; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA <0.001, SRMR = 0.01). A puntuación media de BPS foi baixa (M = 1.56, SD = 2.53), e a análise da fiabilidade interna revelou alta consistencia interna (α = 0.90). Os homes obtiveron maiores puntuacións de BPS (M = 2.24, SD = 2.81) que as mulleres (M = 1.70, SD = 2.60); t (2, 1,056) = 3.05, P <0.001, de Cohen d = 0.20).
As puntuacións de BPS asociáronse positivamente a varias medidas nas direccións esperadas. As puntuacións de BPS asociáronse positivamente con afirmacións de: "Son adicto á pornografía" (r = 0.620, P <0.001), "Síntome deprimido despois de ver pornografía" (r = 0.47, P <0.001) e "Quedei as cousas que necesitaba facer para ver a pornografía" (r = 0.59, P <0.001). As puntuacións de BPS asociáronse positivamente coa frecuencia de visualización de pornografía no último ano (r = 0.39, P <0.001), masturbándose con pornografía durante o último ano (r = 0.40, P <0.001), minutos diarios medios dedicados a ver pornografía (r = 0.23, P <0.001) e sentimentos xeneralizados de angustia psicolóxica (r = 0.34, P <0.001).
Estudar 32
Método
Procedementos e participantes
Os datos de 470 adultos que usaron internet con uso de pornografía o ano pasado foron analizados a partir dunha mostra máis grande de 1,063 adultos dos Estados Unidos coincidentes coas normas representativas dos Estados Unidos en base ás normas representativas dos Estados Unidos do 2010 (baseadas nos datos do censo dos Estados Unidos) por idade, sexo, etnia, raza, rexión do censo estadounidense e ingresos. Esta mostra de non probabilidade foi recrutada e compensada polo servizo de panel Turkprime (Litman, Robinson e Abberbock, 2017).
Porcións deste conxunto de datos publicáronse previamente nos seguintes traballos (Grubbs et al., 2020; Grubbs & Gola, 2019; Grubbs, Grant; Engelman, 2019a; Grubbs, Warmke, Tosi, James e Campbell, 2019d); con todo, ningún dos estudos se centrou na estrutura ou validez do BPS.
Medidas
De conformidade co estudo 2, restrinximos as análises a aqueles que informaron de uso de pornografía no último ano (N = 470; Midade = 44.9; SD = 15.9; 72% homes). Os comportamentos de uso de pornografía foron avaliados, como no estudo 2, usando o BPS e as medidas de frecuencia do uso de pornografía solitaria, a frecuencia de masturbación a pornografía e o uso diario medio de pornografía en minutos. A angustia xeneralizada mediuse a través da mesma medida transversal DSM-5 descrita no estudo 2. Os sentimentos de adicción á pornografía autodeclarados foron avaliados co CPUI-9 (α = 0.91; Grubbs et al., 2010; Grubbs et al., 2015) e as súas subescalas de compoñentes que avalían a compulsividade percibida (α = 0.93), angustia emocional (α = 0.92) e esforzos de acceso (α = 0.87).
ética
O Consello de Revisión Institucional do Departamento de Bowling Green State University aprobou o estudo 3 como exento. Todos os participantes proporcionaron o consentimento informado electrónico antes da participación no estudo.
Resultados
Un CFA que utiliza unha estimación robusta de DWLS revelou un excelente BPS apto para a unidimensionalidade (χ2 (5) = 8.64, P = 0.12; CFI = 0.99, TLI = 0.98, RMSEA = 0.03, SRMR = 0.02). A puntuación media de BPS foi baixa (M = 1.92, SD = 2.69) e a fiabilidade interna foi alta (α = 0.91). Homes (M = 2.25, SD = 2.75) puntuaron máis que as mulleres (M = 1.12, SD = 2.39; t [1,48] = 4.04, P <0.001, de Cohen d = 0.40).
As puntuacións de BPS correlacionáronse coas puntuacións do CPUI-9 total (r = 0.72, P <0.001) e compulsividade percibida (r = 0.75, P <0.001), esforzos de acceso (r = 0.64, P <0.001) e angustia emocional (r = 0.47, P <0.001) subescalas. As puntuacións de BPS asociáronse positivamente coa frecuencia de uso de pornografía durante o último ano (r = 0.47, P <0.001), frecuencia de masturbación á pornografía durante o último ano (r = 0.43, P <0.001), uso diario medio de pornografía en minutos (r = 0.33, P <0.001) e sentimentos xeneralizados de angustia (r = 0.33, P <0.001).
Estudar 4
Método
Procedemento e participantes
A mostra (Táboa suplementaria 4) estaba composto por 703 adultos polacos (512 mulleres, 72.8%) de entre 18 e 54 anos (M = 26.04, SD = 6.07). Un subconxunto deste conxunto de datos (191 homes) provén do conxunto de datos descrito en Kowalewska, Kraus, Lew-Starowicz, Gustavsson e Gola (2019).
Todos os adultos foron recrutados entre a poboación polaca a través dun anuncio web en gumtree.pl (versión polaca de Craigslist) e hiperseksualnosc.pl (o sitio web do equipo de investigación). Os participantes que completaron a enquisa en liña e deixaron o seu enderezo de correo electrónico foron elixibles para gañar un dos seguintes premios, cinco vales de librería de 30, 15 ou 5 dólares e 30 entradas para unha sala de cine. Todos os enderezos de correo electrónico almacenáronse na base de datos separada e non se asociaron aos datos do cuestionario para axudar a garantir o anonimato.
Medidas
Ademais de usar o BPS, avaliamos a impulsividade empregando a adaptación polaca de UPPS-P (Poprawa, 2014). Medimos as características obsesivo-compulsivas empregando a adaptación polaca do Inventario compulsivo obsesivo - revisado (OCI-R) (Foa et al., 2002; detalles sobre tradución proporcionados en; Gola et al., 2017a) e a adaptación polaca da proba de detección de adicción sexual - revisada (SAST-R) (Gola et al., 2017a) para avaliar (1) a preocupación polo sexo, (2) afectar, (3) a perturbación da relación por comportamentos sexuais e (4) a sensación de perder o control sobre o comportamento sexual (SAST-R total α = 0.80).
