Astratto
Background e obiettivi
Per affrontare le attuali lacune nello screening per l'uso problematico della pornografia (PPU), inizialmente abbiamo sviluppato e testato un breve schermo pornografico (BPS) di sei voci che ha chiesto informazioni sulla PPU negli ultimi sei mesi.
Metodi e partecipanti
Abbiamo reclutato cinque campioni indipendenti dagli Stati Uniti e dalla Polonia per valutare le proprietà psicometriche del BPS. Nello Studio 1, abbiamo valutato la struttura dei fattori, l'affidabilità e gli elementi di validità utilizzando un campione di 224 veterani statunitensi. Un articolo del BPS è stato eliminato nello Studio 1 a causa della scarsa approvazione dell'elemento. Negli studi 2 e 3, abbiamo esaminato ulteriormente la struttura fattoriale a cinque elementi del BPS e valutato la sua affidabilità e validità in due campioni rappresentativi nazionali degli Stati Uniti (N = 1,466, N = 1,063, rispettivamente). Nello studio 4, abbiamo confermato la struttura fattoriale e valutato la sua validità e affidabilità utilizzando un campione di 703 adulti polacchi. Nello Studio 5, abbiamo calcolato il punteggio limite suggerito per lo schermo utilizzando un campione di 105 pazienti maschi in cerca di trattamento per il disturbo del comportamento sessuale compulsivo (CSBD).
Risultati
I risultati di un'analisi delle componenti principali e di un'analisi fattoriale di conferma hanno supportato una soluzione a un fattore che ha prodotto un'elevata coerenza interna (α = 0.89–0.90) e analizza ulteriori elementi supportati di validità di costrutto, convergente, criterio e discriminante dello schermo di nuova concezione. I risultati di una curva ROC (Receiver Operating Characteristic) hanno suggerito un punteggio di cut-off di quattro o superiore per rilevare la possibile PPU.
Conclusioni
Il BPS sembra essere psicometricamente valido, breve e facile da usare in vari contesti con un alto potenziale di utilizzo nelle popolazioni di giurisdizioni internazionali.
Introduzione
Attualmente, vi è un considerevole dibattito tra medici e ricercatori su come classificare al meglio l'impegno eccessivo / problematico nei comportamenti sessuali (Kraus, Voon e Potenza, 2016b), e gli studiosi hanno proposto classificazioni tra cui il disturbo ipersessuale (Kafka, 2010), disturbo del controllo degli impulsi (Grant et al., 2014; Kraus et al., 2018), disturbo del comportamento sessuale compulsivo non parafilico (CSBD) (Coleman, Raymond e McBean, 2003) o dipendenza comportamentale (Kor, Fogel, Reid e Potenza, 2013). L'uso problematico della pornografia (PPU) può essere raggruppato con altri comportamenti sessuali che soddisfano i criteri diagnostici per CSBD come definito nell'ICD-11 (Kraus et al., 2018). CSBD è descritto come un modello persistente di incapacità di controllare impulsi o impulsi sessuali intensi e ripetitivi, che si traduce in un comportamento sessuale ripetitivo per un periodo prolungato (p. Es., 6 mesi o più) che genera disagio marcato o compromissione sociale, lavorativa o altro importante aree di funzionamento (Kraus et al., 2018; Organizzazione mondiale della sanità, 2018). L'attuale studio ha valutato le proprietà psicometriche di uno schermo di autovalutazione di nuova concezione progettato per valutare la probabile PPU in cinque campioni composti da adulti non clinici e clinici.
Le stime di prevalenza di CSBD tra le popolazioni cliniche e non cliniche rimangono elusive (Gola & Potenza, 2018; Kraus, Voon et al., 2016b). Un recente studio su 2,325 adulti statunitensi ha rilevato che l'8.6% del campione rappresentativo (7.0% delle donne e il 10.3% degli uomini) ha approvato livelli clinicamente rilevanti di angoscia e / o menomazione associati alle preoccupazioni che controllano i sentimenti, gli impulsi e i comportamenti sessuali (Dickenson, Gleason, Coleman e Miner, 2018). Specifici per l'uso della pornografia, i dati di un campione rappresentativo a livello nazionale degli Stati Uniti di 2,075 utenti di Internet hanno rilevato che circa la metà (n = 1,056) hanno riferito di aver fatto uso di pornografia nell'ultimo anno e l'11% degli uomini e il 3% delle donne hanno riferito di "sentirsi dipendenti dalla pornografia" (Grubbs, Kraus e Perry, 2019b). Le prove preliminari raccolte dai veterani militari statunitensi hanno suggerito un elevato tasso di comportamento sessuale compulsivo (Smith et al., 2014); tuttavia, gli studi in genere non hanno esaminato la PPU tra i veterani statunitensi, un gruppo notato con elevate comorbidità cliniche e impulsività (James, Strom e Leskela, 2014).
