Absztrakt
Háttér és célok
A problémás pornográf felhasználás (PPU) szűrése körüli jelenlegi hiányosságok orvoslására kezdetben kifejlesztettünk és teszteltünk egy hat tételből álló rövid pornográfiai képernyőt (BPS), amely az elmúlt hat hónapban kérdezett a PPU-ról.
Módszerek és résztvevők
Öt független mintát toboroztunk az Egyesült Államokból és Lengyelországból a BPS pszichometriai tulajdonságainak értékelésére. Az 1. tanulmányban 224 amerikai veterán mintájának felhasználásával értékeltük a faktorszerkezetet, a megbízhatóságot és az érvényességi elemeket. A BPS-ből az egyik elemet az 1. vizsgálatban kiesett az alacsony tétel-jóváhagyás miatt. A 2. és 3. tanulmányban tovább vizsgáltuk a BPS faktorszerkezetét, és két országos USA reprezentatív mintában értékeltük annak megbízhatóságát és érvényességét (N = 1,466, N = 1,063, ill. A 4. vizsgálatban megerősítettük a faktorszerkezetet, és értékeltük annak érvényességét és megbízhatóságát 703 lengyel felnőtt mintája segítségével. Az 5. tanulmányban kiszámítottuk a képernyő javasolt küszöbértékét, a kényszeres szexuális viselkedési rendellenesség (CSBD) kezelésére törekvő férfibeteg mintájának felhasználásával.
Eredmények
A főkomponens-elemzés és a megerősítő faktoranalízis eredménye egy egyfaktoros megoldást támogatott, amely magas belső konzisztenciát eredményezett (α = 0.89–0.90), és elemzi a konstrukció, a konvergens, a kritérium és az újonnan kifejlesztett képernyő megkülönböztető érvényességének további támogatott elemeit. A vevő működési jellemzői (ROC) görbe eredményei négy vagy annál magasabb határértéket javasoltak a lehetséges PPU kimutatásához.
Következtetések
Úgy tűnik, hogy a BPS pszichometrikusan megbízható, rövid és könnyen használható különféle körülmények között, és nagy a potenciálja a nemzetközi joghatóságok lakosságának felhasználására.
Bevezetés
Jelenleg jelentős vita folyik a klinikusok és kutatók között arról, hogyan lehet a legjobban osztályozni a túlzott / problémás elkötelezettséget a szexuális viselkedésben (Kraus, Voon és Potenza, 2016b), és a tudósok osztályozásokat javasoltak, beleértve a hiperszexuális rendellenességet (Kafka, 2010), impulzus-kontroll rendellenesség (Grant és munkatársai, 2014; Kraus és munkatársai, 2018), nem parafilikus kényszeres szexuális viselkedési rendellenesség (CSBD) (Coleman, Raymond és McBean, 2003) vagy viselkedési függőség (Kor, Fogel, Reid és Potenza, 2013). A problematikus pornográfia használata (PPU) csoportosítható más szexuális viselkedéssel, amely megfelel az ICD-11-ben meghatározott CSBD diagnosztikai kritériumainakKraus és munkatársai, 2018). A CSBD-t az intenzív, ismétlődő szexuális impulzusok vagy késztetések kontrolljának kudarcának tartós mintájaként írják le, amely hosszabb ideig (pl. 6 hónapig vagy annál hosszabb ideig) ismétlődő szexuális magatartást eredményez, amely jelentős szorongást vagy károsodást okoz a társadalmi, foglalkozási vagy egyéb fontos működési területei (Kraus és munkatársai, 2018; Egészségügyi Világszervezet, 2018). A jelenlegi tanulmány egy újonnan kifejlesztett önjelentési képernyő pszichometriai tulajdonságait értékelte, amelynek célja a nem valószínű klinikai és klinikai felnőttekből álló öt minta valószínű PPU-jának felmérése volt.
A CSBD előfordulási becslései a klinikai és a nem klinikai populációk körében továbbra is megfoghatatlanok (Gola & Potenza, 2018; Kraus, Voon és mtsai, 2016b). Egy nemrégiben végzett, 2,325 amerikai felnőtt bevonásával végzett kutatás azt mutatta, hogy a reprezentatív minta 8.6% -a (a nők 7.0% -a és a férfiak 10.3% -a) jóváhagyta a szexuális érzések, késztetések és magatartás szabályozásával kapcsolatos aggodalmak klinikailag releváns mértékű szorongását és / vagy károsodását (Dickenson, Gleason, Coleman és Miner, 2018). A pornográfia használatára jellemzően a 2,075 internetfelhasználót tartalmazó, USA-ban országosan reprezentatív mintából származó adatok azt találták, hogy körülbelül a fele (n = 1,056) a pornográfia elmúlt évi használatáról számoltak be, a férfiak 11% -a és a nők 3% -a jelentette „pornográfia függőségének érzését” (Grubbs, Kraus és Perry, 2019b). Az amerikai katonai veteránoktól gyűjtött előzetes bizonyítékok a kényszeres szexuális magatartás megnövekedett arányára utalnak (Smith és munkatársai, 2014); tanulmányok azonban általában nem vizsgálták a PPU-t az amerikai veteránok körében, ezt a csoportot magas klinikai kísérő betegségek és impulzivitás jellemezte (James, Strom és Leskela, 2014).
Továbbá, a CSBD miatt kezelést kérő személyek közül a legtöbb (> 80%) a pornográfia használatával kapcsolatos problémákat jelent (Gola és munkatársai, 2018; Kraus, Potenza, Martino és Grant, 2015b; Reid és munkatársai, 2012; Scanavino és mtsai., 2013). Ezeknek az egyéneknek a PPU-ját gyakran jellemzi a vágy, az önkontroll csökkenése, a működés károsodása és a pornográfia használata a szorongás vagy a diszforikus hangulat kezelésére (Kraus, Martino és Potenza, 2016a; Wordecha és munkatársai, 2018). A PPU-kezelés és más szexuális magatartások kezelését kérő személyek gyakran jelentenek pszichiátriai problémákat, beleértve a depressziót, szorongást és szerhasználati rendellenességeketKraus, Potenza és mtsai, 2015b).
A PPU azonosításához több önjelentési skálát dolgoztak ki és teszteltek, ideértve a Problematikus Pornográfiai Használat Skálát (PPUS) (Kor és munkatársai, 2014), A kényszeres pornográfia-fogyasztási skála (CPC) (Noor, Rosser és Erickson, 2014), A kiber pornográfia használatának nyilvántartása (CPUI / CPUI-9) (Grubbs, Sessoms, Wheeler és Volk, 2010; Grubbs, Volk, Exline és Pargament, 2015), Pornográfia-fogyasztási jegyzék (PCI) (Reid, Li, Gilliland, Stein és Fong, 2011b), Pornográfiai vágyakozás kérdőív (PCQ) (Kraus & Rosenberg, 2014) és a problémás pornográfiai fogyasztási skála (PPCS) (Bothe és munkatársai, 2018) és a problematikus pornográfia-fogyasztási skála (PPCS-6) (Bőthe, Tóth-Király, Demetrovics, & Orosz, 2020). Bár mindegyiknek vannak erősségei, ezeknek az önbevallási kérdőíveknek sokaknak vannak korlátai, és gyakran nem kerültek szigorú pszichometriai teszt alá (lásd: Fernandez & Griffiths, 2019 pornográfiai intézkedések megvitatásához Például jellemzően nem klinikai, kényelmi mintákon dolgozták ki és tesztelték a nyugati országokban, gyakran hiányoznak az egységes elméleti vagy diagnosztikai keretek, több és eltérő tünettartomány felmérésére szolgálnak, és nincsenek javasolt klinikai küszöbértékeik a meghatározáshoz. akiket tovább kell értékelnie a mentálhigiénés szakembereknek. Bár ezek a problémák önmagukban aggályosak, a CSBD diagnosztikai felismerésének fényében még inkább aggódnak. 2019 júniusában a CSBD-t hivatalosan felvették az ICD-11-be (Egészségügyi Világszervezet, 2018) és a PPU magas előfordulása miatt rövid, robusztus és pszichometrikus szempontból megfelelő szűrőeszközök fejlesztésére van szükség a PPU számára a területen tapasztalható hiányosságok orvoslásához.
Jelen tanulmány célja
A fent leírt korlátozások fényében a jelen munka egy rövid szűrővizsgálati eszköz, a Brief Pornography Screen (Brief Pornography Screen) kidolgozását írja le a PPU azonosítására öt független vizsgálatban. Az 1. tanulmányban megvizsgáltuk 283 amerikai katonai veterán értékelését a javasolt tételek tekintetében, elvégeztük a fő összetevők elemzését, és értékeltük a BPS belső megbízhatóságát és érvényességét. A 2. tanulmányban a Qualtrics Survey Software által biztosított Omnibus szolgáltatást alkalmaztuk 2,075 amerikai felnőtt felvételére, az Egyesült Államok reprezentatív normáihoz igazodva, hogy megerősítsük a képernyő egyfaktoros felépítését, felmérjük annak belső megbízhatóságát és megvizsgáljuk a BPS és a pszichopatológia intézkedései. A 3. tanulmányban a Turkprime panel szolgáltatást alkalmaztuk, hogy újraértékeljük 1,063 amerikai felnőtt BPS faktorszerkezetét, amely ismét reprezentatív normákhoz igazodott, és megvizsgáltuk a korrelációkat a pszichopatológia mértékeivel. A 4. tanulmányban 703 közösségi alapú lengyel felnőttet vettünk fel, hogy megerősítsék a faktor szerkezetét egy nem amerikai mintában, és értékeljék a belső konzisztenciát és érvényességet. Az 5. mintában megvizsgáltuk 105 lengyel férfi beteg klinikai jellemzőit, akik PPU-kezelésre törekedtek, hogy megállapítsák az ajánlott klinikai határértéket. Az összes tanulmányhoz történő felvételt a Kiegészítő anyagok.
Statisztikai elemzések az 1–5
Az 1. és 4. tanulmányban az SPSS-19-et használtuk leíró statisztikákhoz, khi-négyzetekhez, főkomponens-elemzéshez, Pearson-termék-pillanat korrelációkhoz, ANCOVA-khoz és független adatokhoz. t-tests.