ética
Todos os procedementos foron aprobados polo Comité Ético do Instituto de Psicoloxía da Academia Polaca de Ciencias. Todos os participantes recibiron o consentimento por escrito informado antes da participación no estudo.
Resultados
Propiedades psicométricas do BPS adaptado ao polaco
Un CFA adicional usando a estimación robusta de DWLS deu un excelente axuste para a solución dun factor (Robust χ2 (5) = 2.12, P = 0.83; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA = 0.00, SRMR = 0.02). Semellante aos estudos anteriores, a adaptación polaca do BPS tivo unha alta consistencia interna (α = 0.89) e unha correlación media entre elementos moderada (r = 0.62). Ambos, a consistencia interna e a correlación media entre ítems foron maiores nos homes (α = 0.88; r = 0.61) que as femias (α = 0.85; r = 0.54).
Como se representa en Táboa 3, para a mostra completa, a puntuación media de BPS foi de 1.92 (SD = 2.65). Homes (M = 3.56, SD = 3.11) tivo puntuacións BPS máis altas en comparación coas mulleres (M = 1.12, SD = 1.92), t (701) = 10.12, P <0.001, de Cohen d = 0.76). O número de minutos dedicados a ver pornografía correlacionouse débilmente coas puntuacións de BPS, pero só para homes. En apoio da validez do criterio, as puntuacións de BPS correlacionáronse positivamente coa gravidade dos síntomas medida polo SAST-R. En apoio da validez discriminante e similar ao estudo 1, non atopamos correlación entre as puntuacións de BPS e a busca de sensacións UPPS-P e falta de premeditación e correlacións positivas débiles entre as puntuacións de BPS e urxencia negativa, urxencia positiva e perseveranza. As puntuacións de BPS estaban feble correlacionadas con características obsesivo-compulsivas (ver Táboa 3 para todas as correlacións).
Táboa 3.Correlacións das puntuacións de BPS con outras medidas nunha mostra de adultos da comunidade polaca (N = 703)
| Variable | Breve pantalla de pornografía | Alcance | |||
| Mulleres (n = 512) | Homes (n = 191) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| Breve pantalla de pornografía | - | 1.12 (1.92) | - | 3.56 (3.11) | 0-10 |
| Cantidade de uso de pornografía durante a semana pasada (mín.) | 0.07 | 60.46 (108.93) | 0.17 ∗ | 124.66 (179.12) | 1-1,200 |
| Proba de detección de adiccións sexuais: revisada | 0.43 ∗∗ | 3.81 (2.99) | 0.61 ∗∗ | 5.51 (4.23) | 0-18 |
| Inventario compulsivo obsesivo - revisado | 0.17 ∗∗ | 18.03 (10.38) | 0.25 ∗∗ | 19.21 (9.72) | 0-58 |
| Urxencia 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 perseveranza | 0.14 ∗∗ | 20.25 (5.18) | 0.15 ∗ | 20.24 (4.92) | 2-37 |
| Buscando sensación UPPS-P | -0.06 | 31.22 (7.75) | -0.004 | 34.39 (7.99) | 4-48 |
| Urxencia 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.
Estudar 5
Método
Procedementos e participantes
Para examinar a puntuación de corte de BPS, valoramos 105 homes polacos adicionais de entre 18 e 55 anos (M = 32.94; SD = 7.45) que buscaban tratamento para o CSBD, a maioría dos cales informaron de PPU (ver Táboas suplementarias 5 e 6). O grupo que busca tratamento inclúe conxuntos de datos dos seguintes estudos: Wordecha et al. (2018) (9 machos); Gola, Lew-Starowicz, Draps e Kowalewska (2019) (57 machos); Draps et al. (2020) (26 machos); Holas, Draps, Kowalewska, Lewczuk e Gola (2020) (13 homes). O grupo control estaba composto por 191 homes adultos de entre 18 e 54 anos (M = 26.04; SD = 6.07) do estudo 4.
Os pacientes que buscaban tratamento foron recrutados entre homes que buscaban tratamento para a PPU en dúas clínicas de sexoloxía en Varsovia entre xuño de 2014 e novembro de 2017. Todos os pacientes que buscaban tratamento para a PPU cumprían catro de cada cinco criterios diagnósticos para o trastorno hipersexual como propuxo Kafka (2010) para DSM-5.
Medidas
Despois de completar unha entrevista inicial, os pacientes foron seleccionados para criterios de inclusión / exclusión. Os criterios de inclusión / exclusión consistiron en ser exclusivamente ou predominantemente heterosexuais (segundo se avalía mediante a adaptación polaca da escala de Kinsey; Kinsey, Pomeroy e Martin, 1948) e non cumprir os criterios diganósticos para o trastorno polo consumo de alcol (Saunders, Aasland, Babor, De la Fuente e Grant, 1993) ou trastorno polo xogo (puntuacións <5 na pantalla de xogo de South Oaks (SOGS.) α = 0.70) (Lesieur & Blume, 1987). Todos os pacientes masculinos foron avaliados ademais coa entrevista clínica estruturada para DSM-IV (SCID) (Gibbon, Spitzer, Williams, Benjamin e First, 1997) para trastornos e comportamentos sexuais obsesivo-compulsivos, de control de impulsos, bipolares, de ansiedade, psicóticos e de uso de substancias (Táboa suplementaria 6). Pacientes homes que cumpran polo menos tres criterios de CSBD (Kraus et al., 2018) e catro para o trastorno hipersexual (Kafka, 2010) e ningún dos trastornos mencionados foi convidado a participar neste estudo.
ética
Todos os procedementos foron aprobados polo Comité Ético do Instituto de Psicoloxía da Academia Polaca de Ciencias. Todos os participantes recibiron o consentimento por escrito informado antes da participación no estudo.