Inoltre, tra le persone che cercano un trattamento per CSBD, la maggior parte (> 80%) segnala preoccupazioni sull'uso della pornografia (Gola et al., 2018; Kraus, Potenza, Martino e Grant, 2015b; Reid et al., 2012; Scanavino et al., 2013). Per questi individui, la PPU è spesso caratterizzata da brama, diminuzione dell'autocontrollo, menomazioni nel funzionamento e uso della pornografia per far fronte all'ansia o all'umore disforico (Kraus, Martino e Potenza, 2016a; Wordecha et al., 2018). Gli individui che cercano un trattamento per la PPU e altri comportamenti sessuali spesso segnalano problemi psichiatrici tra cui depressione, ansia e disturbi da uso di sostanze (Kraus, Potenza et al., 2015b).
Per identificare la PPU, sono state sviluppate e testate più scale di autovalutazione, inclusa la scala di utilizzo della pornografia problematica (PPUS) (Kor et al., 2014), Scala di consumo compulsivo di pornografia (CPC) (Noor, Rosser e Erickson, 2014), Inventario dell'utilizzo della pornografia informatica (CPUI / CPUI-9) (Grubbs, Sessoms, Wheeler e Volk, 2010; Grubbs, Volk, Exline e Pargament, 2015), Inventario del consumo di pornografia (PCI) (Reid, Li, Gilliland, Stein e Fong, 2011b), Questionario sulla voglia di pornografia (PCQ) (Kraus e Rosenberg, 2014) e la scala di consumo problematico della pornografia (PPCS) (Bothe et al., 2018) e la scala del consumo di pornografia problematica (PPCS-6) (Bőthe, Tóth-Király, Demetrovics e Orosz, 2020). Sebbene ciascuno abbia dei punti di forza, molti di questi questionari di auto-segnalazione hanno dei limiti e spesso non sono stati sottoposti a rigorosi test psicometrici (vedere Fernandez e Griffiths, 2019 per la discussione sulle misure relative alla pornografia). Ad esempio, in genere sono stati sviluppati e testati su campioni di convenienza non clinici nei paesi occidentali, spesso mancano di un quadro teorico o diagnostico unificato, valutano domini dei sintomi multipli e discrepanti e non hanno un punteggio di cut-off clinico suggerito per la determinazione chi dovrebbe essere ulteriormente valutato da professionisti della salute mentale. Sebbene questi problemi siano di per sé preoccupanti, lo sono ancora di più alla luce del riconoscimento diagnostico della CSBD. Nel giugno 2019, CSBD è stato ufficialmente aggiunto all'ICD-11 (Organizzazione mondiale della sanità, 2018) e con l'elevata co-occorrenza di PPU, lo sviluppo di strumenti di screening brevi, robusti e psicometricamente validi per PPU è fortemente necessario per colmare le attuali lacune nel campo.
