Validasi Layar Pornografi Singkat di beberapa sampel (2020)

Kraus, SW, Gola, M., Grubbs, JB, Kowalewska, E., Hoff, RA, Lew-Starowicz, M., Martino, S., Shirk, SD, & Potenza, MN (2020).Validasi Layar Pornografi Singkat di beberapa sampel, Jurnal Kecanduan Perilaku J Addict Behav,.

Abstrak

Latar Belakang dan Tujuan

Untuk mengatasi kesenjangan saat ini seputar skrining untuk penggunaan pornografi bermasalah (PPU), kami awalnya mengembangkan dan menguji Layar Singkat Pornografi (BPS) enam item yang menanyakan tentang PPU dalam enam bulan terakhir.

Metode dan Peserta

Kami merekrut lima sampel independen dari AS dan Polandia untuk mengevaluasi sifat psikometrik BPS. Pada Studi 1, kami mengevaluasi struktur faktor, reliabilitas, dan elemen validitas menggunakan sampel 224 veteran AS. Satu item dari BPS dihilangkan pada Studi 1 karena dukungan item yang rendah. Pada Studi 2 dan 3, kami menyelidiki lebih lanjut struktur faktor lima item BPS dan mengevaluasi reliabilitas dan validitasnya dalam dua sampel representatif nasional AS ( masing-masing N = 1,466, N = 1,063). Pada Studi 4, kami mengkonfirmasi struktur faktor dan mengevaluasi validitas dan reliabilitasnya menggunakan sampel 703 orang dewasa Polandia. Pada Studi 5, kami menghitung skor ambang batas yang disarankan untuk skrining menggunakan sampel 105 pasien pria yang mencari pengobatan untuk gangguan perilaku seksual kompulsif (CSBD).

Hasil

Temuan dari analisis komponen utama dan analisis faktor konfirmatori mendukung solusi satu faktor yang menghasilkan konsistensi internal yang tinggi ( α = 0.89–0.90), dan analisis lebih lanjut mendukung elemen validitas konstruk, konvergen, kriteria, dan diskriminan dari alat skrining yang baru dikembangkan. Hasil dari kurva Receiver Operating Characteristic (ROC) menunjukkan skor batas empat atau lebih tinggi untuk mendeteksi kemungkinan PPU.

Kesimpulan

BPS tampaknya kuat secara psikometri, pendek, dan mudah digunakan di berbagai pengaturan dengan potensi tinggi untuk digunakan dalam populasi di seluruh yurisdiksi internasional.

Pengantar

Saat ini, terdapat perdebatan yang cukup besar di antara para klinisi dan peneliti mengenai cara terbaik untuk mengklasifikasikan keterlibatan yang berlebihan/bermasalah dalam perilaku seksual ( Kraus, Voon, & Potenza, 2016b ), dan para ahli telah mengusulkan klasifikasi termasuk gangguan hiperseksual ( Kafka, 2010 ), gangguan kontrol impuls ( Grant et al., 2014 ; Kraus et al., 2018 ), gangguan perilaku seksual kompulsif non-parafilik (CSBD) ( Coleman, Raymond, & McBean, 2003 ), atau kecanduan perilaku ( Kor, Fogel, Reid, & Potenza, 2013 ). Penggunaan pornografi yang bermasalah (PPU) dapat dikelompokkan dengan perilaku seksual lain yang memenuhi kriteria diagnostik untuk CSBD sebagaimana didefinisikan dalam ICD-11 ( Kraus et al., 2018 ). CSBD digambarkan sebagai pola kegagalan yang terus-menerus untuk mengendalikan dorongan atau keinginan seksual yang intens dan berulang, yang mengakibatkan perilaku seksual berulang dalam jangka waktu yang lama (misalnya, 6 bulan atau lebih) yang menimbulkan tekanan atau gangguan yang nyata dalam fungsi sosial, pekerjaan, atau bidang penting lainnya ( Kraus et al., 2018 ; Organisasi Kesehatan Dunia, 2018) . Studi ini mengevaluasi sifat psikometrik dari alat skrining laporan diri yang baru dikembangkan yang dirancang untuk menilai kemungkinan PPU pada lima sampel yang terdiri dari orang dewasa non-klinis dan klinis.

Estimasi prevalensi CSBD di antara populasi klinis dan non-klinis masih sulit dipastikan ( Gola & Potenza, 2018 ; Kraus, Voon, dkk., 2016b ). Sebuah studi baru-baru ini terhadap 2,325 orang dewasa AS menemukan bahwa 8.6% dari sampel representatif (7.0% wanita dan 10.3% pria) menunjukkan tingkat kesulitan dan/atau gangguan yang relevan secara klinis terkait dengan kekhawatiran dalam mengendalikan perasaan, dorongan, dan perilaku seksual ( Dickenson, Gleason, Coleman, & Miner, 2018 ). Khusus untuk penggunaan pornografi, data dari sampel representatif nasional AS yang terdiri dari 2,075 pengguna internet menemukan bahwa sekitar setengahnya ( n = 1,056) melaporkan penggunaan pornografi dalam setahun terakhir, dan 11% pria dan 3% wanita melaporkan "merasa kecanduan pornografi" ( Grubbs, Kraus, & Perry, 2019b ). Bukti awal yang dikumpulkan dari veteran militer AS menunjukkan tingkat perilaku seksual kompulsif yang tinggi ( Smith et al., 2014 ); namun, penelitian biasanya tidak meneliti PPU di kalangan veteran AS, kelompok yang dikenal memiliki komorbiditas klinis dan impulsivitas yang tinggi ( James, Strom, & Leskela, 2014 ).

Lebih lanjut, di antara individu yang mencari pengobatan untuk CSBD, sebagian besar (>80%) melaporkan kekhawatiran terkait penggunaan pornografi ( Gola et al., 2018 ; Kraus, Potenza, Martino, & Grant, 2015b ; Reid et al., 2012 ; Scanavino et al., 2013 ). Bagi individu-individu ini, PPU sering ditandai dengan keinginan yang kuat, berkurangnya pengendalian diri, gangguan fungsi, dan penggunaan pornografi untuk mengatasi kecemasan atau suasana hati yang tidak menyenangkan ( Kraus, Martino, & Potenza, 2016a ; Wordecha et al., 2018 ). Individu yang mencari pengobatan untuk PPU dan perilaku seksual lainnya sering melaporkan masalah kejiwaan termasuk depresi, kecemasan, dan gangguan penggunaan zat ( Kraus, Potenza et al., 2015b ).

Untuk mengidentifikasi PPU, beberapa skala pelaporan diri telah dikembangkan dan diuji, termasuk Skala Penggunaan Pornografi Bermasalah (PPUS) ( Kor dkk., 2014 ), Skala Konsumsi Pornografi Kompulsif (CPC) ( Noor, Rosser, & Erickson, 2014 ), Inventaris Penggunaan Pornografi Siber (CPUI/CPUI-9) ( Grubbs, Sessoms, Wheeler, & Volk, 2010 ; Grubbs, Volk, Exline, & Pargament, 2015 ), Inventaris Konsumsi Pornografi (PCI) ( Reid, Li, Gilliland, Stein, & Fong, 2011b ), Kuesioner Hasrat Pornografi (PCQ) ( Kraus & Rosenberg, 2014 ), dan Skala Konsumsi Pornografi Bermasalah (PPCS) ( Bothe dkk., 2018 ), dan Skala Konsumsi Pornografi Bermasalah (PPCS-6) ( Bőthe, Tóth-Király, Demetrovics, & Orosz, 2020 ). Meskipun masing-masing memiliki kekuatan, banyak kuesioner laporan diri ini memiliki keterbatasan dan seringkali belum menjalani pengujian psikometrik yang ketat (lihat Fernandez & Griffiths, 2019 untuk pembahasan tentang pengukuran pornografi). Misalnya, kuesioner tersebut biasanya dikembangkan dan diuji pada sampel non-klinis dan sampel acak di negara-negara Barat, seringkali tidak memiliki kerangka kerja teoretis atau diagnostik yang terpadu, menilai beberapa domain gejala yang berbeda, dan tidak memiliki skor ambang batas klinis yang disarankan untuk menentukan siapa yang harus dievaluasi lebih lanjut oleh profesional kesehatan mental. Meskipun masalah-masalah ini mengkhawatirkan dengan sendirinya, masalah ini menjadi lebih mengkhawatirkan mengingat pengakuan diagnostik CSBD. Pada Juni 2019, CSBD secara resmi ditambahkan ke ICD-11 ( Organisasi Kesehatan Dunia, 2018 ) dan dengan tingginya angka kejadian PPU, pengembangan instrumen skrining yang singkat, kuat, dan valid secara psikometrik untuk PPU sangat dibutuhkan untuk mengatasi kesenjangan yang ada di bidang ini.

Tujuan dari penelitian ini

Mengingat keterbatasan yang telah dijelaskan di atas, penelitian ini mendeskripsikan pengembangan instrumen skrining singkat, Brief Pornography Screen (BPS), untuk mengidentifikasi PPU (Gangguan Penggunaan Pornografi) dalam lima studi independen. Pada Studi 1, kami memeriksa penilaian persetujuan 283 veteran militer AS terhadap item yang diusulkan, melakukan analisis komponen utama, dan menilai reliabilitas internal dan validitas BPS. Pada Studi 2, kami menggunakan layanan Omnibus yang disediakan oleh Qualtrics Survey Software untuk merekrut 2,075 orang dewasa AS yang sesuai dengan norma representatif AS untuk mengkonfirmasi kembali struktur faktor tunggal dari skrining, menilai reliabilitas internalnya, dan memeriksa hubungan antara BPS dan ukuran psikopatologi. Pada Studi 3, kami menggunakan layanan panel Turkprime untuk menilai kembali struktur faktor BPS pada 1,063 orang dewasa AS yang kembali sesuai dengan norma representatif dan memeriksa korelasi dengan ukuran psikopatologi. Pada Studi 4, kami merekrut 703 orang dewasa Polandia berbasis komunitas untuk mengkonfirmasi lebih lanjut struktur faktor dalam sampel non-AS dan menilai konsistensi internal dan validitasnya. Pada Sampel 5, kami meneliti karakteristik klinis dari 105 pasien pria di Polandia yang mencari pengobatan untuk PPU untuk menetapkan skor batas klinis yang direkomendasikan. Rekrutmen untuk semua penelitian dibahas lebih rinci dalam Materi Tambahan.

Analisis statistik untuk studi 1-5

Pada Studi 1 dan 4, kami menggunakan SPSS-19 untuk statistik deskriptif, chi-kuadrat, analisis komponen utama, korelasi momen produk Pearson, ANCOVA, dan uji t independen.