Resultados
A puntuación media de BPS para os homes en busca de tratamento foi de 7.50 (SD = 2.58) e foi significativamente maior que en homes sen tratamento, 3.56 (SD = 3.12), z = 14.66, P <0.001, de Cohen d = 1.38. Valoramos a calidade da clasificación do a priori grupo de pacientes seleccionado (n = 105) contra todos os homes do grupo control (Estudo 4, n = 191) (ver Fig 1 para a curva ROC). A curva ROC capturou unha área do 82.2% dos 5 elementos da proba (SE = 0.02; P <0.001), caracterizado por un 95% de intervalos de confianza con límites de 77.5% e 86.9%. Como se mostra en Táboa 4, o valor de corte proposto é 4, para o que a sensibilidade é 58.42%, especificidade 90.48%, valor predictivo positivo 91.74% (IC 95% 85.88% –95.30%), valor preditivo negativo 54.60% (IC 95% 50.12% –59.00 %) e precisión 69.83% (IC 95% 64.24% –75.02%). Un valor límite de 5 caracterízase por unha sensibilidade do 68.42% e unha especificidade do 83.81% (ver Táboa 4).
Estudo 5, curva ROC para o BPS adaptado ao polaco para aqueles que buscan tratamento para o uso problemático da pornografía (Puntuación 4 ou superior)
Cita: Journal of Behavioral Addictions. J Behav Addict 9, 2; 10.1556/2006.2020.00038
Táboa 4.Análise ROC para a Pantalla de Pornografía Breve (BPS) proposta con puntuacións de corte suxeridas
| Estatística | Valor de 4 no BPS | Valor de 5 no BPS | ||
| Valor | 95% CI | Valor | 95% CI | |
| Sensibilidade | 58.4% | 51.1-65.5% | 68.4% | 61.3-75.0% |
| Especificidade | 90.5% | 83.2-95.3% | 83.8% | 75.6-90.3% |
| Relación de probabilidade positiva | 6.13 | 3.36-11.20 | 4.23 | 2.71-6.60 |
| Relación de probabilidade negativa | 0.46 | 0.38-0.55 | 0.38 | 0.30-0.47 |
| Prevalencia da enfermidade | 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 preditivo negativo | 54.6% | 50.1-59% | 59.5% | 53.9-64.8% |
| Precisión | 69.8% | 64.2-75% | 73.9% | 68.5-78.8% |
Para examinar os cambios na PPU entre os pacientes en busca de tratamento, comparamos as puntuacións de BPS de 57 homes da nosa mostra clínica antes e despois de dous meses de farmacoterapia con naltrexona ou paroxetina (Gola et al., 2019) usando unha mostra dependente t-proba. As puntuacións de BPS diferiron despois do tratamento (t (56) = 6.75; P <0.001, de Cohen d = 1.80), con puntuacións de BPS máis altas antes da terapia (M = 8.54; SD = 1.77) que despois de dous meses de terapia (M = 5.75; SD = 2.97).
Conversa
O estudo actual avaliou o BPS, unha breve ferramenta de selección, para identificar a probable PPU. A técnica de mostraxe robusta empregada nos nosos estudos non se usou previamente ao desenvolver escalas deseñadas para avaliar a PPU. En xeral, o BPS é psicométricamente sólido, como demostran medidas de fiabilidade e validez en varias mostras, proporcionando apoio inicial para o seu uso na práctica clínica, aínda que é necesaria unha investigación adicional para determinar a súa utilidade clínica para os individuos que buscan tratamento.
O traballo previo demostrou de xeito consistente que os homes, en relación ás mulleres, ven e masturban a pornografía con máis frecuencia (Bothe et al., 2018; Grubbs, Wilt, Exline e Pargament, 2018a; Wright, 2013), e este descubrimento observouse nas cinco mostras. De conformidade coa investigación pasada, descubrimos que os homes, en comparación coas mulleres, informaron máis preocupacións polo uso de pornografía (Bothe et al., 2018; Kor et al., 2014). O noso estudo é único porque examinamos as propiedades psicométricas entre cinco mostras diferentes (por exemplo, veteranos dos Estados Unidos, dúas mostras de adultos en xeral dos Estados Unidos, adultos polacos e pacientes masculinos polacos sometidos a tratamento da CSBD). Dada a diversidade das mostras que recrutamos para avaliar as propiedades psicométricas do BPS, cremos que os resultados teñen xeneralización tanto para grupos clínicos como non clínicos de diferentes países. Non obstante, con isto dito, aínda se recomenda precaución e recomendamos máis investigacións para validar o BPS para poboacións clínicas, especialmente entre mulleres e minorías sexuais e de xénero que buscan tratamento para a PPU.
O noso exame inicial da pantalla de seis ítems proposta no estudo 1 revelou que un ítem estaba desequilibrado e unha análise adicional suxeriu eliminalo. A través dos estudos, a pantalla de cinco ítems demostrou alta consistencia interna, así como validez de construción, converxente, discriminante e criterio. Como era de esperar, as puntuacións de BPS correlacionáronse fortemente con outras escalas preexistentes que avalían a PPU (por exemplo, o CPUI-9 (Grubbs et al., 2015) e PPUS (Kor et al., 2014)) mentres só se correlaciona moderadamente coas medidas de gravidade dos síntomas que avalían a hipersexualidade (Reid, Garos et al., 2011a; Reid, Li et al., 2011b) ou adicción sexual (Gola et al., 2017b). Así, a pantalla está máis asociada ás medidas que avalían as dimensións da PPU, pero aínda está asociada a medidas xerais relacionadas co CSBD (por exemplo, control de prexuízo, intentos fallidos de saír). Non pretendiamos que o BPS servise como proxy de CSBD. Non obstante, a investigación suxire que a PPU é un dos problemas máis frecuentes entre os individuos que buscan tratamento de saúde mental para a CSBD (Kraus, Meshberg-Cohen, Martino, Quinones e Potenza, 2015a; Kraus, Potenza et al., 2015b; Reid et al., 2012). Polo tanto, o BPS pode ser unha ferramenta útil para detectar posibles PPU entre individuos que buscan tratamento para o CSBD. Necesítanse entrevistas clínicas adicionais para determinar a presenza de CSBD, que podería manifestarse como PPU entre individuos que buscan tratamento con diferentes presentacións clínicas (Kraus e Sweeney, 2019).