A 2. és 3. vizsgálatban CFA-modelljeinket a lavaan (Rosseel, 2011) csomag R-hez, átlósan súlyozott legkisebb négyzetbecslés alkalmazásával, amely nem feltételezi a maradványok normalitását vagy homoszedaszticitását, és előnyösebb a rendes adatoknál (Flora & Curran, 2004). Az 5. vizsgálathoz az SPSS-19-et használtuk a vevő működési jellemzőinek (ROC) görbe elemzésének elvégzésére.
1 tanulmány
Módszer
Eljárás és résztvevők
Az 1. vizsgálatot a visszatérő veteránok tapasztalatainak felmérése (SERV) projekt adataival végezték, amely katonai veteránokat toborzott az Egyesült Államokban (Kraus és munkatársai, 2017; Smith és munkatársai, 2014). A résztvevők toborzásához és a SERV projekt lebonyolításához alkalmazott általános eljárásokat máshol írták le (Kraus és munkatársai, 2017). A tanulmány alkalmassági követelményei a következők voltak: (a) elválasztva (elbocsátva) az amerikai hadseregtől; b) Irak, Afganisztán vagy a környező korszakok veteránja; c) legalább 18 éves; d) angolul beszélő; e) az Egyesült Államokban élnek. Az adatállomány részeit korábban a következő cikkekben (Decker és mtsai, 2019; Moisson és mtsai, 2019; Scoglio és mtsai, 2017; Turban, Potenza, Hoff, Martino és Kraus, 2017, Turban, Shirk, Potenza, Hoff és Kraus, 2020), de egyik tanulmány sem a BPS felépítésére vagy érvényességére összpontosított.
Minta jellemzői
A megkérdezett 283 résztvevő közül a legtöbb férfi (70.6%, n = 197), átlagéletkoruk 35.1 (SD = 9.2) év. A minta jellemzői a Kiegészítő táblázat 1.
intézkedések
Az első szerző kifejlesztette a BPS kezdeti hat elemét, amely az amerikai veterán mintákban a PPU lehetséges mérőszáma volt. Ezek a tételek eredetileg akkor keletkeztek, amikor az első szerző pszichológiai posztdoktori ösztöndíjat végzett. Az elemeket a betegekkel folytatott klinikai interakciók és a PPU klinikai összefüggéseit vizsgáló korábbi tanulmányok folytatása alapján állították elő (lásd Kraus, Martino és mtsai, 2016a; Kraus & Rosenberg, 2014). Ezután a javasolt elemeket két másik csoporttag megvizsgálta, mielőtt megvizsgálta volna az 1. tanulmányban.
Az 1. vizsgálatban a résztvevők megkapták a BPS-t, amelyet arra terveztek, hogy azonosítsa azokat a személyeket, akik problémákat jelentenek a pornográfia használatának kezelésében. A kezdeti skála hat tételből állt. A résztvevőket megkérdezték: "Az elmúlt 6 hónapban előfordult-e veled ilyen helyzet a pornográfia használatával kapcsolatban?" Az elemre adott válaszok 0 (soha), 1 (alkalmanként) és 2 (nagyon gyakran), 0 és 12 közötti pontszámmal. Táblázat 1 a BPS pontos megfogalmazásához.
Táblázat 1.1. tanulmány: A Brief Pornography Screen (BPS) hat elemének megegyezésének gyakorisága az amerikai veteránok között (N = 222)
| tételek | Soha (%) | Néha (%) | Nagyon gyakran (%) | M (SD) | Komponens mátrix |
| A pornográfiát többet használja, mint szeretné. | 60.5 | 29.6 | 9.9 | 1.49 (0.67) | 0.80 ∗ |
| Megpróbálta „visszavágni” vagy abbahagyni a pornográfia használatát, de nem járt sikerrel. | 73.5 | 18.8 | 7.2 | 1.33 (0.61) | 0.82 ∗ |
| Nehezen tudsz ellenállni a pornográfia használatának erőteljes késztetésének. | 61.9 | 28.7 | 9.0 | 1.47 (0.66) | 0.84 ∗ |
| Rájössz, hogy pornográfiát használ az erős érzelmek (pl. Szomorúság, harag, magány stb.) Kezelésére. | 68.6 | 20.2 | 10.8 | 1.42 (0.68) | 0.73 ∗ |
| Továbbra is használja a pornográfiát, bár bűnösnek érzi magát emiatt. | 61.4 | 25.6 | 12.6 | 1.51 (0.71) | 0.76 ∗ |
| Az emberek aggodalmukat fejezték ki a pornográfia használata miatt. | 90.6 | 5.8 | 3.1 | 1.12 (0.41) | 0.49 |
Megjegyzések. A félkövér betűvel jelölt alkatrészek nagyobb terheléseket jeleznek az adott alkatrészen. Két résztvevő hiányzó adatai.
1. komponens = 3.75; A variancia százaléka = 62.5%.
*A félkövér elemek megmaradtak a végleges változatban.
M = átlag; SD = szórás.
Felhasználtuk a szexuális magatartás és a pornográfia történetét is (Rosenberg & Kraus, 2014) a résztvevők szexuális történetének és pornográfiájának felhasználási jellemzőinek felmérésére, a PCQ (Kraus & Rosenberg, 2014) a pornográfia iránti vágy felmérésére (α = 0.83), és a PPUS (Kor és munkatársai, 2014) a PPU-hoz kapcsolódó jellemzők felmérésére (α = 0.83). Az UPPS-P impulzív viselkedési skála (Cyders, Littlefield, Coffey és Karyadi, 2014; Lynam, Smith, Whiteside és Cyders, 2006) egy 45 tételes kérdőív, amely az általános impulzivitást (α = 0.80) és premeditáció (hiánya) (α = 0.84), negatív sürgősség (α = 0.81), pozitív sürgősség (α = 0.81), Szenzációkereső (α = 0.84), és a kitartás (hiánya) komponensek (α = 0.83), és a hiperszexuális viselkedési jegyzék (HBI) (Reid, Garos és Asztalos, 2011a) a hiperszexualitás jellemzőinek mérésére (α = 0.82). Egy további kérdés megvizsgálta a veteránok érdeklődését a kezelés iránt bizonyos CSBD viselkedés (ek) miatt (pl. Kényszeres pornográfia, alkalmi / anonim szex stb.).
Etika
A Veteránügyi Minisztérium intézményi felülvizsgálati testülete jóváhagyta a tanulmányt. Minden résztvevő tájékoztatással ellátott írásbeli beleegyezését adta a vizsgálatban való részvétel előtt.
Eredmények
A pornográfia használata és szexuális gyakorlatok a veteránok körében
Huszonegy százalék (n = 59) résztvevő arról számolt be, hogy soha nem nézett pornográfiát. Körülbelül 51% (n = 42) nő jelezte, hogy soha nem alkalmazott pornográfiát, szemben a férfiak 8.6% -ával (n = 17), χ2 (5) = 96.15, P <0.001, Cramer V = 0.59. Mivel a jelenlegi tanulmány a BPS pszichometriai értékelésére összpontosított a PPU értékelése érdekében, eltávolítottuk ezeket az 59 pornográf nem használókat a vizsgálatból, így 220 személyt hagytunk későbbi elemzésekre.
A rövid pornográfia képernyő (BPS) elemcsökkentése és faktorstruktúrája
Először az elemcsökkentést úgy hajtottuk végre, hogy megvizsgáltuk a kezdeti hat elem tételösszeg összefüggéseit (Táblázat 1). Minden elem mérsékelten korrelált (rs = 0.31–0.70, P <0.001), ami arra utal, hogy ezen az alapon egyiket sem lehet megszüntetni. Másodszor megvizsgáltuk a BPS hat elemének mindegyik megállapodási szintre vonatkozó gyakoriságszámát, hogy azonosítsunk minden olyan elemet, amely „kiegyensúlyozatlan” volt (Clark és Watson, 1995). E döntési szabály alkalmazásával egy tétel („Az emberek aggodalmukat fejezték ki”) alkalmas volt a megszüntetésre; azonban mind a hat elemet főkomponens-elemzésnek vetettük alá (forgatás nélkül) további elemcsökkentési célokra.
A főkomponens-elemzést (PCA) gyakran használják a méretarány-fejlesztés elemcsökkentésére, és a PCA és a feltáró tényező-elemzés (EFA) gyakran hasonló eredményeket hoz (Schneeweiss és Mathes, 1995). A BPS (eredetileg 6 tétel) egyszerűsége és egyetlen mögöttes tényezője miatt az volt a célunk, hogy egyszerűen csökkentsük a tételek számát, miközben az eredeti variancia lehető legnagyobb részét megtartjuk (Conway és Huffcutt, 2003). Ha azonban a BPS több tényezőt is tartalmazott volna, és érdekelt volna a tényezők közötti kapcsolat, akkor figyelembe vették volna az EFA vagy a strukturális egyenlet modellezését (SEM). Az alábbiakban a PCA eredményeiről számolunk be.
Az eredmények csak egy komponenst eredményeztek, amelynek sajátértéke 3.75 volt, ami a teljes variancia 62.5% -át tette ki (Táblázat 1). Csak a korábban azonosított kiegyensúlyozatlan elemnél nem volt magas a terhelés (≥0.50) és a kommunalitás (> 0.40); ennek a döntési szabálynak a használatával (Costello & Osborne, 2005), az elemet elejtették. Az öt megmaradt tételnek magas volt a belső konzisztencia-együtthatója (α = 0.89), az összetett megbízhatóság (0.92) és a mérsékelt átlagos tételközi korreláció (r = 0.62), támogatva a BPS egydimenziósságát (Clark és Watson, 1995).