Pada Studi 2 dan 3, kami melakukan model CFA menggunakan paket lavaan ( Rosseel, 2011 ) untuk R, menggunakan estimasi kuadrat terkecil berbobot diagonal, yang tidak mengasumsikan normalitas atau homoskedastisitas residual dan lebih disukai untuk data ordinal ( Flora & Curran, 2004 ). Untuk Studi 5, kami menggunakan SPSS-19 untuk melakukan analisis kurva Receiver Operating Characteristic (ROC).

Belajar 1

metode

Prosedur dan peserta

Studi 1 dilakukan dengan data dari proyek Survei Pengalaman Veteran yang Kembali (SERV), yang merekrut veteran militer di seluruh AS ( Kraus et al., 2017 ; Smith et al., 2014 ). Prosedur umum yang digunakan untuk merekrut peserta dan melakukan proyek SERV telah dijelaskan di tempat lain ( Kraus et al., 2017 ). Persyaratan kelayakan studi adalah sebagai berikut: (a) telah keluar (diberhentikan) dari militer AS; (b) seorang veteran Irak, Afghanistan, atau era sekitarnya; (c) berusia minimal 18 tahun; (d) berbahasa Inggris; dan, (e) tinggal di AS. Sebagian dari dataset ini telah dipublikasikan sebelumnya dalam makalah-makalah berikut ( Decker et al., 2019 ; Moisson et al., 2019 ; Scoglio et al., 2017 ; Turban, Potenza, Hoff, Martino, & Kraus, 2017 , Turban, Shirk, Potenza, Hoff, & Kraus, 2020 ), tetapi tidak satu pun dari makalah-makalah ini yang berfokus pada struktur atau validitas BPS.

Karakteristik Sampel

Dari 283 peserta yang disurvei, sebagian besar adalah laki-laki (70.6%, n = 197) dengan usia rata-rata 35.1 ( SD = 9.2) tahun. Karakteristik sampel tercantum dalam Tabel Tambahan 1.

Ukuran

Penulis pertama mengembangkan enam item awal pada BPS sebagai kemungkinan ukuran PPU pada sampel veteran AS. Item-item ini awalnya dibuat ketika penulis pertama menyelesaikan program pascadoktoral di bidang psikologi. Item-item tersebut dibuat berdasarkan interaksi klinis dengan pasien dan kelanjutan pekerjaan dari studi sebelumnya yang menyelidiki korelasi klinis PPU (lihat Kraus, Martino dkk., 2016a ; Kraus & Rosenberg, 2014 ). Selanjutnya, item-item yang diusulkan diperiksa silang oleh dua anggota tim lainnya sebelum diperiksa dalam Studi 1.

Dalam Studi 1, peserta diberikan BPS, yang dirancang untuk mengidentifikasi individu yang melaporkan masalah dalam mengelola penggunaan pornografi mereka. Skala awal terdiri dari enam item. Peserta ditanya, “Dalam 6 bulan terakhir, apakah salah satu dari situasi ini pernah terjadi pada Anda terkait penggunaan pornografi Anda?” Tanggapan item adalah 0 (tidak pernah), 1 (kadang-kadang), dan 2 (sangat sering), dengan rentang skor dari 0 hingga 12. Lihat Tabel 1 untuk rumusan BPS yang tepat.

Tabel 1. Studi 1, Penghitungan frekuensi persetujuan untuk enam item Brief Pornography Screen (BPS) di antara veteran AS ( N = 222)

item Tidak pernah (%) Kadang-kadang (%) Sangat sering (%) M (SD) Matriks komponen
Anda mendapati diri Anda menggunakan pornografi lebih dari yang Anda inginkan. 60.5 29.6 9.9 1.49 (0.67) 0.80 ∗
Anda telah mencoba untuk "mengurangi" atau berhenti menggunakan pornografi, tetapi tidak berhasil. 73.5 18.8 7.2 1.33 (0.61) 0.82 ∗
Anda sulit menolak dorongan kuat untuk menggunakan pornografi. 61.9 28.7 9.0 1.47 (0.66) 0.84 ∗
Anda menemukan diri Anda menggunakan pornografi untuk mengatasi emosi yang kuat (misalnya, kesedihan, kemarahan, kesepian, dll.). 68.6 20.2 10.8 1.42 (0.68) 0.73 ∗
Anda terus menggunakan pornografi meskipun Anda merasa bersalah karenanya. 61.4 25.6 12.6 1.51 (0.71) 0.76 ∗
Orang-orang telah menyatakan keprihatinan tentang penggunaan pornografi Anda. 90.6 5.8 3.1 1.12 (0.41) 0.49

Catatan : Muatan komponen yang dicetak tebal menunjukkan muatan yang lebih tinggi pada komponen tersebut. Data hilang pada dua peserta.

Komponen 1 = 3.75; Persen varian = 62.5%.

∗ Item yang dicetak tebal dipertahankan dalam versi final.

M = rata-rata; SD = deviasi standar.

Kami juga menggunakan Kuesioner Perilaku Seksual dan Sejarah Pornografi (Rosenberg & Kraus, 2014) untuk menilai riwayat seksual partisipan dan karakteristik penggunaan pornografi, PCQ (Kraus & Rosenberg, 2014) untuk menilai keinginan akan pornografi (α = 0.83), dan PPUS (Kor et al., 2014) untuk menilai fitur yang terkait dengan PPU (α = 0.83). Skala Perilaku Impulsif UPPS-P (Cyders, Littlefield, Coffey, & Karyadi, 2014; Lynam, Smith, Whiteside, & Cyders, 2006) adalah kuesioner dengan 45 item yang menilai impulsivitas keseluruhan (α = 0.80) dan Premeditasi (kurangnya) (α = 0.84), Urgensi Negatif (α = 0.81), Urgensi Positif (α = 0.81), Mencari Sensasi (α = 0.84), dan Ketekunan (kurangnya) komponen (α = 0.83), dan Hypersexual Behavior Inventory (HBI) (Reid, Garos, & Carpenter, 2011a) untuk mengukur karakteristik hiperseksualitas (α = 0.82). Sebuah pertanyaan tambahan menilai minat veteran dalam menerima perawatan untuk perilaku CSBD tertentu (misalnya, pornografi kompulsif, seks kasual / anonim, dll.).

Etika

Badan Peninjau Kelembagaan Departemen Urusan Veteran menyetujui penelitian tersebut. Semua peserta memberikan persetujuan tertulis sebelum terlibat dalam penelitian.

Hasil

Penggunaan pornografi dan praktik seksual di kalangan veteran

Dua puluh satu persen ( n = 59) peserta melaporkan bahwa mereka tidak pernah melihat pornografi. Sekitar 51% ( n = 42) wanita menunjukkan bahwa mereka tidak pernah menggunakan pornografi dibandingkan dengan 8.6% pria ( n = 17), χ² ( 5) = 96.15, P < 0.001, Cramer's V = 0.59. Karena penelitian ini berfokus pada evaluasi psikometrik BPS untuk menilai PPU, kami mengeluarkan 59 peserta yang tidak menggunakan pornografi dari penelitian, sehingga tersisa 220 individu untuk analisis selanjutnya.

Pengurangan item dan struktur faktor dari Layar Singkat Pornografi (BPS)

Pertama, kami melakukan pengurangan item dengan memeriksa korelasi item-total dari enam item awal ( Tabel 1 ). Semua item berkorelasi sedang ( rs = 0.31–0.70, P < 0.001), menunjukkan bahwa tidak ada item yang dapat dieliminasi berdasarkan hal ini. Kedua, kami memeriksa jumlah frekuensi untuk setiap tingkat persetujuan untuk masing-masing dari enam item pada BPS untuk mengidentifikasi item mana yang 'tidak seimbang' ( Clark & ​​Watson, 1995 ). Dengan menggunakan aturan keputusan ini, satu item (“Orang-orang telah menyatakan keprihatinan”) cocok untuk dieliminasi; namun, kami menerapkan analisis komponen utama (tanpa rotasi) pada keenam item tersebut untuk tujuan pengurangan item lebih lanjut.

Analisis komponen utama (PCA) sering digunakan untuk pengurangan item dalam pengembangan skala, dan PCA serta analisis faktor eksploratori (EFA) sering menghasilkan hasil yang serupa ( Schneeweiss & Mathes, 1995 ). Karena kesederhanaan BPS (awalnya 6 item) dan faktor tunggal yang mendasarinya, tujuan kami hanyalah untuk mengurangi jumlah item sambil mempertahankan sebanyak mungkin varians asli ( Conway & Huffcutt, 2003 ). Namun, jika BPS mencakup beberapa faktor, dan kami tertarik pada hubungan antara faktor-faktor tersebut, EFA atau pemodelan persamaan struktural (SEM) akan dipertimbangkan. Di bawah ini kami melaporkan hasil untuk PCA.

Hasil hanya menunjukkan satu komponen dengan nilai eigen 3.75, yang menyumbang 62.5% dari total varians ( Tabel 1 ). Hanya item yang sebelumnya diidentifikasi tidak seimbang yang tidak memiliki muatan tinggi (≥0.50) dan komunalitas (>0.40); menggunakan aturan keputusan ini ( Costello & Osborne, 2005 ), item tersebut dihilangkan. Lima item yang tersisa memiliki koefisien konsistensi internal yang tinggi ( α = 0.89), reliabilitas komposit (0.92), dan korelasi antar-item rata-rata sedang ( r = 0.62), yang mendukung unidimensionalitas BPS ( Clark & ​​Watson, 1995 ).

Membangun, konvergen, kriteria, dan validitas diskriminan dari BPS

Untuk mengevaluasi salah satu elemen validitas konstruk, pertama-tama kami memeriksa apakah skor BPS bervariasi sebagai fungsi dari jumlah pornografi yang ditonton, setelah disesuaikan dengan jenis kelamin. Hasil ANCOVA menunjukkan efek utama yang signifikan untuk frekuensi penggunaan pornografi, F (3, 216) = 14.32, P < 0.001, partial η 2 = 0.12. Dengan menggunakan perbandingan post-hoc (koreksi Bonferroni), kami menemukan bahwa pengguna pornografi harian ( M = 4.39, SD = 2.10, SE = 0.48) memiliki skor BPS yang secara signifikan lebih tinggi daripada pengguna mingguan ( M = 2.53, SD = 0.73, SE = 0.29), yang pada gilirannya memiliki skor BPS yang lebih tinggi daripada pengguna bulanan ( M = 1.45, SD = 0.36, SE = 0.25). Kami juga menghitung korelasi momen produk Pearson untuk menilai hubungan antar variabel penelitian, dan untuk mendukung validitas konvergen, kami menemukan korelasi positif dan kuat antara skor PPUS dan BPS (lihat Tabel 2 untuk korelasi bivariat berdasarkan jenis kelamin). Untuk mendukung validitas kriteria, kami menemukan korelasi positif tetapi sedang antara skor BPS, HBI, dan PCQ. Untuk mendukung validitas diskriminan, BPS sebagian besar tidak terkait dengan impulsivitas, meskipun untuk pria, dan bukan wanita, urgensi negatif dan positif berhubungan positif, meskipun lemah, dengan skor BPS.