Tamén descubrimos que, en xeral, as puntuacións de BPS estaban feble correlacionadas coa impulsividade (Cyders et al., 2014; Lynam et al., 2006) e características obsesivo-compulsivas (Foa et al., 2002). En apoio do traballo previo (Bőthe et al., 2018, 2019), As puntuacións de BPS correlacionáronse moderadamente coas medidas dos sentimentos xeneralizados de angustia e depresión; tamén atopamos correlacións moderadas entre as puntuacións de BPS e as medidas de sentirse adicto á pornografía e priorizar a visualización de pornografía sobre outras actividades (Grubbs, Perry, Wilt e Reid, 2019c). Como se sinalou noutro lugar (Kor et al., 2014), tamén atopamos unha modesta correlación entre a visualización de pornografía e a PPU medida por BPS, aínda que a relación parecía máis forte entre as puntuacións de BPS e a frecuencia de masturbación. Anticipamos tales asociacións entre o comportamento de visualización de pornografía e as puntuacións de BPS. Como se comentou noutros traballos (Gola, Lewczuk e Skorko, 2016; Kraus, Martino, et al., 2016a; Bőthe et al. 2020), tamén descubrimos que a frecuencia de visualización de pornografía non é necesariamente un indicador de PPU. Entre ambas as mostras nacionais dos Estados Unidos, atopamos altas proporcións de individuos (predominantemente homes) que puntuaron polo menos catro ou máis no BPS.1
Necesítase investigación adicional sobre o establecemento de normas para o BPS para o uso de pornografía, que poden variar en función do xénero, a idade e posiblemente outros factores socioeconómicos. Ademais, a investigación aínda está a evolucionar sobre o estudo do uso da pornografía e necesítase máis traballo para identificar os factores de risco e de protección asociados á PPU. Ademais, o recrutamento de grandes mostras femininas permitiría un maior exame dos posibles efectos de xénero ao estudar a PPU en mostras non clínicas e clínicas. Hai unha necesidade particular de investigar a PPU entre as mulleres que informan de altos niveis de uso de pornografía (é dicir, a diario, varias veces ao día). Este grupo non estaba igualmente representado nas nosas mostras e, en xeral, as mulleres que usaban pornografía normalmente informaban de niveis máis baixos en comparación cos homes. Os resultados específicos para as mulleres, en xeral, deberían ser advertidos, xa que os nosos resultados probablemente se viron afectados polo pequeno tamaño da mostra e recoméndase que se investiguen máis as diferenzas relacionadas co xénero nas mulleres PPU. Como se fixo nun estudo recente (Bőthe et al. 2020), tamén recomendamos que se realicen probas de invarianza de xénero co BPS para investigar máis a fondo as súas propiedades psicométricas con mulleres ou outros grupos diversos.
Un dos principais puntos fortes do noso estudo actual é que incluímos unha mostra de homes que buscaban tratamento para CSBD para determinar a sensibilidade e especificidade dunha breve pantalla para a PPU. En concreto, no estudo 5, examinamos de forma independente a PPU entre 105 homes inscritos nun ensaio clínico aleatorizado de CSBD. Despois de comparar os pacientes con CSBD con participantes do control non afectados, determinamos que a puntuación inicial de corte clínico no BPS foi de catro. Tal e como o interpretamos actualmente, unha puntuación de catro ou máis no BPS debería xustificar unha maior avaliación por parte dun profesional sanitario para o PPU. Non obstante, as puntuacións entre os homes polacos que buscan tratamento (autoidentificados como heterosexuais) e os veteranos interesados no tratamento da PPU informaron de puntuacións moi superiores a 6. É posible que o límite clínico sexa mínimo en catro, cunha puntuación de seis ou superior , reflectindo posiblemente a necesidade de servizos clínicos. É necesario un perfeccionamento adicional con mostras clínicas e non clínicas para determinar a puntuación de corte óptima no BPS. A puntuación de corte proposta debería interpretarse con cautela actualmente.
Aínda que prometedor, o estudo ten múltiples limitacións. En primeiro lugar, aínda que catro das cinco mostras incluían mulleres, son necesarias investigacións adicionais sobre a PPU entre mulleres e poboacións diversas para abordar consideracións relacionadas co xénero e a diversidade. Os datos preliminares suxiren que as mulleres son sete veces menos propensas que os homes a buscar tratamento para a PPU (Lewczuk, Szmyd, Skorko e Gola, 2017). Unha limitación adicional é que só recrutamos unha mostra de homes heterosexuais polacos para determinar a puntuación de corte clínico para o BPS, e é necesario traballar no futuro para determinar o limiar para mulleres, así como para poboacións clínicas doutros países e individuos de diferentes sexos. orientacións. Neste momento, non temos probas que suxiran que haxa diferentes puntuacións de corte para homes e mulleres ou outros grupos específicos. Sospeitamos que un estudo posterior da PPU entre mostras grandes e diversas de homes e mulleres, poboacións minoritarias sexuais e de xénero e outros grupos, incluídas as mostras clínicas e non clínicas, axudará a identificar puntuacións de corte óptimas para identificar individuos con probable PPU.
Ademais, recoñecemos que tamén é necesaria unha investigación adicional para validar a BPS e outras medidas PPU en países non occidentais e en mostras con diversidade étnica e en grupos de minorías sexuais. Unha representación excesiva da investigación dos países occidentais limitou a nosa comprensión da PPU entre diversas culturas e grupos étnicos. É posible que a puntuación de corte suxerida no BPS poida variar en función de consideracións de xénero ou culturais, e é necesario un traballo adicional para determinar os limiares adecuados para grupos clínicos e non clínicos. Partindo diso, necesítanse futuros estudos multiculturais e multi-mostra que valoren a utilidade e a invarianza da medición do BPS. Unha limitación adicional é que non empregamos entrevistas clínicas para catro dos cinco estudos xa que dependiamos de deseños baseados na web dados os custos e as dificultades de recrutamento de grandes grupos de homes e mulleres de diversas procedencias. As puntuacións e respostas poden variar ata certo punto cando a escala é administrada cara a cara por un médico. Ademais, en futuros estudos con mostras máis grandes e máis diversas con confirmación clínica a través de entrevistas, a teoría de resposta de ítems (IRT) podería usarse para determinar mellor onde se sitúan os individuos no continuo da PPU e a pornografía emprega de xeito máis xeral, usando o BPS e proporcionando máis claridade e perfeccionamento das puntuacións de corte potenciais. Ademais, debido a que o estudo 5 só contiña homes recrutados que se identificaron como heterosexuais, recomendamos que realicen máis investigacións co BPS para incluír homes gais e bisexuais e outras minorías sexuais á hora de determinar posibles puntuacións de corte da PPU.