A BPS felépítése, konvergenciája, kritériuma és megkülönböztető érvényessége
A konstrukció érvényességének egyik elemének értékeléséhez először megvizsgáltuk, hogy a BPS-pontszámok a nézett pornográfia mennyiségének függvényében változtak-e, a nemhez igazodva. Az ANCOVA eredményei a pornográf használat gyakoriságának jelentős fő hatását jelezték, F (3, 216) = 14.32, P <0.001, részleges η2 = 0.12. Post-hoc összehasonlításokkal (Bonferroni-korrigált) azt találtuk, hogy a napi pornográfiai felhasználók (M = 4.39, SD = 2.10, SE = 0.48) szignifikánsan magasabb BPS pontszámmal rendelkezett, mint a heti felhasználóknál (M = 2.53, SD = 0.73, SE = 0.29), akik viszont magasabb BPS pontszámmal rendelkeztek, mint a havi felhasználók (M = 1.45, SD = 0.36, SE = 0.25). Kiszámítottuk a Pearson Product-moment összefüggéseket is a vizsgálati változók közötti kapcsolatok értékeléséhez, és a konvergens érvényesség alátámasztására pozitív és robusztus korrelációt találtunk a PPUS és a BPS pontszámok között (lásd: Táblázat 2 nem szerinti kétváltozós összefüggésekre). A kritérium érvényességének alátámasztására pozitív, de mérsékelt összefüggéseket találtunk a BPS, HBI és PCQ pontszámok között. A diszkriminancia érvényességének alátámasztására a BPS nagyrészt nem volt összefüggésben az impulzivitással, bár a férfiak és nem a nők esetében a negatív és a pozitív sürgősség pozitívan, bár gyengén, de összefüggött a BPS pontszámokkal.
Táblázat 2.1. tanulmány: Az amerikai veteránok számára érdekes tanulmányváltozók összefüggései, átlagai és szórásai
| Változó | Rövid pornográfia képernyő | Választék | |||
| Nők (n = 40) | Férfiak (n = 180) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| Rövid pornográfia képernyő | - | 0.80 (1.73) | - | 2.55 (2.87) | 0-10 |
| Pornográfia vágyakozó kérdőív | 0.32 ∗ | 2.03 (0.95) | 0.45 ∗∗ | 2.95 (1.34) | 1-7 |
| Problémás pornográfia Scale használata | 0.77 ∗∗ | 1.27 (0.50) | 0.75 ∗∗ | 1.92 (0.98) | 1-5.7 |
| Hypersexual viselkedési leltár | 0.66 ∗∗ | 27.1 (9.0) | 0.60 ∗∗ | 34.8 (15.4) | 18-95 |
| UPPS-P negatív sürgősség | 0.29 | 2.27 (0.51) | 0.30 ∗∗ | 2.36 (0.52) | 1.3-3.9 |
| UPPS-P A premeditáció hiánya | 0.11 | 2.07 (0.44) | -0.03 | 2.08 (0.40) | 1.2-3.3 |
| UPPS-P Kitartás hiánya | 0.18 | 1.79 (0.42) | 0.11 | 1.94 (0.48) | 1.0-3.4 |
| UPPS-P Szenzációkeresés | -0.02 | 2.61 (0.48) | 0.05 | 2.87 (0.37) | 1.2-4.0 |
| UPPS-P pozitív sürgősség | 0.22 | 1.94 (0.44) | 0.22 ∗∗ | 2.23 (0.48) | 1.1-3.6 |
Megjegyzések. ∗P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = átlag; SD = szórás.
Szexuális viselkedés kezelése
A megkérdezett 220 veterán közül a pornográfia megtekintésével kapcsolatban (lásd Kiegészítő táblázat 1), kilenc jelezte, hogy érdekli őket a PPU kezelése. Minden egyén férfi volt (9 férfiból 180, 5%). A maradék öt elem BPS átlagpontszáma a kilenc férfi esetében 6.67 (SD = 2.95). Valamennyi későbbi vizsgálat (2–5) az öt tételes BPS-t használta elemzéseihez, mivel az 1. vizsgálat után végezték őket.
2 tanulmány1
Módszer
Eljárások és résztvevők
A Qualtrics Survey Software által biztosított Omnibus szolgáltatást felhasználva felvettünk egy amerikai országos képviseletet (nem valószínűségi minta a 2010. évi népszámlálási normák alapján, kor, nem, faj, etnikai hovatartozás, jövedelem és az Egyesült Államok népszámlálási régiója számára) egy felnőttek keresztmetszeti vizsgálatához. (N = 2,075; 51% nő [n = 1,059], 49% férfi [n = 1,016]; Mkor = 44.8, SD = 16.7).
Ennek az adatkészletnek a részeit a következő cikkek másutt írták le, de egyik tanulmány sem a BPS szerkezetére vagy érvényességére összpontosított (lásd: Grubbs, Kraus és mtsai, 2019b; Grubbs, Kraus, Perry, Lewczuk és Gola, 2020).
intézkedések
Az elemzések azokra a felnőttekre korlátozódtak, akik elismerik a pornográfia megtekintését az elmúlt évben (N = 1,058, férfiak 66% -a). A pornográfia használatát három elemzés alapján értékelték. Konkrétan megkérdeztük a résztvevőket, hogy az elmúlt évben milyen gyakran nézték szándékosan a pornográfiát egyedül. Megkérdeztük a résztvevőket arról is, hogy az elmúlt évben milyen gyakran maszturbáltak a pornográfia felé. Mindkét kérdésre a válaszok 1-től (egyáltalán nem) 8-ba (naponta egyszer vagy többször). Egyetlen tétel arra kérte a résztvevőket, hogy percek alatt számolják be, mennyi időt töltöttek naponta átlagosan pornográfia megtekintésével.
A mintára specifikusan és a BPS mellett a pszichés distresszt is felmértük három depresszióval és két szorongással kapcsolatos elem bevonásával a DSM-5 Cross-Cutting Symptom Measure-jéből (Narrow és mtsai, 2013). Három CPUI-9 elemet kezeltünk (Grubbs és munkatársai, 2015) a pornográfia használatával kapcsolatos konkrét válaszok vagy vélekedések értékelésére. Minden elemet 1-es skálán pontoztak (egyáltalán nem értek egyet) 7-ba (nagyon egyetértek). Ezeket az arcra érvényes elemeket a CPUI-9 alskálákból vettük: Észlelt kompulzivitás (pl. „Úgy gondolom, hogy pornográfia rabja vagyok”), Hozzáférési erőfeszítések (pl. „Elhalasztottam a pornográfia megtekintéséhez szükséges dolgokat”) és érzelmi szorongás (pl. „depressziósnak érzem magam a pornográfia megtekintése után”). Mindhárom elem érdemben kapcsolódik a pornográfia használatához (Grubbs, Wilt, Exline és Pargament, 2018a; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament és Kraus, 2018b).
Etika
A Bowling Green State University tanszékének intézményi felülvizsgálati tanácsa mentesítettként jóváhagyta a 2. tanulmányt. Minden résztvevő elektronikus tájékoztatáson alapuló beleegyezését adta a vizsgálatban való részvétel előtt.
Eredmények
Megerősítő tényező-elemzést (CFA) végeztünk átlósan súlyozott legkisebb négyzetek (DWLS) becsléssel, robusztus szórásokkal, mivel a DWLS-becslés nem feltételezi a maradványok normalitását vagy homoszedaszticitását, és előnyösebb a rendes adatoknál (Flora & Curran, 2004). Ez az elemzés kitűnő BPS-t mutatott be egydimenziós faktorszerkezethez (Robusztus χ2 (5) = 3.06, P = 0.69; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA <0.001, SRMR = 0.01). Az átlagos BPS pontszám alacsony volt (M = 1.56, SD = 2.53), és a belső megbízhatóság elemzése magas belső konzisztenciát mutatott (α = 0.90). A férfiak magasabb BPS pontszámot értek el (M = 2.24, SD = 2.81), mint a nőknél (M = 1.70, SD = 2.60); t (2, 1,056) = 3.05, P <0.001, Cohené d = 0.20).
A BPS pontszámok pozitívan társultak a várt irányú többszörös mérésekhez. A BPS pontszámok pozitívan kapcsolódtak a „pornográfia rabja vagyok” (r = 0.620, P <0.001), „depressziósnak érzem magam a pornográfia megtekintése után” (r = 0.47, P <0.001), és „elhalasztottam a pornográfia megtekintéséhez szükséges tennivalókat” (r = 0.59, P <0.001). A BPS-pontszámok pozitívan kapcsolódtak a pornográf nézés gyakoriságához az elmúlt évben (r = 0.39, P <0.001), maszturbálva a pornográfiára az elmúlt évben (r = 0.40, P <0.001), a pornográfia megtekintésével töltött napi átlagos percek (r = 0.23, P <0.001), és a pszichés szorongás általános érzései (r = 0.34, P <0.001).
3 tanulmány2
Módszer
Eljárások és résztvevők
470 internetet használó, az elmúlt év pornográfiáját használó felnőtt adatait elemezték egy nagyobb, 1,063 amerikai felnőttből álló mintából, amely az USA nemzeti reprezentatív normáinak egyezéséhez igazodott az USA 2010-es országos reprezentatív normáihoz (az amerikai népszámlálási adatok alapján) az életkor, a nem, az etnikum, verseny, az amerikai népszámlálási régió és a jövedelem. Ezt a nem valószínűségi mintát a Turkprime panel szolgáltatása toborozta és kompenzálta (Litman, Robinson és Abberbock, 2017).
Ennek az adatkészletnek a részeit korábban a következő cikkekben (Grubbs és munkatársai, 2020; Grubbs & Gola, 2019; Grubbs, Grant; Engelman, 2019a; Grubbs, Warmke, Tosi, James és Campbell, 2019d); azonban egyik tanulmány sem foglalkozott a BPS felépítésével vagy érvényességével.
intézkedések
A 2. vizsgálattal összhangban az elemzéseket azokra korlátoztuk, akik pornográf használatról számoltak be az elmúlt évben (N = 470; Mkor = 44.9; SD = 15.9; 72% férfi). A pornográfia használatának viselkedését a 2. tanulmányhoz hasonlóan értékelték a BPS-szel és a magányos pornográfia használatának gyakoriságával, a pornográfia maszturbációjának gyakoriságával és a pornográfia átlagos napi használatával percekben. Az általános distresszt ugyanazon a DSM-5 keresztmetszeti méréssel mértük, amelyet a 2. tanulmány ismertet.α = 0.91; Grubbs és munkatársai, 2010; Grubbs és munkatársai, 2015) és az észlelt kompulzivitást értékelő alkategóriái (α = 0.93), érzelmi szorongás (α = 0.92) és a hozzáférési erőfeszítések (α = 0.87).
Etika
A Bowling Green State University tanszékének intézményi felülvizsgálati tanácsa mentesítettként jóváhagyta a 3. tanulmányt. Minden résztvevő elektronikus tájékoztatáson alapuló beleegyezését adta a vizsgálatban való részvétel előtt.