Tabel 2. Studi 1, Korelasi dan rata-rata serta deviasi standar untuk variabel studi yang menjadi perhatian bagi veteran AS

Variabel Layar Singkat Pornografi Jarak
Perempuan (n = 40) Pria (n = 180)
r M (SD) r M (SD)
Layar Singkat Pornografi - 0.80 (1.73) - 2.55 (2.87) 0-10
Kuesioner Nafsu Pornografi 0.32 ∗ 2.03 (0.95) 0.45 ∗∗ 2.95 (1.34) 1-7
Skala Penggunaan Pornografi yang Berisiko 0.77 ∗∗ 1.27 (0.50) 0.75 ∗∗ 1.92 (0.98) 1-5.7
Inventarisasi Perilaku Hiperseksual 0.66 ∗∗ 27.1 (9.0) 0.60 ∗∗ 34.8 (15.4) 18-95
Urgensi Negatif UPPS-P 0.29 2.27 (0.51) 0.30 ∗∗ 2.36 (0.52) 1.3-3.9
UPPS-P Kurangnya Rencana 0.11 2.07 (0.44) -0.03 2.08 (0.40) 1.2-3.3
UPPS-P Kurang Ketekunan 0.18 1.79 (0.42) 0.11 1.94 (0.48) 1.0-3.4
Mencari Sensasi UPPS-P -0.02 2.61 (0.48) 0.05 2.87 (0.37) 1.2-4.0
Urgensi Positif UPPS-P 0.22 1.94 (0.44) 0.22 ∗∗ 2.23 (0.48) 1.1-3.6

Catatan . ∗ P < 0.05, ∗∗ P < 0.01.

M = rata-rata; SD = deviasi standar.

Perawatan perilaku seksual

Dari 220 veteran yang disurvei tentang kebiasaan menonton pornografi mereka (lihat Tabel Tambahan 1 ), sembilan orang menunjukkan minat untuk menjalani pengobatan untuk PPU. Semua individu tersebut adalah laki-laki (9 dari 180 laki-laki, 5%). Skor rata-rata BPS pada lima item yang tersisa untuk sembilan pria tersebut adalah 6.67 ( SD = 2.95). Semua Studi selanjutnya (2–5) menggunakan BPS lima item untuk analisis mereka karena dilakukan setelah Studi 1.

Belajar 21

metode

Prosedur dan Peserta

Dengan menggunakan layanan Omnibus yang disediakan oleh Qualtrics Survey Software, kami merekrut sampel yang representatif secara nasional di AS (sampel non-probabilitas berdasarkan norma sensus 2010 untuk usia, jenis kelamin, ras, etnis, pendapatan, dan wilayah Sensus AS) untuk studi potong lintang pada orang dewasa ( N = 2,075; 51% perempuan [ n = 1,059], 49% laki-laki [ n = 1,016]; usia rata-rata = 44.8, SD = 16.7).

Sebagian dari dataset ini telah dijelaskan di tempat lain dalam makalah-makalah berikut, tetapi tidak satu pun dari makalah tersebut berfokus pada struktur atau validitas BPS (lihat Grubbs, Kraus dkk., 2019b ; Grubbs, Kraus, Perry, Lewczuk, & Gola, 2020 ).

Ukuran

Analisis terbatas pada orang dewasa yang mengakui telah menonton pornografi dalam setahun terakhir ( N = 1,058, 66% laki-laki). Perilaku penggunaan pornografi dinilai melalui tiga item. Secara spesifik, kami menanyakan kepada peserta seberapa sering mereka sengaja menonton pornografi sendirian dalam setahun terakhir. Kami juga menanyakan kepada peserta seberapa sering mereka melakukan masturbasi dengan menonton pornografi selama setahun terakhir. Untuk kedua pertanyaan tersebut, respons berkisar dari 1 ( tidak sama sekali ) hingga 8 ( sekali sehari atau lebih ). Satu item meminta peserta untuk melaporkan, dalam menit, berapa banyak waktu yang mereka habiskan setiap hari, rata-rata, untuk menonton pornografi.

Khusus untuk sampel ini dan sebagai tambahan dari BPS, kami juga menilai tekanan psikologis dengan memasukkan tiga item terkait depresi dan dua item terkait kecemasan dari Pengukuran Gejala Lintas Sektor untuk DSM-5 ( Narrow et al., 2013 ). Kami memberikan tiga item CPUI-9 ( Grubbs et al., 2015 ) untuk menilai respons spesifik terhadap atau keyakinan tentang penggunaan pornografi. Setiap item diberi skor pada skala 1 ( sangat tidak setuju ) hingga 7 ( sangat setuju ). Item-item yang valid secara tampak ini diambil dari subskala CPUI-9: Kompulsivitas yang Dirasakan (misalnya, “Saya percaya saya kecanduan pornografi”), Upaya Akses (misalnya, “Saya telah menunda hal-hal yang perlu saya lakukan untuk menonton pornografi”), dan Tekanan Emosional (misalnya, “Saya merasa depresi setelah menonton pornografi”). Ketiga item tersebut secara substansial berhubungan dengan perilaku penggunaan pornografi ( Grubbs, Wilt, Exline, & Pargament, 2018a ; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament, & Kraus, 2018b ).

Etika

Badan Peninjau Kelembagaan dari Departemen Bowling Green State University menyetujui Studi 2 sebagai pengecualian. Semua peserta memberikan persetujuan informasi elektronik sebelum terlibat dalam penelitian.

Hasil

Kami melakukan Analisis Faktor Konfirmatori (CFA) menggunakan estimasi kuadrat terkecil berbobot diagonal (DWLS) dengan varians robust, karena estimasi DWLS tidak mengasumsikan normalitas atau homoskedastisitas residual dan lebih disukai untuk data ordinal ( Flora & Curran, 2004 ). Analisis ini mengungkapkan kesesuaian BPS yang sangat baik untuk struktur faktor unidimensional (Robust χ² ( 5) = 3.06, P = 0.69; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA < 0.001, SRMR = 0.01). Skor BPS rata-rata rendah ( M = 1.56, SD = 2.53), dan analisis reliabilitas internal mengungkapkan konsistensi internal yang tinggi ( α = 0.90). Pria memperoleh skor BPS yang lebih tinggi ( M = 2.24, SD = 2.81) daripada wanita ( M = 1.70, SD = 2.60); t (2, 1,056) = 3.05, P < 0.001, Cohen's d = 0.20).

Skor BPS berkorelasi positif dengan beberapa ukuran dalam arah yang diharapkan. Skor BPS berkorelasi positif dengan pernyataan, “Saya kecanduan pornografi” ( r = 0.620, P < 0.001), “Saya merasa depresi setelah menonton pornografi” ( r = 0.47, P < 0.001), dan “Saya menunda hal-hal yang perlu saya lakukan untuk menonton pornografi” ( r = 0.59, P < 0.001). Skor BPS berkorelasi positif dengan frekuensi menonton pornografi selama setahun terakhir ( r = 0.39, P < 0.001), masturbasi dengan menonton pornografi selama setahun terakhir ( r = 0.40, P < 0.001), rata-rata menit harian yang dihabiskan untuk menonton pornografi ( r = 0.23, P < 0.001), dan perasaan umum tentang tekanan psikologis ( r = 0.34, P < 0.001).

Belajar 32

metode

Prosedur dan Peserta

Data dari 470 orang dewasa pengguna internet dengan riwayat penggunaan pornografi dalam setahun terakhir dianalisis dari sampel yang lebih besar yang terdiri dari 1,063 orang dewasa AS yang disesuaikan berdasarkan norma-norma representatif nasional AS tahun 2010 (berdasarkan data Sensus AS) untuk usia, jenis kelamin, etnis, ras, wilayah Sensus AS, dan pendapatan. Sampel non-probabilitas ini direkrut dan diberi kompensasi oleh layanan panel Turkprime ( Litman, Robinson, & Abberbock, 2017 ).

Sebagian dari dataset ini telah dipublikasikan sebelumnya dalam makalah-makalah berikut ( Grubbs et al., 2020 ; Grubbs & Gola, 2019 ; Grubbs, Grant; Engelman, 2019a ; Grubbs, Warmke, Tosi, James, & Campbell, 2019d ); namun, tidak satu pun dari studi tersebut yang berfokus pada struktur atau validitas BPS.

Ukuran

Sesuai dengan Studi 2, kami membatasi analisis pada mereka yang melaporkan penggunaan pornografi dalam setahun terakhir ( N = 470; usia rata-rata = 44.9; SD = 15.9; 72% laki-laki). Perilaku penggunaan pornografi dinilai, seperti pada Studi 2, menggunakan BPS dan pengukuran frekuensi penggunaan pornografi sendirian, frekuensi masturbasi dengan pornografi, dan rata-rata penggunaan pornografi harian dalam menit. Gangguan umum diukur melalui pengukuran lintas sektoral DSM-5 yang sama seperti yang dijelaskan dalam Studi 2. Perasaan kecanduan pornografi yang dilaporkan sendiri dinilai dengan CPUI-9 ( α = 0.91; Grubbs dkk., 2010 ; Grubbs dkk., 2015 ) dan subskala komponennya yang menilai Kompulsivitas yang Dirasakan ( α = 0.93), Gangguan Emosional ( α = 0.92), dan Upaya Akses ( α = 0.87).

Etika

Badan Peninjau Kelembagaan dari Departemen Bowling Green State University menyetujui Studi 3 sebagai pengecualian. Semua peserta memberikan persetujuan informasi elektronik sebelum terlibat dalam penelitian.

Hasil

Analisis faktor konfirmatori (CFA) menggunakan estimasi Robust DWLS mengungkapkan kesesuaian BPS yang sangat baik untuk unidimensionalitas (χ 2 (5) = 8.64, P = 0.12; CFI = 0.99, TLI = 0.98, RMSEA = 0.03, SRMR = 0.02). Skor BPS rata-rata rendah ( M = 1.92, SD = 2.69) dan reliabilitas internal tinggi ( α = 0.91). Pria ( M = 2.25, SD = 2.75) memperoleh skor lebih tinggi daripada wanita ( M = 1.12, SD = 2.39; t [1,48] = 4.04, P < 0.001, Cohen's d = 0.40).