Obiettivi del presente studio
Alla luce dei limiti sopra descritti, il presente lavoro descrive lo sviluppo di un breve strumento di screening Brief Pornography Screen (BPS) per identificare la PPU in cinque studi indipendenti. Nello Studio 1, abbiamo esaminato le valutazioni di accordo di 283 veterani militari statunitensi con gli elementi proposti, condotto un'analisi dei componenti principali e valutato l'affidabilità interna e la validità del BPS. Nello Studio 2, abbiamo utilizzato il servizio Omnibus fornito da Qualtrics Survey Software per reclutare 2,075 adulti statunitensi corrispondenti alle norme rappresentative degli Stati Uniti al fine di riconfermare la struttura a fattore singolo dello schermo, valutarne l'affidabilità interna ed esaminare le relazioni tra BPS e misure di psicopatologia. Nello Studio 3, abbiamo utilizzato il servizio del panel Turkprime per rivalutare la struttura fattoriale BPS in 1,063 adulti statunitensi ancora una volta abbinati a norme rappresentative ed esaminato le correlazioni con misure di psicopatologia. Nello studio 4, abbiamo reclutato 703 adulti polacchi di comunità per confermare ulteriormente la struttura dei fattori in un campione non statunitense e valutare la coerenza interna e la validità. Nel campione 5, abbiamo esaminato le caratteristiche cliniche di 105 pazienti di sesso maschile in Polonia in cerca di trattamento per la PPU per stabilire il punteggio di cut-off clinico raccomandato. Il reclutamento per tutti gli studi è discusso in maggiore dettaglio nel Materiali supplementari.
Analisi statistiche per gli studi 1–5
Negli studi 1 e 4, abbiamo utilizzato SPSS-19 per statistiche descrittive, chi quadrato, analisi delle componenti principali, correlazioni del momento prodotto di Pearson, ANCOVA e t-test.
Negli studi 2 e 3, abbiamo condotto i nostri modelli CFA utilizzando il lavaan (Rosseel, 2011) pacchetto per R, utilizzando la stima dei minimi quadrati ponderata diagonalmente, che non assume la normalità o l'omoschedasticità dei residui ed è preferibile per i dati ordinali (Flora e Curran, 2004). Per lo studio 5, abbiamo utilizzato SPSS-19 per condurre analisi della curva delle caratteristiche operative del ricevitore (ROC).
Studia 1
metodo
Procedura e partecipanti
Lo studio 1 è stato condotto con i dati del progetto Survey of Experiences of Returning Veterans (SERV), che ha reclutato veterani militari negli Stati Uniti (Kraus et al., 2017; Smith et al., 2014). Le procedure generali impiegate per reclutare partecipanti e condurre il progetto SERV sono state descritte altrove (Kraus et al., 2017). I requisiti di ammissibilità allo studio erano i seguenti: (a) separati (dimessi) dall'esercito statunitense; (b) un veterano dell'Iraq, dell'Afghanistan o delle epoche circostanti; (c) almeno 18 anni di età; (d) lingua inglese; e, (e) residenti negli Stati Uniti Parti di questo set di dati sono state pubblicate in precedenza nei seguenti documenti (Decker et al., 2019; Moisson et al., 2019; Scoglio et al., 2017; Turban, Potenza, Hoff, Martino e Kraus, 2017, Turban, Shirk, Potenza, Hoff e Kraus, 2020), ma nessuno di questi documenti si è concentrato sulla struttura o la validità del BPS.
Caratteristiche del campione
Dei 283 partecipanti intervistati, la maggior parte erano maschi (70.6%, n = 197) con un'età media di 35.1 (SD = 9.2) anni. Le caratteristiche del campione sono elencate in Tabella supplementare 1.
Misure
Il primo autore ha sviluppato i primi sei item sul BPS come possibile misura di PPU in campioni veterani statunitensi. Questi elementi sono stati inizialmente generati quando il primo autore stava completando una borsa di studio post-dottorato in psicologia. Gli elementi sono stati generati in base alle interazioni cliniche con i pazienti e al lavoro continuato da studi precedenti che indagavano i correlati clinici della PPU (vedere Kraus, Martino et al., 2016a; Kraus e Rosenberg, 2014). Successivamente, gli elementi proposti sono stati esaminati incrociati da altri due membri del team prima di essere esaminati nello Studio 1.
Nello studio 1, ai partecipanti è stato assegnato il BPS, progettato per identificare le persone che segnalavano problemi nella gestione del loro uso della pornografia. La scala iniziale consisteva di sei elementi. Ai partecipanti è stato chiesto: "Negli ultimi 6 mesi, ti è successa una di queste situazioni riguardo al tuo uso della pornografia?" Le risposte degli articoli sono state 0 (mai), 1 (occasionalmente) e 2 (molto spesso), con un intervallo di punteggio da 0 a 12. Vedere Tabella 1 per l'esatta formulazione del BPS.