A utilidade do BPS como ferramenta clínica debe considerarse separada da súa utilidade como ferramenta para comprender a PPU nos estudos de poboación. Máis ao punto, os traballos futuros deberían examinar e describir especificamente o mellor uso e interpretación das puntuacións de BPS en mostras clínicas versus non clínicas. Como se comentou noutro lugar (Kraus e Sweeney, 2019), é importante investigar a PPU entre individuos que buscan tratamento e comprender os motivos subxacentes ao comportamento que busca tratamento. Tanto as motivacións como as barreiras para coidar a PPU aínda non se examinaron completamente e requiren atención adicional. Actualmente, propoñemos que unha pantalla positiva no BPS non debe interpretarse como un diagnóstico dun trastorno de saúde mental subxacente. Como o BPS non consulta sobre a interferencia nas principais áreas da vida que funcionan como se detalla nos criterios de diagnóstico da CSBD, esta avaliación debería realizarse clínicamente para os individuos que presentaron resultados positivos no BPS. Necesítanse investigacións futuras para probar e validar o BPS entre diversas poboacións empregando deseños tanto en web como en persoa. Hai que ter en conta outros factores, como a incongruencia moral e as condicións psiquiátricas (consumo de substancias, bipolar) e médicas (demencia, Parkinson) á hora de avaliar a PPU e considerar as recomendacións de tratamento (Brand, Antons, Wegmann e Potenza, 2019; Grubbs & Perry, 2019; Grubbs, Perry, Wilt e Reid, 2019c; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament e Kraus, 2018b; Kraus e Sweeney, 2019). Investigadores (Štulhofer, Bergeron e Jurin, 2016a; Štulhofer, Jurin e Briken, 2016b) tamén observaron que os factores como o alto desexo sexual seguían sendo difíciles de provocar, ademais da hipersexualidade, o que xera preocupación sobre como se conceptualiza a PPU. Necesítanse máis investigacións que examinen comportamentos e desexos sexuais elevados entre diversos grupos, xa que os investigadores e médicos desenvolven ferramentas para avaliar con precisión a PPU. Existen consideracións similares para avaliar a incongruencia moral como se describe nos criterios para o CSBD.
O máis notable é que se precisan máis investigacións para avaliar o test-retest e a sensibilidade e especificidade entre mostras clínicas e non clínicas que utilizan o BPS. Dada a brevidade do BPS (1-2 minutos para completarse), a investigación adicional debería pilotar o seu uso en contornos médicos e sanitarios para identificar os individuos con PPU que se beneficiarían do tratamento. En conclusión, o noso exame inicial do BPS suxire que é psicométricamente sólido, curto e fácil de usar en entornos clínicos e non clínicos con alto potencial de uso en poboacións de xurisdicións internacionais.
Fontes de financiamento
Os autores revelaron a recepción do seguinte apoio financeiro para a investigación, autoría e publicación deste artigo. O estudo 1 foi financiado polo apoio da Oficina de Investigación e Desenvolvemento do Departamento de Asuntos de Veteranos, Investigación e Desenvolvemento de Ciencias Clínicas (ZDA1, PI Rani A. Hoff) e VISN 1 New England MIRECC (PI Shane W. Kraus). Os estudos 2 e 3 foron apoiados con fondos institucionais proporcionados pola Bowling Green State University (PI Joshua Grubbs). Os estudos 4 e 5 contaron co apoio do Centro Nacional de Ciencias de Polonia (2014/15 / B / HS6 / 03792; PI M. Gola).
Steven D. Shirk, Steve Martino e Rani A. Hoff son empregados a tempo completo do Departamento de Asuntos de Veteranos. O doutor Potenza recibiu o apoio do Departamento de Saúde Mental e Servizos de Adicción do Estado de Connecticut, o Centro de Saúde Mental de Connecticut e o Consello de Connecticut sobre Problemas de Xogo. Os doutores. Kraus, Potenza e Shirk recibiron apoio do Centro Nacional para un Xogo Responsable. As axencias de financiamento non achegaron nin comentaron o contido do manuscrito e o contido do manuscrito reflicte as contribucións e os pensamentos dos autores e non reflicten necesariamente as opinións das axencias de financiamento.
A contribución dos autores
SWK conceptualizou e escribiu o borrador inicial. SWK, RAH, MNP e SM contribuíron á recollida e análise de datos do estudo 1. JBG contribuíu á recollida e análise de datos dos estudos 2 e 3. MG, EK e ML contribuíron á recollida e análise de datos para os estudos 4 e 5. A FDS proporcionou supervisión estatística para o estudo 1 e orientación para os outros estudos. Todos os autores achegaron información, leron e revisaron o manuscrito antes da presentación. SWK e os outros autores aprobaron o borrador final do manuscrito.
Conflito de intereses
Os autores non declararon posibles conflitos de interese con respecto á investigación, autoría e publicación deste artigo.
| Pantalla de pornografía breve (BPS) | data: | ||
| ID de identificación: | |||
| Instrucións: Nos últimos 6 meses, sucedeulle algunha destas situacións no que se refire ao seu uso de pornografía? | nin | ocasionalmente | Moi a miudo |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
Marcar. Unha puntuación de 4 ≥ considérase unha pantalla positiva para un posible uso problemático de pornografía. Foméntase un exame adicional para un posible uso problemático de pornografía.
1Entre os usuarios de pornografía do ano pasado, o 25% (20.6% das mulleres, 28.6% dos homes) obtivo catro ou máis no BPS (13.8% en xeral; 7.6% das mulleres; 20.2% dos homes).
2Entre os usuarios de pornografía do ano pasado, o 30.1% (11.6% das mulleres; 32.8% dos homes) obtivo catro ou máis (11.6% en xeral; 1.9% das mulleres; 10.1% dos homes).
Datos complementarios
Os datos complementarios deste artigo pódense atopar en liña en https://doi.org/10.1515/jba.2020.00038.