Skor BPS berkorelasi dengan skor pada total CPUI-9 (r = 0.72, P <0.001) dan Perceived Compulsivity (r = 0.75, P <0.001), Upaya Akses (r = 0.64, P <0.001), dan Gangguan Emosional (r = 0.47, P <0.001) subskala. Skor BPS dikaitkan secara positif dengan frekuensi penggunaan pornografi selama setahun terakhir (r = 0.47, P <0.001), frekuensi masturbasi hingga pornografi selama setahun terakhir (r = 0.43, P <0.001), rata-rata penggunaan pornografi harian dalam hitungan menit (r = 0.33, P <0.001), dan perasaan tertekan secara umum (r = 0.33, P <0.001).

Belajar 4

metode

Prosedur dan peserta

Sampel ( Tabel Tambahan 4 ) terdiri dari 703 orang dewasa Polandia (512 perempuan, 72.8%) berusia 18–54 tahun ( M = 26.04, SD = 6.07). Sebagian dari dataset ini (191 laki-laki) berasal dari dataset yang dijelaskan dalam Kowalewska, Kraus, Lew-Starowicz, Gustavsson, dan Gola (2019).

Semua orang dewasa direkrut dari penduduk Polandia melalui iklan berbasis web di gumtree.pl (Craigslist versi Polandia) dan hiperseksualnosc.pl (situs web tim peneliti). Peserta yang menyelesaikan survei online dan meninggalkan alamat emailnya berhak untuk memenangkan salah satu dari hadiah berikut, lima voucher toko buku senilai 30, 15, atau 5 USD dan 30 tiket bioskop. Semua alamat email disimpan dalam database terpisah dan tidak terkait dengan data kuesioner untuk membantu memastikan anonimitas.

Ukuran

Selain menggunakan BPS, kami menilai impulsivitas menggunakan adaptasi Polandia dari UPPS-P ( Poprawa, 2014 ). Kami mengukur ciri-ciri obsesif-kompulsif menggunakan adaptasi Polandia dari Obsessive Compulsive Inventory – Revised (OCI-R) ( Foa et al., 2002 ; detail terjemahan disediakan dalam; Gola et al., 2017a ) dan adaptasi Polandia dari Sexual Addiction Screening Test – Revised (SAST-R) ( Gola et al., 2017a ) untuk menilai (1) obsesi terhadap seks, (2) afek, (3) gangguan hubungan akibat perilaku seksual, dan (4) perasaan kehilangan kendali atas perilaku seksual (total α SAST-R = 0.80).

Etika

Semua prosedur disetujui oleh Komite Etik Institut Psikologi, Akademi Ilmu Pengetahuan Polandia. Semua peserta diberikan persetujuan tertulis sebelum terlibat dalam penelitian.

Hasil

Sifat psikometrik dari BPS yang diadaptasi bahasa Polandia

Analisis faktor konfirmatori (CFA) tambahan menggunakan estimasi Robust DWLS menghasilkan kecocokan yang sangat baik untuk solusi satu faktor (Robust χ 2 (5) = 2.12, P = 0.83; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA = 0.00, SRMR = 0.02). Mirip dengan penelitian sebelumnya, adaptasi Polandia dari BPS memiliki konsistensi internal yang tinggi ( α = 0.89) dan korelasi antar-item rata-rata yang sedang ( r = 0.62). Baik konsistensi internal maupun korelasi antar-item rata-rata lebih tinggi pada laki-laki ( α = 0.88; r = 0.61) daripada perempuan ( α = 0.85; r = 0.54).

Seperti yang digambarkan pada Tabel 3 , untuk sampel lengkap, skor BPS rata-rata adalah 1.92 ( SD = 2.65). Pria ( M = 3.56, SD = 3.11) memiliki skor BPS yang lebih tinggi dibandingkan wanita ( M = 1.12, SD = 1.92), t (701) = 10.12, P < 0.001, Cohen's d = 0.76). Jumlah menit yang dihabiskan untuk menonton pornografi berkorelasi lemah dengan skor BPS tetapi hanya untuk pria. Sebagai dukungan terhadap validitas kriteria, skor BPS berkorelasi positif dengan tingkat keparahan gejala seperti yang diukur oleh SAST-R. Sebagai dukungan terhadap validitas diskriminan dan serupa dengan Studi 1, kami tidak menemukan korelasi antara skor BPS dan pencarian sensasi UPPS-P serta kurangnya perencanaan dan korelasi positif yang lemah antara skor BPS dan urgensi negatif, urgensi positif, dan ketekunan. Skor BPS berkorelasi lemah dengan ciri-ciri obsesif-kompulsif (lihat Tabel 3 untuk semua korelasi).

Tabel 3. Korelasi skor BPS dengan ukuran lain pada sampel orang dewasa komunitas Polandia ( N = 703)

Variabel Layar Singkat Pornografi Jarak
Perempuan (n = 512) Pria (n = 191)
r M (SD) r M (SD)
Layar Singkat Pornografi - 1.12 (1.92) - 3.56 (3.11) 0-10
Jumlah penggunaan pornografi selama seminggu terakhir (min.) 0.07 60.46 (108.93) 0.17 ∗ 124.66 (179.12) 1-1,200
Tes Skrining Kecanduan Seksual - Direvisi 0.43 ∗∗ 3.81 (2.99) 0.61 ∗∗ 5.51 (4.23) 0-18
Inventaris Obsesif Kompulsif - Direvisi 0.17 ∗∗ 18.03 (10.38) 0.25 ∗∗ 19.21 (9.72) 0-58
Urgensi Negatif UPPS-P 0.22 ∗∗ 29.26 (7.16) 0.29 ∗∗ 27.02 (7.79) 2-48
UPPS-P Kurangnya Rencana 0.06 22.28 (5.26) 0.14 21.83 (5.86) 2-41
UPPS-P Kurang Ketekunan 0.14 ∗∗ 20.25 (5.18) 0.15 ∗ 20.24 (4.92) 2-37
Mencari Sensasi UPPS-P -0.06 31.22 (7.75) -0.004 34.39 (7.99) 4-48
Urgensi Positif UPPS-P 0.12 ∗∗ 28.02 (9.54) 0.27 ∗∗ 28.90 (10.03) 9-56

Catatan. ∗ P < 0.05, ∗∗ P < 0.01.

M = rata-rata; SD = deviasi standar.

Belajar 5

metode

Prosedur dan peserta

Untuk memeriksa skor batas BPS, kami menilai tambahan 105 pria Polandia berusia 18–55 tahun ( M = 32.94; SD = 7.45) yang mencari pengobatan untuk CSBD, yang sebagian besar melaporkan PPU (lihat Tabel Tambahan 5 dan 6 ). Kelompok yang mencari pengobatan mencakup kumpulan data dari studi berikut: Wordecha dkk. (2018) (9 pria); Gola, Lew-Starowicz, Draps, dan Kowalewska (2019) (57 pria); Draps dkk. (2020) (26 pria); Holas, Draps, Kowalewska, Lewczuk, & Gola (2020) (13 pria). Kelompok kontrol terdiri dari 191 pria dewasa berusia 18–54 tahun ( M = 26.04; SD = 6.07) dari Studi 4.

Pasien yang mencari pengobatan direkrut dari kalangan pria yang mencari pengobatan untuk PPU di dua klinik seksologi di Warsawa antara Juni 2014 dan November 2017. Semua pasien yang mencari pengobatan untuk PPU memenuhi empat dari lima kriteria diagnostik untuk gangguan hiperseksual seperti yang diusulkan oleh Kafka (2010) untuk DSM-5.

Ukuran

Setelah menyelesaikan wawancara awal, pasien disaring berdasarkan kriteria inklusi/eksklusi. Kriteria inklusi/eksklusi terdiri dari heteroseksual secara eksklusif atau dominan (sebagaimana dinilai menggunakan adaptasi Polandia dari Skala Kinsey; Kinsey, Pomeroy, & Martin, 1948 ) dan tidak memenuhi kriteria diagnostik untuk gangguan penggunaan alkohol ( Saunders, Aasland, Babor, De la Fuente, & Grant, 1993 ) atau gangguan perjudian (skor <5 pada South Oaks Gambling Screen (SOGS α = 0.70) ( Lesieur & Blume, 1987 ). Semua pasien pria juga dinilai dengan Wawancara Klinis Terstruktur untuk DSM-IV (SCID) ( Gibbon, Spitzer, Williams, Benjamin, & First, 1997 ) untuk gangguan obsesif-kompulsif, kontrol impuls, bipolar, kecemasan, psikotik, dan penggunaan zat serta perilaku seksual ( Tabel Tambahan 6 ). Pasien pria yang memenuhi setidaknya tiga kriteria CSBD ( Kraus dkk., 2018 ) dan empat untuk gangguan hiperseksual ( Kafka, 2010 ) dan tidak satu pun dari gangguan yang disebutkan di atas diundang untuk berpartisipasi dalam penelitian ini.

Etika

Semua prosedur disetujui oleh Komite Etik Institut Psikologi, Akademi Ilmu Pengetahuan Polandia. Semua peserta diberikan persetujuan tertulis sebelum terlibat dalam penelitian.

Hasil

Skor BPS rata-rata untuk pria yang mencari pengobatan adalah 7.50 ( SD = 2.58) dan secara signifikan lebih tinggi daripada pria yang tidak mencari pengobatan, 3.56 ( SD = 3.12), z = 14.66, P < 0.001, Cohen's d = 1.38. Kami menilai kualitas klasifikasi kelompok pasien yang dipilih sebelumnya ( n = 105) terhadap semua pria dari kelompok kontrol (Studi 4, n = 191) (lihat Gambar 1 untuk kurva ROC). Kurva ROC menangkap area 82.2% dari 5 item uji ( SE = 0.02; P < 0.001), ditandai dengan interval kepercayaan 95% dengan batas 77.5% dan 86.9%. Seperti yang ditunjukkan pada Tabel 4 , nilai ambang batas yang diusulkan adalah 4, dengan sensitivitas 58.42%, spesifisitas 90.48%, nilai prediksi positif 91.74% (95% CI 85.88%–95.30%), nilai prediksi negatif 54.60% (95% CI 50.12%–59.00%), dan akurasi 69.83% (95% CI 64.24%–75.02%). Nilai ambang batas 5 ditandai dengan sensitivitas 68.42% dan spesifisitas 83.81% (lihat Tabel 4 ).