Eredmények
A robusztus DWLS becslést alkalmazó CFA kiváló BPS illeszkedést mutatott az egydimenzióssághoz (χ2 (5) = 8.64, P = 0.12; CFI = 0.99, TLI = 0.98, RMSEA = 0.03, SRMR = 0.02). Az átlagos BPS pontszám alacsony volt (M = 1.92, SD = 2.69), és a belső megbízhatóság magas volt (α = 0.91). Férfiak (M = 2.25, SD = 2.75) magasabb pontszámot ért el, mint a nők (M = 1.12, SD = 2.39; t [1,48] = 4.04, P <0.001, Cohené d = 0.40).
A BPS pontszámok korreláltak a teljes CPUI-9 pontszámával (r = 0.72, P <0.001) és az érzékelt kompulzivitás (r = 0.75, P <0.001), hozzáférési erőfeszítések (r = 0.64, P <0.001) és az érzelmi szorongás (r = 0.47, P <0.001) alskálák. A BPS-pontszámok pozitívan kapcsolódtak a pornográfia használatának gyakoriságához az elmúlt évben (r = 0.47, P <0.001), a maszturbáció és a pornográfia gyakorisága az elmúlt évben (r = 0.43, P <0.001), a pornográfia átlagos napi használata percekben (r = 0.33, P <0.001), és az általános szorongás érzése (r = 0.33, P <0.001).
4 tanulmány
Módszer
Eljárás és résztvevők
A minta (Kiegészítő táblázat 4) 703 lengyel felnőttből (512 nő, 72.8%), 18–54 éves (M = 26.04, SD = 6.07). Ennek az adatkészletnek egy részhalmaza (191 férfi) az itt leírt adatkészletből származik Kowalewska, Kraus, Lew-Starowicz, Gustavsson és Gola (2019).
Az összes felnőttet a lengyel lakosságból toborozták egy webalapú hirdetés útján a gumtree.pl (a Craigslist lengyel változata) és a hiperseksualnosc.pl (a kutatócsoport honlapja) weboldalon. Az online felmérést kitöltő és e-mail címüket elhagyó résztvevők elnyerhették az alábbi díjak egyikét, öt könyvesbolt utalványt 30, 15 vagy 5 USD értékben, valamint 30 jegyet moziba. Az összes e-mail címet külön adatbázisban tárolták, és nem társították a kérdőív adataival az anonimitás biztosítása érdekében.
intézkedések
A BPS használata mellett az impulzivitást az UPPS-P lengyel adaptációjának felhasználásával (Poprawa, 2014). Az obszesszív-kényszeres tulajdonságokat az Obszesszív Kényszer Leltár - átdolgozott (OCI-R)Foa és munkatársai, 2002; a fordítás részletei; Gola és munkatársai, 2017a) és a Szexuális függőség szűrővizsgálat - felülvizsgált (SAST-R) (Gola és munkatársai, 2017a) (1) szexuális elfoglaltság, (2) befolyásolás, (3) szexuális viselkedésből fakadó kapcsolatzavar és (4) a szexuális viselkedés feletti kontroll elvesztésének érzése (SAST-R összesen) α = 0.80).
Etika
Valamennyi eljárást a Lengyel Tudományos Akadémia Pszichológiai Intézetének Etikai Bizottsága hagyta jóvá. Minden résztvevőt tájékoztattak írásos beleegyezésükről a vizsgálatban való részvétel előtt.
Eredmények
A lengyel adaptációjú BPS pszichometriai tulajdonságai
A Robust DWLS becsléssel végzett további CFA kiválóan illeszkedik az egyfaktoros megoldáshoz (Robust χ2 (5) = 2.12, P = 0.83; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA = 0.00, SRMR = 0.02). A korábbi tanulmányokhoz hasonlóan a BPS lengyel adaptációja magas belső konzisztenciával (α = 0.89) és mérsékelt átlagos tételközi korreláció (r = 0.62). Mind a belső konzisztencia, mind az átlagos tételközi összefüggés magasabb volt a férfiaknál (α = 0.88; r = 0.61), mint a nőstények (α = 0.85; r = 0.54).
Ábrán látható Táblázat 3, a teljes minta esetében az átlagos BPS pontszám 1.92 (SD = 2.65). Férfiak (M = 3.56, SD = 3.11) magasabb volt a BPS pontszáma a nőkhöz képest (M = 1.12, SD = 1.92), t (701) = 10.12, P <0.001, Cohené d = 0.76). A pornográfia megtekintésével töltött percek száma gyengén korrelált a BPS-pontszámokkal, de csak a férfiak esetében. A kritérium érvényességének alátámasztására a BPS pontszámok pozitívan korreláltak a tünetek súlyosságával, amelyet a SAST-R mért. A diszkriminancia érvényességének alátámasztására és az 1. vizsgálathoz hasonlóan nem találtunk összefüggést a BPS pontszámok és az UPPS-P szenzációkeresés között, valamint a premeditáció hiánya és a gyenge pozitív összefüggések között a BPS pontszámok és a negatív sürgősség, a pozitív sürgősség és a kitartás között. A BPS-pontszámok gyengén korreláltak a rögeszmés-kényszeres jellemzőkkel (lásd Táblázat 3 minden összefüggésre).
Táblázat 3.A BPS-pontszámok korrelációi más mérőszámokkal a lengyel közösségi felnőttek mintájában (N = 703)
| Változó | Rövid pornográfia képernyő | Választék | |||
| Nők (n = 512) | Férfiak (n = 191) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| Rövid pornográfia képernyő | - | 1.12 (1.92) | - | 3.56 (3.11) | 0-10 |
| A pornográfia felhasználásának mennyisége a múlt héten (min.) | 0.07 | 60.46 (108.93) | 0.17 ∗ | 124.66 (179.12) | 1-1,200 |
| Szexuális függőség szűrővizsgálat - felülvizsgált | 0.43 ∗∗ | 3.81 (2.99) | 0.61 ∗∗ | 5.51 (4.23) | 0-18 |
| Obszesszív kényszerleltár - átdolgozott | 0.17 ∗∗ | 18.03 (10.38) | 0.25 ∗∗ | 19.21 (9.72) | 0-58 |
| UPPS-P negatív sürgősség | 0.22 ∗∗ | 29.26 (7.16) | 0.29 ∗∗ | 27.02 (7.79) | 2-48 |
| UPPS-P A premeditáció hiánya | 0.06 | 22.28 (5.26) | 0.14 | 21.83 (5.86) | 2-41 |
| UPPS-P Kitartás hiánya | 0.14 ∗∗ | 20.25 (5.18) | 0.15 ∗ | 20.24 (4.92) | 2-37 |
| UPPS-P Szenzációkeresés | -0.06 | 31.22 (7.75) | -0.004 | 34.39 (7.99) | 4-48 |
| UPPS-P pozitív sürgősség | 0.12 ∗∗ | 28.02 (9.54) | 0.27 ∗∗ | 28.90 (10.03) | 9-56 |
Megjegyzések. *P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = átlag; SD = szórás.
5 tanulmány
Módszer
Eljárások és résztvevők
A BPS küszöbértékének vizsgálatához további 105 18–55 éves lengyel férfit (M = 32.94; SD = 7.45), akik a CSBD kezelésére törekedtek, és többségük PPU-t jelentett (lásd Kiegészítő 5. és 6. táblázat). A kezelésre törekvő csoport a következő vizsgálatok adatait tartalmazza: Wordecha és mtsai. (2018) (9 férfi); Gola, Lew-Starowicz, Draps és Kowalewska (2019) (57 férfi); Draps és mtsai. (2020) (26 férfi); Holas, Draps, Kowalewska, Lewczuk és Gola (2020) (13 férfi). A kontroll csoportba 191 18–54 éves férfi felnőtt (M = 26.04; SD = 6.07) a 4. vizsgálatból.
Kezelést kereső betegeket toboroztak a PPU-kezelésre vágyók között két varsói szexológiai klinikán 2014 júniusa és 2017 novembere között. Minden, a PPU kezelésére törekvő beteg megfelelt a hiperszexuális rendellenesség öt diagnosztikai kritériumának. Kafka (2010) a DSM-5-hez.
intézkedések
Az első interjú befejezése után a betegeket átvilágították a befogadási / kizárási kritériumok szempontjából. A felvételi / kizárási kritériumok abból álltak, hogy kizárólagosan vagy túlnyomórészt heteroszexuálisak voltak (a Kinsey-skála lengyel adaptációjával értékelve; Kinsey, Pomeroy és Martin, 1948), és nem felel meg az alkoholfogyasztási rendellenesség diganosztikus kritériumainak (Saunders, Aasland, Babor, De la Fuente és Grant, 1993) vagy szerencsejáték-rendellenesség (<5 a South Oaks Gambling Screen-n (SOGS α = 0.70) (Lesieur & Blume, 1987). Valamennyi férfi beteget a DSM-IV (SCID) strukturált klinikai interjúval (Gibbon, Spitzer, Williams, Benjamin és Első, 1997) rögeszmés-kényszeres, impulzus-kontrollos, bipoláris, szorongásos, pszichotikus és szerhasználati rendellenességek és szexuális viselkedés esetén (Kiegészítő táblázat 6). Legalább három CSBD-kritériumnak megfelelő férfi beteg (Kraus és munkatársai, 2018) és négy a hiperszexuális rendellenesség esetén (Kafka, 2010), és a fent említett rendellenességek egyike sem kapott meghívást a vizsgálatba.
Etika
Valamennyi eljárást a Lengyel Tudományos Akadémia Pszichológiai Intézetének Etikai Bizottsága hagyta jóvá. Minden résztvevőt tájékoztattak írásos beleegyezésükről a vizsgálatban való részvétel előtt.