References
Ambos, B., Toth-Kiraly, I., Zsila, A., Griffiths, MD, Demetrovics, Z., & ruso, G. (2018). O desenvolvemento da escala de consumo de pornografía problemática (PPCS). The Journal of Sex Research, 55, 395-406.
marca, M., Antóns, S., Wegmann, E., & Potenza, MN (2019). Supostos teóricos sobre problemas de pornografía por incongruencia moral e mecanismos de uso adictivo ou compulsivo da pornografía: ¿son as dúas "condicións" tan teoricamente distintas como se suxire? Archives of Sexual Behavior, 48, 417-423.
Pero, B., Tóth-Király, I., Demetrovics, Z., & ruso, G. (2020). A versión curta da escala de consumo de pornografía problemática (PPCS-6): unha medida fiable e válida en poboacións en xeral e en busca de tratamento. The Journal of Sex Research, 1-11.
Pero, B., Toth-Király, I., ruso, G., Potenza, MN, & Demetrovics, Z. (2020) O uso de pornografía de alta frecuencia pode non ser sempre problemático. A revista de Medicina Sexual, 17(4), 793-811.
Pero, B., Tóth-Király, I., Potenza, MN, Griffiths, MD, ruso, G., & Demetrovics, Z. (2019). Revisando o papel da impulsividade e da compulsividade nos comportamentos sexuais problemáticos. The Journal of Sex Research, 56, 166-179.
Clark, LA, & Watson, D. (1995). Construír validez: cuestións básicas no desenvolvemento de escala obxectiva. Avaliación psicolóxica, 7, 309-319.
Coleman, E., Raymond, N., & McBean, A. (2003). Avaliación e tratamento do comportamento sexual compulsivo. Medicina de Minnesota, 86, 42-47.
Conway, JM, & Huffcutt, AI (2003). Unha revisión e avaliación de prácticas de análise de factores exploratorios na investigación organizativa. Métodos de investigación organizativa, 6, 147-168.
costello, AB, & Osborne, J. (2005). Mellores prácticas na análise de factores exploratorios: catro recomendacións para sacar o máximo proveito da súa análise. Avaliación práctica, investigación e avaliación, 10, 1-9.
Cidros, MA, Littlefield, AK, Coffey, S., & Karyadi, KA (2014). Exame dunha pequena versión en inglés da escala de comportamento impulsivo UPPS-P. Comportamentos adictivos, 39, 1372-1376.
Decker, SE, hoff, R., Martino, S., Labirinto, CM, Parque, CL, Porteiro, E., (2019). A desregulación emocional está asociada á ideación suicida en veteranos do 9-S? Arquivos de investigación do suicidio, 1-15. E-pub.
Dickenson, JA, Gleason, N., Coleman, E., & Mineiro, MH (2018). Prevalencia de sufrimento asociada a dificultades para controlar os impulsos, sentimentos e comportamentos sexuais nos Estados Unidos. JAMA Network Open, 1, e184468 – e184468.
Follas, M., Sescousse, G., Potenza, MN, Duda, A., Lew-Starowicz, M., Kopera, M., (2020). Diferenzas de volume de materia gris no control de impulsos e trastornos adictivos. Arquivo Psíquico.
Fernández, DP, & Griffiths, MD (2019). Instrumentos psicométricos para o uso problemático de pornografía: unha revisión sistemática. Avaliación e as profesións sanitarias, 1-71.
flora, DB, & Curran, PX (2004). Unha avaliación empírica de métodos alternativos de estimación para a análise de factores confirmatorios con datos ordinais. Métodos psicolóxicos, 9(4), 466-491.
Foa, EB, Huppert, JD, Leiberg, S., Langner, R., Kichic, R., Hajcak, G., (2002). O inventario obsesivo-compulsivo: desenvolvemento e validación dunha versión curta. Avaliación psicolóxica, 14, 485-496.
Gibbon, M., spitzer, RL, Williams, JB, Benjamin, LS, & primeiro, MB (1997). Entrevista clínica estruturada para trastornos da personalidade do eixo II DSM-IV (SCID-II). Son Psych Pub.
Gola, M., Kowalewska, E., Wordecha, M., Lew-Starowicz, M., Kraus, S., & Potenza, M. (2018). Achados da proba de campo de trastorno de comportamento sexual compulsivo polaco. En Comunicación presentada no Journal of Behavioral Addictions.
Gola, M., Lew-Starowicz, M., Follas, M., & Kowalewska, E. (2019). Comparación dos efectos do tratamento farmacolóxico e psicolóxico da CSBD. Xornal de adiccións condutuais, 8, 65.
Gola, M., Lewczuk, K., & Skorko, M. (2016). O que importa: cantidade ou calidade do uso de pornografía? Factores psicolóxicos e de comportamento para buscar tratamento para uso problemático de pornografía. A revista de Medicina Sexual, 13, 815-824.
Gola, M., & Potenza, MN (2018). A proba do pudín está na cata: son necesarios datos para probar modelos e hipóteses relacionados con comportamentos sexuais compulsivos. Archives of Sexual Behavior, 47, 1323-1325.
Gola, M., Wordecha, M., Sescousse, G., Lew-Starowicz, M., Kossowski, B., Wypych, M., (2017a). A pornografía pode ser adictiva? Un estudo fMRI en homes que buscan tratamento para uso problemático de pornografía. Neuropsicopharmacoloxía, 42, 2021-2031.
Gola, M., Skorko, M., Kowalewska, E., Kołodziej, A., Sikora, M., Wodyk, M., (2017b). Adaptación polaca da proba de detección de adicción sexual - revisada (SAST-PL-M). Psiquiatría polaca, 51(1), 95-115. https://doi.org/10.12740/PP/OnlineFirst/61414.
Conceda, JE, Falcón, M., Fineberg, N / A, fontenelle, LF, Matsunaga, H., Veleira, D., (2014). Trastornos de control de impulso e "adiccións de comportamento" no ICD-11. Psiquiatría mundial, 13, 125.
Grubbs, JB, & Gola, M. (2019). ¿Está relacionado o uso da pornografía co funcionamento eréctil? Resultados das análises de curvas de crecemento transversais e latentes. A revista de Medicina Sexual, 16(1), 111-125.
Grubbs, JB, Conceda, JT, & Engelman, J. (2019a). Autoidentificación como adicto á pornografía: examinando os papeis do uso da pornografía, a relixiosidade e a incongruencia moral. Adicción e compulsividade sexual, 25, 269-292.