Ara. 1.
Ara. 1.

Studi 5, kurva KOP untuk BPS yang diadaptasi di Polandia bagi mereka yang mencari pengobatan untuk penggunaan pornografi yang bermasalah (Skor 4 atau lebih tinggi)

Sitasi: Jurnal Kecanduan Perilaku J Behav Addict 9, 2; 10.1556/2006.2020.00038

Tabel 4. Analisis ROC untuk usulan Brief Pornography Screen (BPS) dengan skor batas yang disarankan

Statistik Nilai 4 di BPS Nilai 5 di BPS
Nilai 95% CI Nilai 95% CI
Kepekaan 58.4% 51.1 – 65.5% 68.4% 61.3 – 75.0%
Kekhususan 90.5% 83.2 – 95.3% 83.8% 75.6 – 90.3%
Rasio Kemungkinan Positif 6.13 3.36-11.20 4.23 2.71-6.60
Rasio Kemungkinan Negatif 0.46 0.38-0.55 0.38 0.30-0.47
Prevalensi penyakit 64.4% 58.7 – 69.9% 64.4% 58.7 – 69.9%
Nilai Prediktif Positif 91.7% 85.8 – 95.3% 88.4% 83 – 92.3%
Nilai Prediktif Negatif 54.6% 50.1 – 59% 59.5% 53.9 – 64.8%
Ketepatan 69.8% 64.2 – 75% 73.9% 68.5 – 78.8%

Untuk memeriksa perubahan PPU di antara pasien yang mencari pengobatan, kami membandingkan skor BPS dari 57 pria dari sampel klinis kami sebelum dan setelah dua bulan terapi farmakologis dengan naltrexone atau paroxetine ( Gola et al., 2019 ) menggunakan uji t sampel dependen . Skor BPS berbeda setelah pengobatan ( t (56) = 6.75; P < 0.001, Cohen's d = 1.80), dengan skor BPS yang lebih tinggi sebelum terapi ( M = 8.54; SD = 1.77) daripada setelah dua bulan terapi ( M = 5.75; SD = 2.97).

Diskusi

Studi saat ini mengevaluasi BPS, alat skrining singkat, untuk mengidentifikasi kemungkinan PPU. Teknik pengambilan sampel yang kuat yang digunakan dalam penelitian kami belum pernah digunakan sebelumnya saat mengembangkan skala yang dirancang untuk menilai PPU. Secara keseluruhan, BPS sehat secara psikometri seperti yang ditunjukkan oleh ukuran reliabilitas dan validitas di beberapa sampel, memberikan dukungan awal untuk penggunaannya dalam praktik klinis, meskipun penelitian tambahan diperlukan untuk menentukan utilitas klinisnya untuk individu yang mencari pengobatan sepenuhnya.

Penelitian sebelumnya secara konsisten menunjukkan bahwa pria, dibandingkan dengan wanita, lebih sering menonton dan melakukan masturbasi dengan pornografi ( Bothe et al., 2018 ; Grubbs, Wilt, Exline, & Pargament, 2018a ; Wright, 2013 ), dan temuan ini diamati di kelima sampel. Konsisten dengan penelitian sebelumnya, kami menemukan bahwa pria, dibandingkan dengan wanita, melaporkan lebih banyak kekhawatiran terkait penggunaan pornografi ( Bothe et al., 2018 ; Kor et al., 2014 ). Studi kami unik karena kami meneliti sifat psikometrik di antara lima sampel berbeda (misalnya, veteran AS, dua sampel dewasa umum AS, orang dewasa Polandia, dan pasien pria Polandia yang menjalani perawatan untuk CSBD). Mengingat keragaman sampel yang kami rekrut untuk mengevaluasi sifat psikometrik BPS, kami percaya temuan ini memiliki generalisasi untuk kelompok klinis dan non-klinis dari berbagai negara. Namun demikian, kehati-hatian tetap diperlukan, dan kami merekomendasikan penelitian lebih lanjut untuk memvalidasi BPS pada populasi klinis, khususnya di kalangan wanita dan minoritas seksual dan gender yang mencari pengobatan untuk PPU.

Pemeriksaan awal kami terhadap kuesioner enam item yang diusulkan dalam Studi 1 mengungkapkan bahwa satu item tidak seimbang, dan analisis lebih lanjut menyarankan untuk menghapusnya. Di seluruh studi, kuesioner lima item menunjukkan konsistensi internal yang tinggi serta validitas konstruk, konvergen, diskriminan, dan kriteria. Seperti yang diharapkan, skor BPS berkorelasi kuat dengan skala lain yang sudah ada sebelumnya yang menilai PPU (misalnya, CPUI-9 ( Grubbs dkk., 2015 ) dan PPUS ( Kor dkk., 2014 )) sementara hanya berkorelasi sedang dengan ukuran keparahan gejala yang menilai hiperseksualitas ( Reid, Garos dkk., 2011a ; Reid, Li dkk., 2011b ) atau kecanduan seksual ( Gola dkk., 2017b ). Dengan demikian, kuesioner ini lebih erat kaitannya dengan ukuran yang menilai dimensi PPU tetapi masih terkait dengan ukuran umum yang berkaitan dengan CSBD (misalnya, kontrol yang terganggu, upaya berhenti yang gagal). Kami tidak bermaksud agar BPS berfungsi sebagai proksi CSBD. Namun, penelitian menunjukkan bahwa PPU adalah salah satu masalah yang paling sering dilaporkan di antara individu yang mencari perawatan kesehatan mental untuk CSBD ( Kraus, Meshberg-Cohen, Martino, Quinones, & Potenza, 2015a ; Kraus, Potenza et al., 2015b ; Reid et al., 2012 ). Oleh karena itu, BPS mungkin merupakan alat yang berguna untuk mendeteksi kemungkinan PPU di antara individu yang mencari perawatan untuk CSBD. Wawancara klinis tambahan diperlukan untuk menentukan keberadaan CSBD, yang dapat bermanifestasi sebagai PPU di antara individu yang mencari perawatan dengan presentasi klinis yang berbeda ( Kraus & Sweeney, 2019 ).

Kami juga menemukan bahwa, secara umum, skor BPS berkorelasi lemah dengan impulsivitas ( Cyders et al., 2014 ; Lynam et al., 2006 ) dan ciri-ciri obsesif-kompulsif ( Foa et al., 2002 ). Sebagai dukungan terhadap penelitian sebelumnya ( Bőthe et al., 2018 , 2019 ), skor BPS berkorelasi sedang dengan ukuran perasaan tertekan dan depresi secara umum; kami juga menemukan korelasi sedang antara skor BPS dan ukuran perasaan kecanduan pornografi dan memprioritaskan menonton pornografi daripada aktivitas lain ( Grubbs, Perry, Wilt, & Reid, 2019c ). Seperti yang dicatat di tempat lain ( Kor et al., 2014 ), kami juga menemukan korelasi sedang antara menonton pornografi dan PPU seperti yang diukur oleh BPS, meskipun hubungan tampak lebih kuat antara skor BPS dan frekuensi masturbasi. Kami mengantisipasi asosiasi seperti itu antara perilaku menonton pornografi dan skor BPS. Seperti yang dibahas dalam karya lain ( Gola, Lewczuk, & Skorko, 2016 ; Kraus, Martino, et al., 2016a ; Bőthe et al. 2020 ), kami juga menemukan bahwa frekuensi menonton pornografi tidak selalu menjadi indikator PPU. Di antara kedua sampel nasional AS, kami menemukan proporsi individu yang tinggi (terutama laki-laki) yang mendapat skor setidaknya empat atau lebih pada BPS. 1

Diperlukan penelitian tambahan untuk menetapkan norma BPS (Biochemical Progressive Scale) untuk penggunaan pornografi, yang mungkin bervariasi berdasarkan jenis kelamin, usia, dan kemungkinan faktor sosial ekonomi lainnya. Lebih lanjut, penelitian tentang penggunaan pornografi masih terus berkembang, dan diperlukan lebih banyak upaya untuk mengidentifikasi faktor risiko dan faktor pelindung yang terkait dengan PPU (Pornography-based Use/Penggunaan Pornografi yang Tidak Diinginkan). Selain itu, perekrutan sampel perempuan dalam jumlah besar akan memungkinkan pemeriksaan yang lebih mendalam tentang kemungkinan pengaruh gender ketika mempelajari PPU pada sampel nonklinis dan klinis. Ada kebutuhan khusus untuk menyelidiki PPU di kalangan perempuan yang melaporkan tingkat penggunaan pornografi yang tinggi (yaitu, setiap hari, beberapa kali sehari). Kelompok ini tidak terwakili secara merata dalam sampel kami dan secara keseluruhan, perempuan yang menggunakan pornografi biasanya melaporkan tingkat yang lebih rendah dibandingkan dengan laki-laki. Hasil yang spesifik untuk perempuan secara umum harus diwaspadai, karena hasil kami kemungkinan dipengaruhi oleh ukuran sampel yang kecil, dan penelitian lebih lanjut yang meneliti perbedaan terkait gender pada PPU perempuan direkomendasikan. Seperti yang telah dilakukan dalam penelitian baru-baru ini ( Bőthe et al. 2020 ), kami juga merekomendasikan agar pengujian invariansi gender dengan BPS dilakukan untuk menyelidiki lebih lanjut sifat psikometriknya pada perempuan atau kelompok beragam lainnya.

Kekuatan utama dari penelitian kami saat ini adalah kami memasukkan sampel pria yang mencari pengobatan untuk CSBD untuk menentukan sensitivitas dan spesifisitas layar singkat untuk PPU. Secara khusus, dalam Studi 5, kami secara independen memeriksa PPU di antara 105 pria yang terdaftar dalam uji klinis acak untuk CSBD. Setelah membandingkan pasien CSBD dengan peserta kontrol yang tidak terpengaruh, kami menentukan skor batas klinis awal di BPS menjadi empat. Seperti yang kami tafsirkan saat ini, skor empat atau lebih tinggi di BPS harus menjamin evaluasi lebih lanjut oleh profesional perawatan kesehatan untuk PPU. Namun, skor di antara pria yang mencari pengobatan Polandia (mengidentifikasi diri sebagai heteroseksual) dan veteran yang tertarik dengan pengobatan untuk PPU melaporkan skor di atas 6. Ada kemungkinan bahwa batas klinis minimal empat, dengan skor enam atau lebih tinggi. , mungkin mencerminkan kebutuhan akan layanan klinis. Diperlukan perbaikan lebih lanjut dengan sampel klinis dan non-klinis untuk menentukan nilai batas optimal pada BPS. Skor batas yang diusulkan harus diinterpretasikan dengan hati-hati saat ini.