Eredmények
A kezelést kereső férfiak átlagos BPS pontszáma 7.50 (SD = 2.58), és szignifikánsan magasabb volt, mint a nem kezelést kérő férfiaknál, 3.56 (SD = 3.12), z = 14.66, P <0.001, Cohené d = 1.38. Értékeltük a eleve kiválasztott betegcsoport (n = 105) a kontrollcsoport összes hímjével szemben (4. vizsgálat, n = 191) (lásd Ábra 1 ROC görbe esetén). A ROC görbe az 82.2 vizsgálati elem 5% -ának területét rögzítette (SE = 0.02; P <0.001), amelyet 95% -os konfidencia intervallum jellemez 77.5% és 86.9% határokkal. Ahogy látható Táblázat 4a javasolt küszöbérték 4, amelynek érzékenysége 58.42%, specifitása 90.48%, pozitív prediktív értéke 91.74% (95% CI 85.88% –95.30%), negatív prediktív érték 54.60% (95% CI 50.12% –59.00 %), és a pontosság 69.83% (95% CI 64.24% –75.02%). Az 5-ös küszöbértéket 68.42% -os érzékenység és 83.81% fajlagosság jellemzi (lásd Táblázat 4).
5. tanulmány, ROC görbe a lengyelül adaptált BPS számára azok számára, akik a pornográfia problémás használata miatt kezeltek (4-es vagy annál magasabb pontszám)
Idézet: Journal of Behavioral Addictions J Behav rabja 9, 2; 10.1556/2006.2020.00038
Táblázat 4.ROC elemzés a javasolt rövid pornográfiai képernyőhöz (BPS) a javasolt cut-off pontszámokkal
| Statisztikai | 4-es érték a BPS-en | 5-es érték a BPS-en | ||
| Érték | 95% CI | Érték | 95% CI | |
| Érzékenység | 58.4% | 51.1-65.5% | 68.4% | 61.3-75.0% |
| sajátosság | 90.5% | 83.2-95.3% | 83.8% | 75.6-90.3% |
| Pozitív valószínűségi arány | 6.13 | 3.36-11.20 | 4.23 | 2.71-6.60 |
| Negatív valószínűségi arány | 0.46 | 0.38-0.55 | 0.38 | 0.30-0.47 |
| A betegség gyakorisága | 64.4% | 58.7-69.9% | 64.4% | 58.7-69.9% |
| Pozitív prediktív érték | 91.7% | 85.8-95.3% | 88.4% | 83-92.3% |
| Negatív prediktív érték | 54.6% | 50.1-59% | 59.5% | 53.9-64.8% |
| Pontosság | 69.8% | 64.2-75% | 73.9% | 68.5-78.8% |
A kezelésre törekvő betegek körében a PPU változásainak vizsgálatához összehasonlítottuk a klinikai mintánkból származó 57 férfi BPS-pontszámát két hónapos farmakoterápia előtt és után naltrexonnal vagy paroxetinnel (Gola és munkatársai, 2019) függő minta felhasználásával t-teszt. A BPS-pontszámok a kezelés után eltértek (t (56) = 6.75; P <0.001, Cohené d = 1.80), a terápia előtt magasabb BPS pontszámmal (M = 8.54; SD = 1.77), mint két hónapos terápia után (M = 5.75; SD = 2.97).
Megbeszélés
A jelenlegi tanulmány a BPS-t, egy rövid szűrővizsgálati eszközt értékelte a valószínű PPU azonosítására. A vizsgálataink során alkalmazott robusztus mintavételi technikát korábban nem használták a PPU értékelésére tervezett skálák kidolgozásakor. Összességében elmondható, hogy a BPS pszichometriai szempontból megalapozott, amint azt a megbízhatóság és az érvényesség mérése is bizonyítja több mintán keresztül, és kezdeti támogatást nyújt a klinikai gyakorlatban való alkalmazásához, bár további kutatásokra van szükség annak klinikai hasznosságának a kezelésre törekvő egyének számára történő teljes meghatározásához.
A korábbi munka következetesen megmutatta, hogy a férfiak a nőkhöz viszonyítva rendszeresebben nézik és maszturbálják a pornográfiát (Bothe és munkatársai, 2018; Grubbs, Wilt, Exline és Pargament, 2018a; Wright, 2013), és ezt a megállapítást mind az öt mintában megfigyelték. A korábbi kutatásokkal összhangban megállapítottuk, hogy a férfiak a nőkhöz képest több aggodalmat jelentettek a pornográfia használatával kapcsolatban (Bothe és munkatársai, 2018; Kor és munkatársai, 2014). Vizsgálatunk egyedülálló abban az értelemben, hogy öt különböző minta (pl. Amerikai veteránok, két amerikai általános felnőtt minta, lengyel felnőttek és CSBD kezelés alatt álló lengyel férfi betegek) pszichometriai tulajdonságait vizsgáltuk. Tekintettel a BPS pszichometriai tulajdonságainak értékeléséhez felvett minták sokféleségére, úgy gondoljuk, hogy a megállapítások általánosíthatók mind a különböző országok klinikai, mind nem klinikai csoportjai számára. Mindazonáltal ennek ellenére továbbra is óvatosság ajánlott, és további kutatásokat javasolunk a BPS validálásához a klinikai populációk számára, különösen a nők, valamint a PPU kezelésére törekvő szexuális és nemi kisebbségek körében.
Az első vizsgálatban a javasolt hat tételes képernyő első vizsgálata során kiderült, hogy az egyik elem kiegyensúlyozatlan, és további elemzés javasolta annak eltávolítását. A tanulmányok során az öt elemből álló képernyő magas belső konzisztenciát, valamint konstrukt, konvergens, diszkrimináns és kritérium érvényességet mutatott. A várakozásoknak megfelelően a BPS pontszámok szorosan korreláltak a PPU-t értékelő más, már létező skálákkal (pl. A CPUI-1 (Grubbs és munkatársai, 2015) és a PPUS (Kor és munkatársai, 2014)), miközben csak mérsékelten korrelál a hiperszexualitást értékelő tünetek súlyossági mutatóival (Reid, Garos és mtsai, 2011a; Reid, Li és mtsai, 2011b) vagy szexuális függőség (Gola és munkatársai, 2017b). Így a képernyő szorosabban kapcsolódik a PPU dimenzióit felmérő intézkedésekhez, de mégis a CSBD-vel kapcsolatos általános intézkedésekhez (pl. A kontroll károsodása, a kilépés sikertelen kísérletei). Nem az volt a szándékunk, hogy a BPS a CSBD proxyjaként szolgáljon. A kutatások szerint azonban a PPU az egyik leggyakrabban jelentett probléma a CSBD mentálhigiénés kezelését kérő egyének körében (Kraus, Meshberg-Cohen, Martino, Quinones és Potenza, 2015a; Kraus, Potenza és mtsai, 2015b; Reid és munkatársai, 2012). Ezért a BPS hasznos eszköz lehet a lehetséges PPU kimutatására a CSBD kezelését kérő egyének körében. További klinikai interjúkra van szükség a CSBD jelenlétének megállapításához, amely PPU-ként nyilvánulhat meg a különböző klinikai megjelenéssel rendelkező, kezelést igénylő egyének között (Kraus & Sweeney, 2019).
Azt is megállapítottuk, hogy általában a BPS pontszámok gyengén korreláltak az impulzivitással (Cyders és munkatársai, 2014; Lynam és munkatársai, 2006) és rögeszmés-kényszeres jellemzők (Foa és munkatársai, 2002). A korábbi munka (Bőthe és munkatársai, 2018, 2019), A BPS pontszámok mérsékelten korreláltak a szorongás és a depresszió általános érzésének mértékével; Mérsékelt összefüggéseket találtunk a BPS-pontszámok és a pornográfia rabjainak érzésének mértéke között, és a pornográfia megtekintését helyezzük előtérbe más tevékenységekkel szemben (Grubbs, Perry, Wilt és Reid, 2019c). Amint azt máshol megjegyezték (Kor és munkatársai, 2014), a pornográf megtekintés és a PPU között a BPS által mért szerény összefüggést is találtunk, bár a kapcsolat erősebbnek tűnt a BPS pontszámai és a maszturbáció gyakorisága között. Ilyen összefüggéseket számítottunk a pornográf nézési viselkedés és a BPS-pontszámok között. Amint azt más művek (Gola, Lewczuk és Skorko, 2016; Kraus, Martino és mtsai, 2016a; Bőthe et al. 2020) azt is megállapítottuk, hogy a pornográfia megtekintésének gyakorisága nem feltétlenül a PPU mutatója. Mindkét amerikai nemzeti minta között nagy arányban találtunk olyan személyeket (főleg férfiakat), akik legalább négy vagy annál magasabb pontszámot értek el a BPS-en.1
További kutatásokra van szükség a pornográf felhasználásra vonatkozó BPS-normák meghatározása körül, amelyek nemtől, kortól és esetleg más társadalmi-gazdasági tényezőktől függően változhatnak. Továbbá a pornográfia használatának tanulmányozása terén még folynak a kutatások, és további munkára van szükség mind a kockázati, mind a PPU-val kapcsolatos védelmi tényezők azonosításához. Ezenkívül nagy, női minták toborzása lehetővé tenné a lehetséges nemi hatások nagyobb mértékű vizsgálatát, amikor nem klinikai és klinikai mintákban vizsgálják a PPU-t. Különösen szükség van a PPU vizsgálatára azoknál a nőknél, akik magas szintű pornográfia-használatról számolnak be (azaz naponta, naponta többször). Ez a csoport nem volt egyenlően képviselve a mintáinkban és az egész területen, a pornográfiát használó nők általában alacsonyabb szintet jelentettek a férfiakhoz képest. A nőkre jellemző eredményeket általában figyelmeztetni kell, mivel eredményeinket valószínűleg befolyásolta a kis mintanagyság, és további kutatások ajánlottak a PPU nőknél a nemek közötti különbségek vizsgálatára. Amint azt egy nemrégiben készült tanulmány (Bőthe et al. 2020) azt is javasoljuk, hogy végezzen nemi invariancia tesztet a BPS-szel annak pszichometriai tulajdonságainak további vizsgálatára nőkkel vagy más különböző csoportokkal.