Grubbs, JB, Kraus, SW, & Perada, SL (2019b). Dependencia de pornografía declarada por si mesma nunha mostra representativa a nivel nacional: os roles de hábitos de uso, relixiosidade e incongruencia moral. Xornal de adiccións condutuais, 8, 88-93.
Grubbs, JB, Kraus, SW, Perada, SL, Lewczuk, K., & Gola, M. (2020). Incongruencia moral e comportamento sexual compulsivo: resultados de interaccións transversais e análises de curvas de crecemento paralelas. Xornal de Psicoloxía Anormal, 129, 266-278.
Grubbs, JB, & Perada, SL (2019). Incongruencia moral e uso de pornografía: unha revisión e integración crítica. The Journal of Sex Research, 56, 29-37.
Grubbs, JB, Perada, SL, Wilt, JA, & Reid, RC (2019c). Problemas de pornografía por incongruencia moral: modelo integrador cunha revisión sistemática e metaanálise. Archives of Sexual Behavior, 48, 397-415.
Grubbs, JB, Sesións, J., Carpinteiro de rodas, DM, & Persoas, F. (2010). O inventario de uso da ciberpornografía: o desenvolvemento dun novo instrumento de avaliación. Adicción e compulsividade sexual, 17, 106-126.
Grubbs, JB, Persoas, F., Exline, JJ, & Pargamento, KI (2015). Uso de pornografía en Internet: adicción percibida, angustia psicolóxica e validación dunha medida breve. Revista de Terapia Marcial Sexual, 41, 83-106.
Grubbs, JB, Quente, B., Tosi, J., Santiago, AS, & Campbell, WK (2019d). Xustiza moral no discurso público: motivos de busca de estatus como un mecanismo explicativo potencial na predición de conflitos. PloS One, 14(10), e0223749.
Grubbs, JB, Wilt, JA, Exline, JJ, & Pargamento, KI (2018a). Predicir o uso de pornografía ao longo do tempo: importa a "dependencia" autoinformada? Comportamentos adictivos, 82, 57-64.
Grubbs, JB, Wilt, JA, Exline, JJ, Pargamento, KI, & Kraus, SW (2018b). Desaprobación moral e adicción percibida á pornografía en internet: un exame lonxitudinal. vicio, 113, 496-506.
Ola, P., Follas, M., Kowalewska, E., Lewczuk, K., & Gola, M. (2020). Proba de prevención de recaídas baseada na atención plena para o trastorno compulsivo do comportamento sexual. Arquivo Psíquico.
Santiago, LM, Actual, TQ, & Leskela, J. (2014). Comportamentos de risco e impulsividade entre veteranos con ou sen TEPT e TBI leve. Medicina Militar, 179, 357-363.
Kafka, MP (2010). Trastorno hipersexual: un diagnóstico proposto para DSM-V. Archives of Sexual Behavior, 39, 377-400.
Kinsey, AC, Pomeroy, WB, & Martin, CE (2003). Comportamento sexual no home humano. 1948. American Journal of Public Health, 93(6), 894-898. https://doi.org/10.2105/AJPH.93.6.894.
Cor, A., Fogel, Y., Reid, RC, & Potenza, MN (2013). ¿Deben clasificarse os trastornos hipersexuales como adicción? Adicción e compulsividade sexual, 20, 27-47.
Cor, A., Zilcha-Mano, S., Fogel, Si, Mikulincer, M., Reid, RC, & Potenza, MN (2014). Desenvolvemento psicométrico da escala de uso de pornografía problemática. Comportamentos adictivos, 39, 861-868.
Kowalewska, E., Kraus, SW, Lew-Starowicz, M., Gustavsson, K., & Gola, M. (2019). Que dimensións da sexualidade humana están relacionadas co trastorno compulsivo do comportamento sexual (CSBD)? Estuda usando un cuestionario de sexualidade multidimensional nunha mostra de homes polacos. A revista de Medicina Sexual, 16, 1264-1273.
Kraus, SW, Krueger, RB, Briken, P., primeiro, MB, Stein, DJ, Kaplan, MS, (2018). Trastorno de comportamento sexual compulsivo no ICD-11. Psiquiatría mundial, 17, 109-110.
Kraus, SW, Martino, S., & Potenza, MN (2016a). Características clínicas dos homes interesados en buscar tratamento para o uso de pornografía. Xornal de adiccións condutuais, 5, 169-178.
Kraus, SW, Martino, S., Potenza, MN, Parque, C., Merrel, JD, & hoff, RA (2017). Examinando o comportamento sexual compulsivo e a psicopatoloxía entre unha mostra de veteranos militares estadounidenses post-despregamento. Psicoloxía Militar, 29, 143-156.
Kraus, SW, Meshberg-Cohen, S., Martino, S., quinonas, LJ, & Potenza, MN (2015a). Tratamento do uso compulsivo de pornografía con naltrexona: un informe de caso. American Journal of Psychiatry, 172, 1260-1261.
Kraus, SW, Potenza, MN, Martino, S., & Conceda, JE (2015b). Examinando as propiedades psicométricas da escala obsesivo-compulsiva de Yale-Brown nunha mostra de usuarios de pornografía compulsiva. Compr Psiquiatría, 59, 117-122.
Kraus, S., & Rosenberg, H. (2014). O cuestionario de ansia de pornografía: propiedades psicométricas. Archives of Sexual Behavior, 43, 451-462.
Kraus, SW, & Sweeney, PX (2019). Acadar o obxectivo: Consideracións para o diagnóstico diferencial cando se trata de individuos para un uso problemático da pornografía. Archives of Sexual Behavior, 48, 431-435.
Kraus, SW, Voon, V., & Potenza, MN (2016b). Debe considerarse o comportamento sexual compulsivo como un adicción? vicio, 111, 2097-2106.
Señor, RRHH, & Flor, SB (1987). The South Oaks Gambling Screen (SOGS): un novo instrumento para a identificación de xogadores patolóxicos. Revista americana de psiquiatría, 144, 1184-1188.
Lewczuk, K., Szmyd, J., Skorko, M., & Gola, M. (2017). Tratamento que busca o uso problemático de pornografía entre as mulleres. Xornal de adiccións condutuais, 6, 445-456.