Meskipun menjanjikan, penelitian ini memiliki beberapa keterbatasan. Pertama, meskipun empat dari lima sampel mencakup perempuan, penelitian tambahan tentang PPU di kalangan perempuan dan populasi yang beragam diperlukan untuk mengatasi pertimbangan terkait gender dan keragaman. Data awal menunjukkan bahwa perempuan tujuh kali lebih kecil kemungkinannya daripada laki-laki untuk mencari pengobatan untuk PPU ( Lewczuk, Szmyd, Skorko, & Gola, 2017 ). Keterbatasan tambahan adalah bahwa kami hanya merekrut sampel laki-laki heteroseksual Polandia untuk menentukan skor batas klinis untuk BPS, dan pekerjaan di masa mendatang diperlukan untuk menentukan ambang batas untuk perempuan serta populasi klinis dari negara lain dan individu dengan orientasi seksual yang berbeda. Saat ini, kami tidak memiliki bukti yang menunjukkan bahwa seharusnya ada skor batas yang berbeda untuk laki-laki dan perempuan atau kelompok spesifik lainnya. Kami menduga bahwa studi lebih lanjut tentang PPU di antara sampel besar dan beragam laki-laki dan perempuan, populasi minoritas seksual dan gender, dan kelompok lain, termasuk sampel klinis dan nonklinis, akan membantu mengidentifikasi skor batas optimal untuk mengidentifikasi individu dengan kemungkinan PPU.

Lebih lanjut, kami mengakui bahwa penelitian tambahan juga diperlukan untuk memvalidasi BPS dan tindakan PPU lainnya di negara-negara non-Barat dan dalam sampel dengan keragaman etnis dan kelompok minoritas seksual. Representasi penelitian yang berlebihan dari negara-negara Barat telah membatasi pemahaman kita tentang PPU di antara beragam budaya dan kelompok etnis. Ada kemungkinan bahwa nilai batas yang disarankan di BPS dapat bervariasi berdasarkan pertimbangan gender atau budaya, dan pekerjaan tambahan diperlukan untuk menentukan ambang batas yang sesuai untuk kelompok klinis dan nonklinis. Berdasarkan hal ini, diperlukan studi multikultural dan multi-sampel di masa mendatang yang menilai utilitas dan invariansi pengukuran BPS. Batasan tambahan adalah bahwa kami tidak menggunakan wawancara klinis untuk empat dari lima studi karena kami mengandalkan desain berbasis web mengingat biaya dan kesulitan dalam merekrut kelompok besar pria dan wanita dari berbagai latar belakang. Skor dan tanggapan dapat bervariasi sampai tingkat tertentu ketika skala diberikan secara tatap muka oleh seorang dokter. Selain itu, dalam penelitian mendatang dengan sampel yang lebih besar dan lebih beragam dengan konfirmasi klinis melalui wawancara, teori respons item (IRT) dapat digunakan untuk menentukan dengan lebih baik di mana individu ditempatkan di seluruh kontinum PPU, dan penggunaan pornografi secara lebih umum, menggunakan BPS dan memberikan kejelasan dan penyempurnaan lebih lanjut tentang skor batas potensial. Selain itu, karena Studi 5 hanya berisi pria yang direkrut yang mengidentifikasi dirinya sebagai heteroseksual, kami merekomendasikan penelitian lebih lanjut dengan BPS untuk memasukkan pria gay dan biseksual dan minoritas seksual lainnya saat menentukan kemungkinan skor untuk PPU.

Kegunaan BPS sebagai alat klinis harus dipertimbangkan secara terpisah dari kegunaannya sebagai alat untuk memahami PPU dalam studi populasi. Lebih tepatnya, penelitian di masa mendatang harus secara khusus memeriksa dan menjelaskan penggunaan dan interpretasi terbaik dari skor BPS dalam sampel klinis versus non-klinis. Seperti yang dibahas di tempat lain ( Kraus & Sweeney, 2019 ), penting untuk menyelidiki PPU di antara individu yang mencari pengobatan dan memahami motif yang mendasari perilaku pencarian pengobatan. Baik motivasi maupun hambatan untuk perawatan PPU belum sepenuhnya diteliti dan memerlukan perhatian tambahan. Saat ini, kami mengusulkan bahwa skrining positif pada BPS tidak boleh diinterpretasikan sebagai diagnosis gangguan kesehatan mental yang mendasarinya. Karena BPS tidak menanyakan tentang gangguan di area utama fungsi kehidupan seperti yang dirinci dalam kriteria diagnostik untuk CSBD, penilaian tersebut harus dilakukan secara klinis untuk individu yang mendapat skrining positif pada BPS. Penelitian di masa mendatang diperlukan untuk menguji dan memvalidasi BPS di antara populasi yang beragam menggunakan desain berbasis web dan tatap muka. Faktor-faktor lain, seperti inkonsistensi moral dan kondisi kejiwaan (penyalahgunaan zat, bipolar) dan medis (demensia, Parkinson), harus dipertimbangkan ketika menilai PPU dan mempertimbangkan rekomendasi pengobatan ( Brand, Antons, Wegmann, & Potenza, 2019 ; Grubbs & Perry, 2019 ; Grubbs, Perry, Wilt, & Reid, 2019c ; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament, & Kraus, 2018b ; Kraus & Sweeney, 2019 ). Para peneliti ( Štulhofer, Bergeron, & Jurin, 2016a ; Štulhofer, Jurin, & Briken, 2016b ) juga mencatat bahwa faktor-faktor seperti hasrat seksual yang tinggi tetap sulit dipisahkan dari hiperseksualitas, yang menimbulkan kekhawatiran terkait bagaimana PPU dikonseptualisasikan. Diperlukan penelitian lebih lanjut yang mengkaji hasrat dan/atau perilaku seksual yang tinggi di antara berbagai kelompok, seiring dengan pengembangan alat oleh para peneliti dan klinisi untuk menilai PPU secara akurat. Pertimbangan serupa juga ada untuk menilai ketidaksesuaian moral seperti yang dijelaskan dalam kriteria untuk CSBD.

Terutama, penelitian lebih lanjut diperlukan untuk menilai tes ulang dan sensitivitas dan spesifisitas antara sampel klinis dan non-klinis dengan menggunakan BPS. Mengingat singkatnya BPS (1–2 menit untuk menyelesaikan), penelitian tambahan harus mengujicobakan penggunaannya dalam pengaturan medis dan kesehatan untuk mengidentifikasi individu dengan PPU yang akan mendapat manfaat dari pengobatan. Kesimpulannya, pemeriksaan awal kami terhadap BPS menunjukkan bahwa secara psikometri, singkat, dan mudah digunakan dalam pengaturan klinis dan non-klinis dengan potensi tinggi untuk digunakan dalam populasi di seluruh yurisdiksi internasional.

Sumber pendanaan

Penulis mengungkapkan penerimaan dukungan keuangan berikut untuk penelitian, kepenulisan, dan publikasi artikel ini. Studi 1 didanai oleh dukungan dari Departemen Penelitian dan Pengembangan Urusan Veteran, Penelitian dan Pengembangan Ilmu Klinis (ZDA1, PI Rani A. Hoff) dan VISN 1 New England MIRECC (PI Shane W. Kraus). Studi 2 dan 3 didukung oleh dana kelembagaan yang disediakan oleh Bowling Green State University (PI Joshua Grubbs). Studi 4 dan 5 didukung oleh Pusat Sains Nasional Polandia (2014/15 / B / HS6 / 03792; PI M. Gola).

Steven D. Shirk, Steve Martino, dan Rani A. Hoff adalah karyawan tetap di Departemen Urusan Veteran. Potenza telah menerima dukungan dari Connecticut State Department of Mental Health and Addiction Services, Connecticut Mental Health Center, dan Connecticut Council on Problem Gambling. Drs. Kraus, Potenza, dan Shirk telah menerima dukungan dari National Center for Responsible Gaming. Lembaga pemberi dana tidak memberikan masukan atau komentar atas isi naskah, dan isi naskah mencerminkan kontribusi dan pemikiran penulis serta tidak serta merta mencerminkan pandangan lembaga pemberi dana.

Kontribusi penulis

SWK membuat konsep dan menulis draf awal. SWK, RAH, MNP, dan SM berkontribusi pada pengumpulan dan analisis data Studi 1. JBG berkontribusi pada pengumpulan dan analisis data Studi 2 dan 3. MG, EK, dan ML berkontribusi pada pengumpulan dan analisis data untuk Studi 4 dan 5. SDS memberikan pengawasan statistik untuk Studi 1 dan panduan untuk studi lainnya. Semua penulis memberikan masukan, membaca, dan mereview naskah sebelum diserahkan. SWK dan penulis lain menyetujui draf akhir naskah.

Konflik kepentingan

Penulis menyatakan tidak ada potensi konflik kepentingan sehubungan dengan penelitian, kepenulisan, dan publikasi artikel ini.

Layar Singkat Pornografi (BPS) Tanggal:
INDO#:
Arah: Dalam 6 bulan terakhir, apakah situasi ini pernah terjadi pada Anda sehubungan dengan penggunaan pornografi oleh Anda? Tak pernah Kadang-kadang Sangat sering
  • Anda mendapati diri Anda menggunakan pornografi lebih dari yang Anda inginkan.
 0 1 2
  • Anda telah mencoba untuk "mengurangi" atau berhenti menggunakan pornografi, tetapi tidak berhasil.
 0 1 2
  • Anda sulit menolak dorongan kuat untuk menggunakan pornografi.
 0 1 2
  • Anda menemukan diri Anda menggunakan pornografi untuk mengatasi emosi yang kuat (misalnya, kesedihan, kemarahan, kesepian, dll.).
 0 1 2
  • Anda terus menggunakan pornografi meskipun Anda merasa bersalah karenanya.
 0 1 2

Penilaian . Skor ≥ 4 dianggap sebagai hasil skrining positif untuk kemungkinan penggunaan pornografi yang bermasalah. Pemeriksaan tambahan untuk kemungkinan penggunaan pornografi yang bermasalah sangat dianjurkan.

1. Di antara pengguna pornografi dalam setahun terakhir, 25% (20.6% wanita, 28.6% pria) memperoleh skor empat atau lebih pada BPS (13.8% secara keseluruhan; 7.6% wanita; 20.2% pria).

2. Di antara pengguna pornografi dalam setahun terakhir, 30.1% (11.6% wanita; 32.8% pria) memperoleh skor empat atau lebih (11.6% secara keseluruhan; 1.9% wanita; 10.1% pria).

data pelengkap

Data tambahan untuk artikel ini dapat ditemukan secara online di https://doi.org/10.1515/jba.2020.00038.