Jelen tanulmányunk elsődleges erőssége, hogy felvettünk egy mintát a CSBD-hez kezelő férfiakra, hogy meghatározzuk a PPU rövid képernyőjének érzékenységét és specifitását. Pontosabban, az 5. vizsgálatban a PPU-t randomizált, klinikai vizsgálatba bevont 105 férfi körében vizsgáltuk függetlenül a PPU-t. Miután összehasonlítottuk a CSBD-s betegeket a nem érintett kontroll résztvevőkkel, a BPS kezdeti klinikai határértékét négyre határoztuk meg. Jelenleg értelmezzük, hogy a BPS négy vagy annál magasabb pontszámának indokolttá kell tennie a PPU egészségügyi szakemberének további értékelését. Azonban a lengyel kezelést kereső férfiak (akiket heteroszexuálisként azonosítottak) és a PPU kezelésében érdekelt veteránok pontszáma jóval meghaladja a 6-ot. Lehetséges, hogy a klinikai határérték minimálisan négy, hat vagy annál magasabb pontszámmal tükrözheti a klinikai szolgáltatások szükségességét. Indokolt további finomítás klinikai és nem klinikai mintákkal a BPS optimális határértékének meghatározása érdekében. A javasolt határértéket jelenleg óvatosan kell értelmezni.
Bár ígéretes, a tanulmánynak számos korlátja van. Először is, bár az öt minta közül négy nőt tartalmazott, a nők és a különböző népesség körében további kutatásra van szükség a nemi és a sokféleséggel kapcsolatos szempontok kezelése érdekében. Az előzetes adatok szerint a nők hétszer ritkábban fordulnak elő PPU-kezeléshez, mint a férfiak (Lewczuk, Szmyd, Skorko és Gola, 2017). További korlátozás, hogy csak heteroszexuális lengyel férfiakból vettünk fel mintát a BPS klinikai határértékének meghatározásához, és a jövőbeni munkára van szükség a nők, a más országokból származó klinikai populációk és a különböző szexuális életvitelű személyek küszöbének meghatározásához. orientációk. Jelenleg nincs olyan bizonyítékunk, amely azt sugallná, hogy a férfiak és a nők vagy más meghatározott csoportok esetében eltérő határértékeknek kell lenniük. Gyanítjuk, hogy a PPU további vizsgálata a férfiak és a nők, a szexuális és nemi kisebbségi populációk nagy csoportjai és más csoportok között, beleértve a klinikai és nem klinikai mintákat, segítenek az optimális határértékek azonosításában a valószínű PPU-val rendelkező személyek azonosításához.
Továbbá elismerjük, hogy további kutatásokra van szükség a BPS és más PPU-intézkedések hitelesítéséhez a nem nyugati országokban, etnikai sokféleségű mintákban és szexuális kisebbségi csoportokban is. A nyugati országok kutatásainak túlreprezentálása korlátozta a PPU-val kapcsolatos megértésünket a különféle kultúrák és etnikai csoportok körében. Lehetséges, hogy a BPS javasolt küszöbértéke nemi vagy kulturális szempontok szerint változhat, és további munkára van szükség a klinikai és nem klinikai csoportok megfelelő küszöbértékeinek meghatározásához. Erre építve a jövőbeni multikulturális és többmintás vizsgálatokra van szükség, amelyek felmérik a BPS hasznosságát és mérési változatlanságát. További korlátozás, hogy az öt vizsgálat közül négynél nem alkalmaztunk klinikai interjúkat, mivel webalapú tervekre támaszkodtunk, figyelembe véve a különféle háttérrel rendelkező férfiak és nők nagy csoportjainak toborzásának költségeit és nehézségeit. A pontszámok és a válaszok bizonyos mértékben változhatnak, ha a skálát egy klinikus szemtől szemben adja be. Ezenkívül a jövőbeni, nagyobb és változatosabb mintákkal végzett interjúk során, klinikai megerősítéssel interjúk segítségével, elem-válasz elméletet (IRT) lehetne használni annak meghatározására, hogy az egyének hol helyezkednek el a PPU kontinuumán, és általában a pornográfia használata, a BPS és további egyértelműség és pontosítás a potenciális határértékekről. Ezen túlmenően, mivel az 5. vizsgálat csak toborzott férfiakat tartalmazott, akik önmagukat heteroszexuálisnak vallották, ezért javasoljuk a BPS-szel folytatott további kutatásokat, hogy a PPU esetleges cut-off pontszámainak meghatározásakor vonják be a melegeket, biszexuális férfiakat és más szexuális kisebbségeket.
A BPS klinikai eszközként való hasznosságát külön kell tekinteni annak hasznosságától, mint a PPU megértésének eszközét a populációs vizsgálatok során. Pontosabban: a jövőbeni munkának kifejezetten meg kell vizsgálnia és le kell írnia a BPS pontszámok legjobb felhasználását és értelmezését a klinikai és a nem klinikai mintákban. Amint azt máshol tárgyaltuk (Kraus & Sweeney, 2019), fontos megvizsgálni a PPU-t a kezelést igénylő egyének körében, és meg kell érteni a kezelésre törekvő viselkedés motívumait. A PPU gondozásának motivációit és akadályait még nem vizsgálták meg teljes körűen, és további figyelmet igényelnek. Jelenleg azt javasoljuk, hogy a BPS pozitív képernyőjét ne értelmezzék a mögöttes mentális egészségügyi rendellenesség diagnosztikájaként. Mivel a BPS nem kérdezi az élet működésének fő területein tapasztalható interferenciát, amint azt a CSBD diagnosztikai kritériumai részletezik, ezt az értékelést klinikailag kell elvégezni a BPS-en pozitív szűrővizsgálatokkal rendelkező egyének számára. Jövőbeni kutatásra van szükség a BPS teszteléséhez és validálásához a különböző populációk körében, mind webalapú, mind pedig személyes tervezéssel. Más tényezőket, például az erkölcsi inkongruenciát és a pszichiátriai (szerhasználat, bipoláris) és orvosi (demencia, Parkinson) állapotokat, figyelembe kell venni a PPU értékelésekor és a kezelési ajánlások mérlegelésekor (Márka, Antons, Wegmann és Potenza, 2019; Grubbs & Perry, 2019; Grubbs, Perry, Wilt és Reid, 2019c; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament és Kraus, 2018b; Kraus & Sweeney, 2019). Kutatók (Štulhofer, Bergeron és Jurin, 2016a; Štulhofer, Jurin és Briken, 2016b) azt is megjegyezték, hogy a túlzott szexuális vágyhoz hasonló tényezőket a hiperszexualitástól eltekintve továbbra is nehéz ugratni, ami aggályokat vet fel a PPU fogalmának kialakításával kapcsolatban. További kutatások szükségesek a nagy szexuális vágy és / vagy viselkedés különböző csoportok között, mivel a kutatók és klinikusok eszközöket fejlesztenek ki a PPU pontos értékelésére. Hasonló megfontolások léteznek az erkölcsi inkongruencia értékeléséhez, amint azt a CSBD kritériumai leírják.
Különösen további kutatásokra van szükség a teszt-újbóli teszt, valamint az érzékenység és a specifitás értékelésére a klinikai és nem klinikai minták között a BPS segítségével. Figyelembe véve a BPS rövidségét (1-2 perc a befejezésig), további kutatásnak kell kipróbálnia annak alkalmazását orvosi és egészségügyi környezetben a PPU-val rendelkező egyének azonosítására, akik részesülnének a kezelésben. Összegzésként elmondhatjuk, hogy a BPS kezdeti vizsgálata azt sugallja, hogy pszichometriai szempontból megbízható, rövid és könnyen használható klinikai és nem klinikai körülmények között, nagy a potenciál a nemzetközi joghatóságok populációiban történő felhasználásra.
Finanszírozók
A szerzők nyilvánosságra hozták a következő pénzügyi támogatás kézhezvételét a cikk kutatásához, szerzőségéhez és publikálásához. Az 1. vizsgálatot a Veteránügyi Minisztérium Kutatási és Fejlesztési, Klinikai Tudományos Kutatási és Fejlesztési Iroda (ZDA1, PI Rani A. Hoff) és a VISN 1 New England MIRECC (PI Shane W. Kraus) támogatásával finanszírozták. A 2. és 3. tanulmányt a Bowling Green Állami Egyetem (PI Joshua Grubbs) által biztosított intézményi alapok támogatták. A 4. és 5. vizsgálatot a Lengyel Nemzeti Tudományos Központ támogatta (2014/15 / B / HS6 / 03792; PI M. Gola).
Steven D. Shirk, Steve Martino és Rani A. Hoff a Veteránügyi Minisztérium főállású alkalmazottai. Dr. Potenza támogatást kapott a Connecticuti Állami Mentálhigiénés és Függőségügyi Szolgálattól, a Connecticuti Mentálhigiénés Központtól és a Connecticuti Tanácstól a szerencsejátékkal. Dr. Kraus, Potenza és Shirk támogatást kapott a Felelős Játékok Országos Központjától. A finanszírozó ügynökségek nem nyújtottak be bejegyzést vagy észrevételt a kézirat tartalmával kapcsolatban, a kézirat tartalma pedig a szerzők hozzászólásait és gondolatait tükrözi, és nem feltétlenül tükrözi a finanszírozó ügynökségek véleményét.
A szerzők hozzájárulása
Az SWK konceptualizálta és megírta a kezdeti tervezetet. SWK, RAH, MNP és SM hozzájárult az 1. vizsgálat adatgyűjtéséhez és adatelemzéséhez. A JBG hozzájárult a 2. és 3. vizsgálat adatgyűjtéséhez és elemzéséhez. MG, EK és ML hozzájárult a 4. tanulmány adatgyűjtéséhez és elemzéséhez és 5. Az SDS statisztikai felügyeletet nyújtott az 1. tanulmányhoz, és útmutatást nyújtott a többi tanulmányhoz. Valamennyi szerző benyújtotta a beadványt, elolvasta és áttekintette a kéziratot. Az SWK és a többi szerző jóváhagyta a kézirat végleges tervezetét.
Összeférhetetlenség
A szerzők nem jelentettek potenciális összeférhetetlenséget a cikk kutatásával, szerzőségével és publikációjával kapcsolatban.
| Rövid pornográfia képernyő (BPS) | Találka: | ||
| Azonosítószám: | |||
| Útvonal: Az elmúlt 6 hónapban történt-e veled ilyen helyzet a pornográfia használatával kapcsolatban? | soha | Alkalmilag | Nagyon gyakran |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
Pontozása. A 4 ≥ pontszám pozitív képernyőnek számít a lehetséges problematikus pornográf felhasználás szempontjából. Javasoljuk, hogy végezzen további vizsgálatokat a lehetséges problematikus pornográfia használatára vonatkozóan.