Litman, L., Robinson, J., & Abberbock, T. (2017). TurkPrime. com: Unha versátil plataforma de adquisición de datos de crowdsourcing para as ciencias do comportamento. Métodos de investigación de comportamento, 49(2), 433-442.
Lynam, D., Ferreiro, G., Whiteside, S., & Cidros, M. (2006). A UPPS-P: Avaliar cinco vías de personalidade cara ao comportamento impulsivo. West Lafayette.
Colleita, J., Potenza, MN, Fuxir, SD, hoff, RA, Parque, CL, & Kraus, SW (2019). Psicopatoloxía e hipersexualidade entre veteranos con e sen antecedentes de trastornos por consumo de alcol. American Journal on Addictions, 28, 398-404.
Estreito, NÓS, Clarke, DE, Kuramoto, SJ, Kraemer, HC, Cobre, DJ, Greiner, L., (2013). Ensaios de campo DSM-5 en Estados Unidos e Canadá, Parte III: desenvolvemento e probas de fiabilidade dunha avaliación transversal de síntomas para DSM-5. American Journal of Psychiatry, 170, 71-82.
Noor, SW, Rosser, BS, & Erickson, DJ (2014). Unha breve escala para medir o consumo problemático de medios sexualmente explícitos: propiedades psicométricas da escala de Consumo de Pornografía Compulsiva (CPC) entre homes que teñen relacións sexuais con homes. Adicción e compulsividade sexual, 21, 240-261.
Poprawa, R. (2014). Znaczenie impulsywności dla stopnia zaangażowania młodych mężczyzn w picie alkoholu. Alcoholismo e drogodependencia, 27, 31-54.
Reid, RC, Carpinteiro, BN, gancho, JN, Garos, S., Tripulación, JC, Gilliland, R., (2012). Informe de achados nun ensaio de campo DSM-5 por trastorno hipersexual. A revista de Medicina Sexual, 9, 2868-2877.
Reid, RC, Garos, S., & Carpinteiro, BN (2011a). Confiabilidade, validez e desenvolvemento psicométrico do inventario hipersexual de conduta nunha mostra ambulatoria de homes. Adicción e compulsividade sexual, 18, 30-51. https://doi.org/10.1080/10720162.2011.555709.
Reid, RC, Li, DS, Gilliland, R., Stein, JA, & Fong, T. (2011b). Fiabilidade, validez e desenvolvemento psicométrico do inventario de consumo de pornografía nunha mostra de homes hipersexuales. Revista de terapia sexual e matrimonial, 37, 359-385.
Rosenberg, H., & Kraus, S. (2014). A relación de "apego apaixonado" para a pornografía coa compulsividade sexual, a frecuencia de uso e o desexo de pornografía. Comportamentos adictivos, 39, 1012-1017.
Rosseel, Y. (2011). Lavaan: un paquete R para o modelado de ecuacións estruturais e máis versión 0.4-9 (BETA). Revista de software estatístico, 48(2), 1-36.
Saunders, JB, Aasland, OG, bebé, TF, De la Fuente, JR, & Conceda, M. (1993). Desenvolvemento da proba de identificación de trastornos por consumo de alcol (AUDIT): proxecto colaborativo da OMS para a detección precoz de persoas con consumo nocivo de alcohol ‐ II. vicio, 88, 791-804.
Scanavino, M. d. T., Ventuneac, A., barriga, CHN, Tavares, H., Amaral, MLSA d., Messina, B., (2013). Comportamento sexual e psicopatoloxía compulsiva entre os homes que buscan tratamentos en São Paulo, Brasil. Investigación en Psiquiatría, 209, 518-524.
Schneeweiss, H., & Mathes, H. (1995). Análise de factores e compoñentes principais. Revista de Análise Multivariada, 55, 105-124.
Scoglio, AA, Fuxir, SD, hoff, RA, Potenza, MN, Labirinto, CM, Parque, CL, (2017). Factores de risco específicos de xénero para a psicopatoloxía e o funcionamento reducido nunha mostra veterana post-9/11. Xornal de violencia interpersonal. E-Pub.
Ferreiro, PH, Potenza, MN, Labirinto, CM, McKee, SA, Parque, CL, & hoff, RA (2014). Comportamentos sexuais compulsivos entre veteranos militares masculinos: prevalencia e factores clínicos asociados. Xornal de adiccións condutuais, 3, 214-222.
Štulhofer, A., Bergeron, S., & Jurin, T. (2016a). O desexo sexual elevado é un risco para a relación e o benestar sexual das mulleres?. The Journal of Sex Research, 53, 882-891.
Štulhofer, A., Jurin, T., & Briken, P. (2016b). O desexo sexual elevado é unha faceta da hipersexualidade masculina? Resultados dun estudo en liña. Revista de terapia sexual e matrimonial, 42, 665-680.
Turbante, JL, Potenza, MN, hoff, RA, Martino, S., & Kraus, SW (2017). Trastornos psiquiátricos, ideación suicida e infeccións de transmisión sexual entre veteranos posteriores ao despregue que utilizan redes sociais dixitais para buscar parellas sexuais. Comportamentos adictivos, 66, 96-100.
Turbante, JL, Fuxir, SD, Potenza, MN, hoff, RA, & Kraus, SW (2020). Publicar en liña imaxes ou vídeos sexualmente explícitos está asociado á impulsividade e á hipersexualidade, pero non a medidas de psicopatoloxía nunha mostra de veteranos estadounidenses.. A revista de Medicina Sexual, 17, 163-167.
Wordecha, M., sauce, M., Kowalewska, E., Skorko, M., Łapiński, A., & Gola, M. (2018). As "pernas pornográficas" como característica clave dos homes que buscan tratamento para comportamentos sexuais compulsivos: valoración cualitativa e cuantitativa do diario 10 durante unha semana.. Xornal de adiccións condutuais, 7, 433-444.
Organización Mundial Heatlh (2018). ICD-11 para as estatísticas de mortalidade e morbilidade. Recuperado o 20 de marzo de 2020 desde: https://icd.who.int/browse11/l-m/en.
Wright, PX (2013). Homes e pornografía de Estados Unidos, 1973-2010: consumo, predictores, correlatos. The Journal of Sex Research, 50, 60-71.
;