Referensi

  • Bothe , B. , Toth-Kiraly , I. , Zsila , A. , Griffiths , MD , Demetrovics , Z. , & Orosz , G. ( 2018 ) . Pengembangan skala konsumsi pornografi bermasalah (PPCS) . The Journal of Sex Research , 55 , 395–406.

  • Brand , M. , Antons , S. , Wegmann , E. , & Potenza , MN ( 2019 ). Asumsi teoritis tentang masalah pornografi karena ketidaksesuaian moral dan mekanisme penggunaan pornografi yang adiktif atau kompulsif: Apakah kedua "kondisi" tersebut secara teoritis berbeda seperti yang disarankan? Archives of Sexual Behavior , 48 , 417–423.

  • Bőthe , B. , Tóth-Király , I. , Demetrovics , Z. , & Orosz , G. ( 2020 ). Versi singkat dari skala konsumsi pornografi bermasalah (PPCS-6): Pengukuran yang andal dan valid pada populasi umum dan populasi yang mencari pengobatan . Jurnal Penelitian Seks , 1–11.

  • Bőthe , B. , Toth -Király , I. , Orosz , G. , Potenza , MN , & Demetrovics , Z. ( 2020 ) Penggunaan pornografi frekuensi tinggi mungkin tidak selalu bermasalah . Jurnal Kedokteran Seksual , 17 (4) , 793–811.

  • Bőthe , B. , Tóth-Király , I. , Potenza , MN , Griffiths , MD , Orosz , G. , & Demetrovics , Z. ( 2019 ). Meninjau kembali peran impulsivitas dan kompulsivitas dalam perilaku seksual bermasalah . The Journal of Sex Research , 56 , 166–179.

  • Clark , LA , & Watson , D. ( 1995 ). Membangun validitas: Isu-isu dasar dalam pengembangan skala objektif . Penilaian Psikologis , 7 , 309–319.

  • Coleman , E. , Raymond , N. , & McBean , A. ( 2003 ). Penilaian dan pengobatan perilaku seksual kompulsif . Minnesota Medicine , 86 , 42–47.

  • Conway , JM , & Huffcutt , AI ( 2003 ). Tinjauan dan evaluasi praktik analisis faktor eksploratori dalam penelitian organisasi . Metode Penelitian Organisasi , 6 , 147–168.

  • Costello , AB , & Osborne , J. ( 2005 ). Praktik terbaik dalam analisis faktor eksploratori: Empat rekomendasi untuk mendapatkan hasil maksimal dari analisis Anda . Practical Assessment , Research and Evaluation , 10 , 1–9.

  • Cyders , MA , Littlefield , AK , Coffey , S. , & Karyadi , KA ( 2014 ). Pemeriksaan versi singkat bahasa Inggris dari skala perilaku impulsif UPPS-P . Perilaku Adiktif , 39 , 1372–1376.

  • Decker , SE , Hoff , R. , Martino , S. , Mazure , CM , Park , CL , Porter , E. , ( 2019 ). Apakah disregulasi emosi berhubungan dengan ide bunuh diri pada veteran pasca 9/11? Arsip Penelitian Bunuh Diri , 1–15 . Publikasi elektronik.

  • Dickenson , JA , Gleason , N. , Coleman , E. , & Miner , MH ( 2018 ). Prevalensi kesulitan yang berhubungan dengan kesulitan mengendalikan dorongan, perasaan, dan perilaku seksual di Amerika Serikat . JAMA Network Open , 1 , e184468–e184468.

  • Draps , M. , Sescousse , G. , Potenza , MN , Duda , A. , Lew-Starowicz , M. , Kopera , M. , ( 2020 ). Perbedaan volume materi abu-abu pada gangguan kontrol impuls dan kecanduan . PsyArchiv.

  • Fernandez , DP , & Griffiths , MD ( 2019 ). Instrumen psikometrik untuk penggunaan pornografi yang bermasalah: Tinjauan sistematis . Evaluasi & Profesi Kesehatan , 1–71.

  • Flora, DB, & Curran, PJ (2004). Evaluasi empiris metode alternatif estimasi untuk analisis faktor konfirmatori dengan data ordinal. Metode Psikologis, 9(4), 466-491.

  • Foa , EB , Huppert , JD , Leiberg , S. , Langner , R. , Kichic , R. , Hajcak , G. , ( 2002 ). Inventarisasi obsesif- kompulsif : Pengembangan dan validasi versi singkat . Penilaian Psikologis , 14 , 485–496.

  • Gibbon , M. , Spitzer , RL , Williams , JB , Benjamin , LS , & First , MB ( 1997 ). Wawancara klinis terstruktur untuk gangguan kepribadian aksis II DSM-IV (SCID-II) . Am Psych Pub.

  • Gola , M. , Kowalewska , E. , Wordecha , M. , Lew-Starowicz , M. , Kraus , S. , & Potenza , M. ( 2018 ). Temuan dari uji coba lapangan gangguan perilaku seksual kompulsif di Polandia . Dalam Makalah yang dipresentasikan di Journal of Behavioral Addictions.

  • Gola , M. , Lew-Starowicz , M. , Draps , M. , & Kowalewska , E. ( 2019 ). Perbandingan efek pengobatan farmakologis dan psikologis CSBD . Journal of Behavioral Addictions , 8 , 65.

  • Gola , M. , Lewczuk , K. , & Skorko , M. ( 2016 ). Apa yang penting: Kuantitas atau kualitas penggunaan pornografi? Faktor psikologis dan perilaku dalam mencari pengobatan untuk penggunaan pornografi yang bermasalah . Jurnal Kedokteran Seksual , 13 , 815–824.

  • Gola , M. , & Potenza , MN ( 2018 ). Bukti kebenaran suatu hal terletak pada hasilnya: Data diperlukan untuk menguji model dan hipotesis yang berkaitan dengan perilaku seksual kompulsif . Arsip Perilaku Seksual , 47 , 1323–1325.

  • Gola , M. , Wordecha , M. , Sescousse , G. , Lew-Starowicz , M. , Kossowski , B. , Wypych , M. , ( 2017a ) . Dapatkah pornografi menyebabkan kecanduan? Sebuah studi fMRI pada pria yang mencari pengobatan untuk penggunaan pornografi yang bermasalah . Neuropsychopharmacology , 42 , 2021–2031.

  • Telanjang, M., Skorko, M., Kowalawska, E., Kolodziej, A., sikora, M., Wodyk, M., (2017b). Adaptasi Polandia dari Tes Skrining Kecanduan Seksual - Direvisi (SAST-PL-M). Psikiatri Polandia, 51(1) 95-115. https://doi.org/10.12740/PP/OnlineFirst/61414.

  • Grant , JE , Atmaca , M. , Fineberg , NA , Fontenelle , LF , Matsunaga , H. , Veale , D. , ( 2014 ). Gangguan kontrol impuls dan “kecanduan perilaku” dalam ICD-11 . Psikiatri Dunia , 13 , 125.

  • Grubbs, JB, & Telanjang, M. (2019). Apakah penggunaan pornografi terkait dengan fungsi ereksi? Hasil dari analisis kurva pertumbuhan cross-sectional dan laten. Jurnal Kedokteran Seksual, 16(1), 111-125.

  • Grubbs , JB , Grant , JT , & Engelman , J. ( 2019a ). Identifikasi diri sebagai pecandu pornografi: Meneliti peran penggunaan pornografi, religiusitas, dan ketidaksesuaian moral . Kecanduan & Kompulsivitas Seksual , 25 , 269–292.

  • Grubbs , JB , Kraus , SW , & Perry , SL ( 2019b ). Kecanduan pornografi yang dilaporkan sendiri dalam sampel yang representatif secara nasional : Peran kebiasaan penggunaan, religiusitas, dan ketidaksesuaian moral . Journal of Behavioral Addictions , 8 , 88–93.

  • Grubbs , JB , Kraus , SW , Perry , SL , Lewczuk , K. , & Gola , M. ( 2020 ). Ketidaksesuaian moral dan perilaku seksual kompulsif: Hasil dari interaksi lintas bagian dan analisis kurva pertumbuhan paralel . Jurnal Psikologi Abnormal , 129 , 266–278.

  • Grubbs , JB , & Perry , SL ( 2019 ). Ketidaksesuaian moral dan penggunaan pornografi: Tinjauan kritis dan integrasi . Jurnal Penelitian Seks , 56 , 29–37.

  • Grubbs , JB , Perry , SL , Wilt , JA , & Reid , RC ( 2019c ). Masalah pornografi akibat ketidaksesuaian moral: Model integratif dengan tinjauan sistematis dan meta-analisis . Arsip Perilaku Seksual , 48 , 397–415.

  • Grubbs , JB , Sessoms , J. , Wheeler , DM , & Volk , F. ( 2010 ). Inventarisasi penggunaan pornografi siber: Pengembangan instrumen penilaian baru . Kecanduan & Kompulsivitas Seksual , 17 , 106–126.

  • Grubbs , JB , Volk , F. , Exline , JJ , & Pargament , KI ( 2015 ). Penggunaan pornografi internet: Kecanduan yang dirasakan, tekanan psikologis, dan validasi pengukuran singkat . Journal of Sex Martial Therapy , 41 , 83–106.

  • Grubbs , JB , Warmke , B. , Tosi , J. , James , AS , & Campbell , WK ( 2019d ). Pamer moral dalam wacana publik: Motif pencarian status sebagai mekanisme penjelasan potensial dalam memprediksi konflik . PloS One , 14 ( 10 ), e0223749.

  • Grubbs , JB , Wilt , JA , Exline , JJ , & Pargament , KI ( 2018a ). Memprediksi penggunaan pornografi dari waktu ke waktu: Apakah “kecanduan” yang dilaporkan sendiri penting? Perilaku Adiktif , 82 , 57–64.

  • Grubbs , JB , Wilt , JA , Exline , JJ , Pargament , KI , & Kraus , SW ( 2018b ) . Ketidaksetujuan moral dan persepsi kecanduan terhadap pornografi internet: Pemeriksaan longitudinal . Addiction , 113 , 496–506.

  • Holas , P. , Draps , M. , Kowalewska , E. , Lewczuk , K. , & Gola , M. ( 2020 ). Percobaan pencegahan kekambuhan berbasis mindfulness untuk gangguan perilaku seksual kompulsif . PsyArchiv.

  • James , LM , Strom , TQ , & Leskela , J. ( 2014 ). Perilaku pengambilan risiko dan impulsivitas di kalangan veteran dengan dan tanpa PTSD dan TBI ringan . Kedokteran Militer , 179 , 357–363.