1Az elmúlt év pornográfiáját használók 25% -a (a nők 20.6% -a, a férfiak 28.6% -a) négy vagy annál magasabb eredményt ért el a BPS-en (összességében 13.8%; a nők 7.6% -a, a férfiak 20.2% -a).
2Az elmúlt év pornográfiai felhasználói közül 30.1% (a nők 11.6% -a, a férfiak 32.8% -a) négy vagy annál magasabb pontszámot ért el (összességében 11.6%; a nők 1.9% -a; a férfiak 10.1% -a).
Kiegészítő adatok
A cikk kiegészítő adatai megtalálhatók a következő címen: https://doi.org/10.1515/jba.2020.00038.
Referenciák
Bothe, B., Tóth-Kiraly, I., Zsila, A., Griffiths, MD, Demetrovics, Z., & Orosz, G. (2018). A problematikus pornográf fogyasztási skála (PPCS) kialakulása. A Journal of Sex Research, 55, 395-406.
Márka, M., Antons, S., Wegmann, E., & Potenza, MN (2019). A pornográfiai problémák elméleti feltevései az erkölcsi inkongruens miatt, valamint a pornográfia addiktív vagy kényszeres használatának mechanizmusai: A két „feltétel” elméletileg megkülönböztethető-e, mint javasolt? A szexuális magatartás archívuma, 48, 417-423.
Bothe, B., Tóth-Király, I., Demetrovics, Z., & Orosz, G. (2020). A problematikus pornográf fogyasztási skála (PPCS-6) rövid változata: Megbízható és érvényes mérőszám az általános és kezelést igénylő populációkban. A Journal of Sex Research, 1-11.
Bothe, B., Tóth-Király, I., Orosz, G., Potenza, MN, & Demetrovics, Z. (2020) A nagy frekvenciájú pornográfia használata nem mindig okoz problémát. A Szexuális Orvostudományi folyóirat, 17(4), 793-811.
Bothe, B., Tóth-Király, I., Potenza, MN, Griffiths, MD, Orosz, G., & Demetrovics, Z. (2019). Az impulzivitás és kényszeresség szerepének felülvizsgálata a problémás szexuális viselkedésben. A Journal of Sex Research, 56, 166-179.
Clark, LA, & Watson, D. (1995). Érvényesség felépítése: Az objektív skála fejlesztésének alapkérdései. Pszichológiai értékelés, 7, 309-319.
Coleman, E., Raymond, N., & McBean, A. (2003). A kényszeres szexuális viselkedés értékelése és kezelése. Minnesota gyógyszer, 86, 42-47.
Conway, JM, & Huffcutt, AI (2003). A szervezeti kutatásban a feltáró faktoranalízis gyakorlatok áttekintése és értékelése. Szervezeti kutatási módszerek, 6, 147-168.
costello, AB, & Osborne, J. (2005). Bevált módszerek a feltáró faktoranalízisben: Négy ajánlás az elemzés lehető legtöbb kihasználására. Gyakorlati értékelés, kutatás és értékelés, 10, 1-9.
Ciderek, MA, Littlefield, AK, Coffey, S., & Karyadi, KA (2014). Az UPPS-P impulzív viselkedési skála rövid angol változatának vizsgálata. Addiktív viselkedés, 39, 1372-1376.
Decker, SE, Hoff, R., Martino, S., Mazure, CM, Park, CL, Kapus, E., (2019). Az érzelem diszkréciója összefügg az öngyilkossági gondolatokkal a szeptember 9-i veteránoknál? Az öngyilkosság kutatásának archívuma, 1-15. E-kocsma.
Dickenson, JA, Gleason, N., Coleman, E., & Bányász, MH (2018). A szexuális vágyak, érzések és viselkedés ellenőrzésének nehézségeivel összefüggő szorongás gyakorisága az Egyesült Államokban. JAMA Network Open, 1, e184468-e184468.
Ágynemű, M., Sescousse, G., Potenza, MN, Kétség, A., Lew-Starowicz, M., Kopera, M., (2020). A szürkeállomány térfogatbeli különbségei az impulzusszabályozásban és az addiktív rendellenességekben. PsyArchiv.
Fernandez, DP, & Griffiths, MD (2019). Pszichometriai eszközök problematikus pornográfia használatához: Szisztematikus áttekintés. Értékelés és az egészségügyi szakmák, 1-71.
Növényvilág, DB, & Curran, PJ (2004). Alternatív becslési módszerek empirikus értékelése a megerősítő faktoranalízishez sorszámadatokkal. Pszichológiai módszerek, 9(4), 466-491.
foa, EB, Huppert, JD, Leiberg, S., Langner, R., Kichic, R., Hajcak, G., (2002). A rögeszmés-kényszeres leltár: Rövid változat kidolgozása és érvényesítése. Pszichológiai értékelés, 14, 485-496.
Gibbon, M., Spitzer, RL, Williams, JB, Benjámin, LS, & vezetéknév, MB (1997). Strukturált klinikai interjú a DSM-IV tengely II személyiségzavarok (SCID-II) számára. Am Psych Pub.
Gola, M., Kowalewska, E., Wordecha, M., Lew-Starowicz, M., göndör, S., & Potenza, M. (2018). A lengyel kényszeres szexuális viselkedési rendellenesség terepi vizsgálatának eredményei. -ban A Journal of Behavioral Addictions folyóiratban bemutatott cikk.
Gola, M., Lew-Starowicz, M., Ágynemű, M., & Kowalewska, E. (2019). A CSBD farmakológiai és pszichológiai kezelésének összehasonlítása. A viselkedési függőségről szóló folyóirat, 8, 65.
Gola, M., Lewczuk, K., & Skorko, M. (2016). Mi számít: A pornográfia használatának mennyisége vagy minősége? A problémás pornográfia használatának kezelésére irányuló pszichológiai és viselkedési tényezők. A Szexuális Orvostudományi folyóirat, 13, 815-824.
Gola, M., & Potenza, MN (2018). A puding bizonyítéka a kóstolás: adatokra van szükség a kényszeres szexuális viselkedéshez kapcsolódó modellek és hipotézisek teszteléséhez. A szexuális magatartás archívuma, 47, 1323-1325.
Gola, M., Wordecha, M., Sescousse, G., Lew-Starowicz, M., Kossowski, B., Wypych, M., (2017a). Lehet-e a pornográfia addiktív? Egy fMRI tanulmány a férfiaktól, akik kezelést keresnek a problémás pornográfia használata céljából. Neuropsychop, 42, 2021-2031.
Gola, M., Skorko, M., Kowalewska, E., Kołodziej, A., sikora, M., Wodyk, M., (2017b). A szexuális függőségi szűrővizsgálat lengyel adaptációja - átdolgozott (SAST-PL-M). Lengyel pszichiátria, 51(1), 95-115. https://doi.org/10.12740/PP/OnlineFirst/61414.
Grant, JE, héja, M., Fineberg, NA, fontenelle, LF, Matsunaga, H., Borjúfélék, D., (2014). Impulzus-szabályozási zavarok és „viselkedési függőségek” az ICD-11-ben. A világ pszichiátria, 13, 125.
Grubbs, JB, & Gola, M. (2019). A pornográfia használata összefügg az erekció működésével? A keresztmetszeti és látens növekedési görbe elemzések eredményei. A Szexuális Orvostudományi folyóirat, 16(1), 111-125.
Grubbs, JB, Grant, JT, & Engelmann, J. (2019a). Az önazonosítás pornográf függőként: A pornográfia használatának, a vallásosságnak és az erkölcsi inkongruencia szerepének vizsgálata. Szexuális függőség és kényszer, 25, 269-292.
Grubbs, JB, göndör, SW, & Körtebor, SL (2019b). A pornográfia önmagában bejelentett függősége egy országosan reprezentatív mintában: A használati szokások, a vallásosság és az erkölcsi összeférhetetlenség szerepe. A viselkedési függőségről szóló folyóirat, 8, 88-93.
Grubbs, JB, göndör, SW, Körtebor, SL, Lewczuk, K., & Gola, M. (2020). Erkölcsi inkontruencia és kényszeres szexuális viselkedés: keresztmetszeti kölcsönhatások és párhuzamos növekedési görbe elemzések eredményei. Journal of Abnormal Psychology, 129, 266-278.
Grubbs, JB, & Körtebor, SL (2019). Erkölcsi inkongruencia és pornográfia használata: kritikus áttekintés és integráció. A Journal of Sex Research, 56, 29-37.
Grubbs, JB, Körtebor, SL, Hervadás, JA, & Reid, RC (2019c). Pornográfiai problémák az erkölcsi összeférhetetlenség miatt: Integráló modell szisztematikus áttekintéssel és metaanalízissel. A szexuális magatartás archívuma, 48, 397-415.
Grubbs, JB, Sessomok, J., Bognár, DM, & Emberek, F. (2010). A kiber-pornográf felhasználási leltár: Új értékelési eszköz kidolgozása. Szexuális függőség és kényszer, 17, 106-126.
Grubbs, JB, Emberek, F., Exline, JJ, & Pargament, KI (2015). Internetpornográfia: érzékelt függőség, pszichológiai szorongás és egy rövid intézkedés érvényesítése. Journal of Sex Harcterápia, 41, 83-106.
Grubbs, JB, Warmke, B., Köhögés, J., James, AS, & Campbell, WK (2019d). Erkölcsi megértés a nyilvános diskurzusban: A státuszkereső motívumok, mint potenciális magyarázó mechanizmus a konfliktus előrejelzésében. PloS One, 14(10), e0223749.
Grubbs, JB, Hervadás, JA, Exline, JJ, & Pargament, KI (2018a). A pornográfia használatának előrejelzése az idő múlásával: Van-e jelentősége az ön által bejelentett „függőségnek”? Addiktív viselkedés, 82, 57-64.
Grubbs, JB, Hervadás, JA, Exline, JJ, Pargament, KI, & göndör, SW (2018b). Az internetes pornográfia erkölcsi rosszallása és vélt függősége: longitudinális vizsgálat. Függőség, 113, 496-506.
Szia, P., Ágynemű, M., Kowalewska, E., Lewczuk, K., & Gola, M. (2020). Kényszeres szexuális viselkedési rendellenesség figyelemen alapuló relapszus-megelőzési próbája. PsyArchiv.