  • Kafka , MP ( 2010 ). Gangguan hiperseksual : Diagnosis yang diusulkan untuk DSM-V . Arsip Perilaku Seksual , 39 , 377–400.

  • Kinsey , AC , Pomeroy , WB , & Martin , CE ( 2003 ) . Perilaku seksual pada pria. 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 ). Haruskah gangguan hiperseksual diklasifikasikan sebagai kecanduan? Kecanduan & Kompulsivitas Seksual , 20 , 27–47.

  • Kor , A. , Zilcha-Mano , S. , Fogel , YA , Mikulincer , M. , Reid , RC , & Potenza , MN ( 2014 ). Pengembangan psikometrik skala penggunaan pornografi bermasalah . Perilaku Adiktif , 39 , 861–868.

  • Kowalewska , E. , Kraus , SW , Lew-Starowicz , M. , Gustavsson , K. , & Gola , M. ( 2019 ). Dimensi seksualitas manusia mana yang berhubungan dengan gangguan perilaku seksual kompulsif ( CSBD )? Studi menggunakan kuesioner seksualitas multidimensional pada sampel pria Polandia . Jurnal Kedokteran Seksual , 16 , 1264–1273.

  • Kraus , SW , Krueger , RB , Briken , P. , First , MB , Stein , DJ , Kaplan , MS , ( 2018 ) . Gangguan perilaku seksual kompulsif dalam ICD-11 . Psikiatri Dunia , 17 , 109–110.

  • Kraus , SW , Martino , S. , & Potenza , MN ( 2016a ). Karakteristik klinis pria yang tertarik mencari pengobatan untuk penggunaan pornografi . Journal of Behavioral Addictions , 5 , 169–178.

  • Kraus , SW , Martino , S. , Potenza , MN , Park , C. , Merrel , JD , & Hoff , RA ( 2017 ) . Memeriksa perilaku seksual kompulsif dan psikopatologi di antara sampel veteran militer pria dan wanita AS pasca penugasan . Psikologi Militer , 29 , 143–156.

  • Kraus , SW , Meshberg-Cohen , S. , Martino , S. , Quinones , LJ , & Potenza , MN ( 2015a ). Pengobatan penggunaan pornografi kompulsif dengan naltrexone: Laporan kasus . American Journal of Psychiatry , 172 , 1260–1261.

  • Kraus , SW , Potenza , MN , Martino , S. , & Grant , JE ( 2015b ). Memeriksa sifat psikometrik Skala Obsesif -Kompulsif Yale-Brown pada sampel pengguna pornografi kompulsif . Compr Psychiatry , 59 , 117–122.

  • Kraus , S. , & Rosenberg , H. ( 2014 ). Kuesioner hasrat pornografi: Sifat psikometrik . Arsip Perilaku Seksual , 43 , 451–462.

  • Kraus , SW , & Sweeney , PJ ( 2019 ). Mencapai sasaran: Pertimbangan untuk diagnosis diferensial ketika menangani individu yang mengalami masalah penggunaan pornografi . Arsip Perilaku Seksual , 48 , 431–435.

  • Kraus , SW , Voon , V. , & Potenza , MN ( 2016b ). Haruskah perilaku seksual kompulsif dianggap sebagai kecanduan ? Kecanduan , 111 , 2097–2106.

  • Lesieur , HR , & Blume , SB ( 1987 ) . South Oaks Gambling Screen (SOGS): Instrumen baru untuk identifikasi penjudi patologis . Jurnal Psikiatri Amerika , 144 , 1184–1188.

  • Lewczuk , K. , Szmyd , J. , Skorko , M. , & Gola , M. ( 2017 ). Pencarian pengobatan untuk penggunaan pornografi bermasalah di kalangan wanita . Journal of Behavioral Addictions , 6 , 445–456.

  • Litman, L., Robinson, J., & Abberbock, T. (2017). TurkPrime. com: Platform akuisisi data crowdsourcing serbaguna untuk ilmu perilaku. Metode Penelitian Perilaku, 49(2), 433-442.

  • Lynam , D. , Smith , G. , Whiteside , S. , & Cyders , M. ( 2006 ). UPPS-P: Menilai lima jalur kepribadian menuju perilaku impulsif . West Lafayette.

  • Moisson , J. , Potenza , MN , Shirk , SD , Hoff , RA , Park , CL , & Kraus , SW ( 2019 ) . Psikopatologi dan hiperseksualitas di kalangan veteran dengan dan tanpa riwayat gangguan penggunaan alkohol . American Journal on Addictions , 28 , 398–404.

  • Narrow , WE , Clarke , DE , Kuramoto , SJ , Kraemer , HC , Kupfer , DJ , Greiner , L. , ( 2013 ) . Uji coba lapangan DSM-5 di Amerika Serikat dan Kanada, Bagian III : Pengembangan dan pengujian reliabilitas penilaian gejala lintas disiplin untuk DSM-5 . American Journal of Psychiatry , 170 , 71–82.

  • Noor , SW , Rosser , BS , & Erickson , DJ ( 2014 ). Skala singkat untuk mengukur konsumsi media eksplisit seksual yang bermasalah: Sifat psikometrik dari skala Konsumsi Pornografi Kompulsif (CPC) di antara pria yang berhubungan seks dengan pria . Kecanduan Seksual & Kompulsivitas , 21 , 240–261.

  • Poprawa , R. ( 2014 ). Menghentikan konsumsi alkohol secara impulsif . Alkoholisme dan Kecanduan Narkoba , 27 , 31 – 54.

  • Reid , RC , Carpenter , BN , Hook , JN , Garos , S. , Manning , JC , Gilliland , R. , ( 2012 ). Laporan temuan dalam uji coba lapangan DSM-5 untuk gangguan hiperseksual . Jurnal Kedokteran Seksual , 9 , 2868–2877.

  • Reid, RC, Garo, S., & tukang kayu, BN (2011a). Kehandalan, validitas, dan perkembangan psikometrik dari Inventarisasi Perilaku Hiperseksual dalam sampel pria rawat jalan. Kecanduan & Kompulsif Seksual, 18, 30-51. https://doi.org/10.1080/10720162.2011.555709.

  • Reid , RC , Li , DS , Gilliland , R. , Stein , JA , & Fong , T. ( 2011b ) . Reliabilitas, validitas, dan pengembangan psikometrik inventaris konsumsi pornografi pada sampel pria hiperseksual . Journal of Sex & Marital Therapy , 37 , 359–385.

  • Rosenberg , H. , & Kraus , S. ( 2014 ). Hubungan antara “keterikatan yang penuh gairah” terhadap pornografi dengan kompulsivitas seksual, frekuensi penggunaan, dan hasrat terhadap pornografi . Perilaku Adiktif , 39 , 1012–1017.

  • Rosseel, Y. (2011). Lavaan: Paket R untuk pemodelan persamaan struktural dan lebih banyak versi 0.4-9 (BETA). Jurnal Software Statistik, 48(2), 1-36.

  • Saunders , JB , Aasland , OG , Babor , TF , De la Fuente , JR , & Grant , M. ( 1993 ). Pengembangan tes identifikasi gangguan penggunaan alkohol (AUDIT): Proyek kolaborasi WHO tentang deteksi dini orang dengan konsumsi alkohol berbahaya - II . Addiction , 88 , 791–804.

  • Scanavino , M. d. T. , Ventuneac , A. , Abdo , CHN , Tavares , H. , Amaral , MLSA d. , Messina , B. , ( 2013 ) . Perilaku seksual kompulsif dan psikopatologi di kalangan pria yang mencari pengobatan di São Paulo, Brasil . Penelitian Psikiatri , 209 , 518–524.

  • Schneeweiss , H. , & Mathes , H. ( 1995 ). Analisis faktor dan komponen utama . Jurnal Analisis Multivariat , 55 , 105–124.

  • Scoglio , AA , Shirk , SD , Hoff , RA , Potenza , MN , Mazure , CM , Park , CL , ( 2017 ). Faktor risiko spesifik gender untuk psikopatologi dan penurunan fungsi pada sampel veteran pasca-9/11 . Jurnal Kekerasan Interpersonal . E-Pub.

  • Smith , PH , Potenza , MN , Mazure , CM , McKee , SA , Park , CL , & Hoff , RA ( 2014 ) . Perilaku seksual kompulsif di kalangan veteran militer pria: Prevalensi dan faktor klinis terkait . Journal of Behavioral Addictions , 3 , 214–222.

  • Štulhofer , A. , Bergeron , S. , & Jurin , T. ( 2016a ). Apakah hasrat seksual yang tinggi merupakan risiko bagi hubungan dan kesejahteraan seksual wanita? . The Journal of Sex Research , 53 , 882–891.

  • Štulhofer , A. , Jurin , T. , & Briken , P. ( 2016b ). Apakah hasrat seksual yang tinggi merupakan salah satu aspek hiperseksualitas pria? Hasil dari studi daring . Journal of Sex & Marital Therapy , 42 , 665–680.

  • Turban , JL , Potenza , MN , Hoff , RA , Martino , S. , & Kraus , SW ( 2017 ). Gangguan jiwa, ide bunuh diri, dan infeksi menular seksual di kalangan veteran pasca penugasan yang menggunakan media sosial digital untuk mencari pasangan seksual . Perilaku Adiktif , 66 , 96–100.

  • Turban , JL , Shirk , SD , Potenza , MN , Hoff , RA , & Kraus , SW ( 2020 ). Mengunggah gambar atau video eksplisit seksual diri sendiri secara daring dikaitkan dengan impulsivitas dan hiperseksualitas tetapi tidak dengan ukuran psikopatologi pada sampel veteran AS . The Journal of Sexual Medicine , 17 , 163–167.

  • Wordecha , M. , Wilk , M. , Kowalewska , E. , Skorko , M. , Łapiński , A. , & Gola , M. ( 2018 ). “Kecanduan pornografi” sebagai karakteristik utama pria yang mencari pengobatan untuk perilaku seksual kompulsif: Penilaian buku harian kualitatif dan kuantitatif selama 10 minggu . Journal of Behavioral Addictions , 7 , 433–444.

  • Organisasi Kesehatan Dunia ( 2018 ). ICD-11 untuk statistik mortalitas dan morbiditas . Diakses pada 20 Maret 2020 dari: https://icd.who.int/browse11/lm/en.

  • Wright , PJ ( 2013 ). Pria AS dan pornografi, 1973–2010: Konsumsi, prediktor, korelasi . Jurnal Penelitian Seks , 50 , 60–71.