James, LM, Jelenlegi, TQ, & Leskela, J. (2014). Kockázatvállalási magatartás és impulzivitás PTSD-vel és enyhe TBI-vel rendelkező és anélküli veteránok körében. Katonai orvoslás, 179, 357-363.
Kafka, MP (2010). Hiperszexuális rendellenesség: A DSM-V javasolt diagnózisa. A szexuális magatartás archívuma, 39, 377-400.
Kinsey, AC, Pomeroy, WB, & Márton, CE (2003). Szexuális viselkedés az emberi férfiban. 1948. American Journal of Public Health, 93(6), 894-898. https://doi.org/10.2105/AJPH.93.6.894.
kor, A., Fogel, Y., Reid, RC, & Potenza, MN (2013). A hiperszexuális rendellenességet függőségnek kell-e osztályozni? Szexuális függőség és kényszer, 20, 27-47.
kor, A., Zilcha-Mano, S., Fogel, YA, Mikulincer, M., Reid, RC, & Potenza, MN (2014). A problematikus pornográf felhasználási skála pszichometriai fejlesztése. Addiktív viselkedés, 39, 861-868.
Kowalewska, E., göndör, SW, Lew-Starowicz, M., Gustavsson, K., & Gola, M. (2019). Az emberi szexualitás mely dimenziói kapcsolódnak a kényszeres szexuális viselkedési zavarhoz (CSBD)? Tanulmányozzon egy többdimenziós szexualitási kérdőívet egy lengyel férfi mintán. A Szexuális Orvostudományi folyóirat, 16, 1264-1273.
göndör, SW, Krueger, RB, Briken, P., vezetéknév, MB, Kőedénykorsó, DJ, Kaplan, MS, (2018). Kompulsív szexuális viselkedési rendellenesség az ICD-11-ban. A világ pszichiátria, 17, 109-110.
göndör, SW, Martino, S., & Potenza, MN (2016a). A pornográfia alkalmazásának kezelése iránt érdeklődő férfiak klinikai jellemzői. A viselkedési függőségről szóló folyóirat, 5, 169-178.
göndör, SW, Martino, S., Potenza, MN, Park, C., Merrell, JD, & Hoff, RA (2017). A kényszeres szexuális magatartás és a pszichopatológia vizsgálata az USA-beli posztdeplexió férfi és női katonai veteránjai között. Katonai pszichológia, 29, 143-156.
göndör, SW, Meshberg-Cohen, S., Martino, S., kinonok, LJ, & Potenza, MN (2015a). A kényszeres pornográfia használatának kezelése naltrexonnal: Esettanulmány. American Journal of Psychiatry, 172, 1260-1261.
göndör, SW, Potenza, MN, Martino, S., & Grant, JE (2015b). A Yale-Brown obszesszív-kényszer skála pszichometriai tulajdonságainak vizsgálata a kényszeres pornográfia felhasználói mintájában. Compr Pszichiátria, 59, 117-122.
göndör, S., & Rosenberg, H. (2014). A pornográfia után vágyakozó kérdőív: Pszichometriai tulajdonságok. A szexuális magatartás archívuma, 43, 451-462.
göndör, SW, & Sweeney, PJ (2019). A cél elérése: A differenciáldiagnózis szempontjai az egyének pornográfia problémás használata miatt történő kezelésében. A szexuális magatartás archívuma, 48, 431-435.
göndör, SW, Voon, V., & Potenza, MN (2016b). A kényszeres szexuális viselkedést függőségnek kell-e tekinteni? Függőség, 111, 2097-2106.
Uram, HR, & Virág, SB (1987). A South Oaks Gambling Screen (SOGS): Új eszköz a kóros játékosok azonosítására. American Journal of Psychiatry, 144, 1184-1188.
Lewczuk, K., Szmyd, J., Skorko, M., & Gola, M. (2017). A nők problémás pornográfiai felhasználását célzó kezelés. A viselkedési függőségről szóló folyóirat, 6, 445-456.
Litman, L., Robinson, J., & Abberbock, T. (2017). TurkPrime. com: Sokoldalú crowdsourcing adatgyűjtő platform a viselkedéstudományok számára. Viselkedéskutatási módszerek, 49(2), 433-442.
Lynam, D., Kovács, G., Whiteside, S., & Ciderek, M. (2006). Az UPPS-P: Öt személyiség útjának értékelése impulzív viselkedésre. West Lafayette.
Aratás, J., Potenza, MN, Kibújik, SD, Hoff, RA, Park, CL, & göndör, SW (2019). Pszichopatológia és hiperszexualitás az alkoholfogyasztási rendellenességekkel küzdő és anélkül élő veteránok körében. Amerikai újság a függőségekről, 28, 398-404.
keskeny, MI, Clarke, DE, Kuramoto, SJ, Kraemer, HC, Réz, DJ, Greiner, L., (2013). DSM-5 terepi kísérletek az Egyesült Államokban és Kanadában, III. Rész: A DSM-5 átfogó tünetértékelésének fejlesztése és megbízhatóságának tesztelése. American Journal of Psychiatry, 170, 71-82.
Noor, SW, Rosser, BS, & Erickson, DJ (2014). Rövid skála a szexuális explicit problematikus médiafogyasztás mérésére: A kényszeres pornográfiai fogyasztás (CPC) skála pszichometriai tulajdonságai a férfiakkal szexuális férfiak körében. Szexuális függőség és kényszer, 21, 240-261.
Javulás, R. (2014). Znaczenie impulsywności dla stopnia zaangażowania młodych mężczyzn w picie alkoholu. Alkoholizmus és kábítószer-függőség, 27, 31-54.
Reid, RC, Ács, BN, Horog, JN, Hosszú, S., személyzet, JC, Gilliland, R., (2012). Jelentés a hiperszexuális rendellenesség DSM-5 terepi vizsgálatának eredményeiről. A Szexuális Orvostudományi folyóirat, 9, 2868-2877.
Reid, RC, Hosszú, S., & Ács, BN (2011a). A hiperszexuális viselkedés nyilvántartásának megbízhatósága, érvényessége és pszichometrikus fejlődése egy járóbeteg férfiban. Szexuális függőség és kényszer, 18, 30-51. https://doi.org/10.1080/10720162.2011.555709.
Reid, RC, Li, DS, Gilliland, R., Kőedénykorsó, JA, & Fong, T. (2011b). A pornográfia-fogyasztási leltár megbízhatósága, érvényessége és pszichometrikus fejlődése a hiperszexuális férfiak mintájában. Journal of Sex & Marital Therapy, 37, 359-385.
Rosenberg, H., & göndör, S. (2014). A pornográfia „szenvedélyes ragaszkodása” összefüggése a szexuális kényszerképességgel, a használat gyakoriságával és a pornográfia vágyával. Addiktív viselkedés, 39, 1012-1017.
Rosseel, Y. (2011). Lavaan: R csomag a szerkezeti egyenlet modellezéséhez és újabb verzió: 0.4-9 (BETA). Journal of Statistics Software, 48(2), 1-36.
Saunders, JB, Aasland, OG, baba, TF, De la Fuente, JR, & Grant, M. (1993). Az alkoholfogyasztási rendellenességek azonosítási tesztjének (AUDIT) kidolgozása: A WHO együttműködési projektje a káros alkoholfogyasztást szenvedő személyek korai felismeréséről-II. Függőség, 88, 791-804.
Scanavino, M. d. T., Ventuneac, A., Abdo, CHN, Tavares, H., Amaral, MLSA d., Messina, B., (2013). Súlyos szexuális viselkedés és pszichopatológia a kezelést kereső férfiak körében, São Paulo, Brazília. Pszichiátriai kutatás, 209, 518-524.
Schneeweiss, H., & Mathes, H. (1995). Faktorelemzés és főkomponensek. Többváltozós elemzési folyóirat, 55, 105-124.
Scoglio, AA, Kibújik, SD, Hoff, RA, Potenza, MN, Mazure, CM, Park, CL, (2017). A pszichopatológia nem-specifikus rizikófaktorai és csökkent működése a 9/11 utáni veterán mintában. Az interperszonális erőszak naplója. E-Pub.
Kovács, PH, Potenza, MN, Mazure, CM, McKee, SA, Park, CL, & Hoff, RA (2014). A férfi katonai veteránok kényszeres szexuális viselkedése: Prevalencia és a kapcsolódó klinikai tényezők. A viselkedési függőségről szóló folyóirat, 3, 214-222.
Štulhofer, A., Bergeron, S., & Jurin, T. (2016a). A magas nemi vágy veszélyezteti a nők kapcsolatát és szexuális jólétét?. A Journal of Sex Research, 53, 882-891.
Štulhofer, A., Jurin, T., & Briken, P. (2016b). A magas nemi vágy a férfi hiperszexualitás egyik aspektusa? Online tanulmány eredményei. Journal of Sex & Marital Therapy, 42, 665-680.
Turbán, JL, Potenza, MN, Hoff, RA, Martino, S., & göndör, SW (2017). Pszichiátriai rendellenességek, öngyilkossági gondolatok és nemi úton terjedő fertőzések a bevetés utáni veteránok körében, akik a digitális közösségi médiát használják szexuális partnerek keresésére. Addiktív viselkedés, 66, 96-100.
Turbán, JL, Kibújik, SD, Potenza, MN, Hoff, RA, & göndör, SW (2020). Az online szexuális jellegű képek vagy videók online feltöltése impulzivitással és hiperszexualitással társul, de az amerikai veteránok mintájában nem a pszichopatológia mértéke. A Szexuális Orvostudományi folyóirat, 17, 163-167.
Wordecha, M., Farkas, M., Kowalewska, E., Skorko, M., Łapiński, A., & Gola, M. (2018). „Pornográfiai kötés”, mint a kényszeres szexuális magatartás kezelését kereső férfiak kulcseleme: Minőségi és mennyiségi 10-hetes naplóértékelés. A viselkedési függőségről szóló folyóirat, 7, 433-444.
Heatlh Világszervezet (2018). ICD-11 a halálozási és morbiditási statisztikákhoz. Letöltve: 20. március 2020-án: https://icd.who.int/browse11/l-m/en.
Wright, PJ (2013). Amerikai férfiak és pornográfia, 1973–2010: Fogyasztás, prediktorok, összefüggenek. A Journal of Sex Research, 50, 60-71.
;