Tabella 1.Studio 1, Conteggio della frequenza di accordo per i sei elementi del Brief Pornography Screen (BPS) tra i veterani statunitensi (N 222 =)
| articoli | Mai (%) | Di tanto in tanto (%) | Molto spesso (%) | M (SD) | Matrice dei componenti |
| Ti ritrovi a usare la pornografia più di quanto desideri. | 60.5 | 29.6 | 9.9 | 1.49 (0.67) | 0.80 ∗ |
| Hai tentato di "tagliare" o smettere di usare la pornografia, ma non ci sei riuscito. | 73.5 | 18.8 | 7.2 | 1.33 (0.61) | 0.82 ∗ |
| Trovi difficile resistere a forti impulsi di usare la pornografia. | 61.9 | 28.7 | 9.0 | 1.47 (0.66) | 0.84 ∗ |
| Ti ritrovi a usare la pornografia per far fronte a forti emozioni (ad esempio, tristezza, rabbia, solitudine, ecc.). | 68.6 | 20.2 | 10.8 | 1.42 (0.68) | 0.73 ∗ |
| Continui a usare la pornografia anche se ti senti in colpa per questo. | 61.4 | 25.6 | 12.6 | 1.51 (0.71) | 0.76 ∗ |
| Le persone hanno espresso preoccupazione per il tuo uso della pornografia. | 90.6 | 5.8 | 3.1 | 1.12 (0.41) | 0.49 |
Note:. I carichi dei componenti in grassetto indicano carichi maggiori su quel componente. Dati mancanti su due partecipanti.
Componente 1 = 3.75; Percentuale di varianza = 62.5%.
*Gli elementi in grassetto sono stati mantenuti nella versione finale.
M = media; SD = deviazione standard.
Abbiamo anche utilizzato il questionario sui comportamenti sessuali e la storia della pornografia (Rosenberg e Kraus, 2014) per valutare la storia sessuale dei partecipanti e le caratteristiche dell'uso della pornografia, il PCQ (Kraus e Rosenberg, 2014) per valutare il desiderio di pornografia (α = 0.83) e il PPUS (Kor et al., 2014) per valutare le caratteristiche associate alla PPU (α = 0.83). La scala del comportamento impulsivo UPPS-P (Cyders, Littlefield, Coffey e Karyadi, 2014; Lynam, Smith, Whiteside e Cyders, 2006) è un questionario di 45 elementi che ha valutato l'impulsività complessiva (α = 0.80) e Premeditazione (mancanza di) (α = 0.84), urgenza negativa (α = 0.81), Urgenza positiva (α = 0.81), alla ricerca di sensazioni (α = 0.84) e componenti Perseveranza (mancanza di) (α = 0.83) e l'Inventario del comportamento ipersessuale (HBI) (Reid, Garos e Carpenter, 2011a) per misurare le caratteristiche dell'ipersessualità (α = 0.82). Un'ulteriore domanda ha valutato l'interesse dei veterani nel ricevere un trattamento per specifici comportamenti CSBD (ad esempio, pornografia compulsiva, sesso occasionale / anonimo, ecc.).
Etica
Lo studio è stato approvato dall'Institutional Review Board del Department of Veterans Affairs. Tutti i partecipanti hanno fornito il consenso scritto informato prima del coinvolgimento nello studio.
Risultati
Uso della pornografia e pratiche sessuali tra i veterani
Ventuno percento (n = 59) dei partecipanti ha riferito di non aver mai visto materiale pornografico. Circa il 51% (n = 42) delle donne ha indicato di non aver mai usato la pornografia rispetto all'8.6% degli uomini (n = 17), χ2 (5) = 96.15, P <0.001, di Cramer V = 0.59. Poiché l'attuale studio si è concentrato sulla valutazione psicometrica del BPS per valutare la PPU, abbiamo rimosso questi 59 non utenti di pornografia dallo studio, lasciando 220 individui per le analisi successive.
Riduzione degli articoli e struttura fattoriale del Brief Pornography Screen (BPS)
Per prima cosa abbiamo condotto la riduzione degli articoli esaminando le correlazioni articolo-totale dei sei elementi iniziali (Tabella 1). Tutti gli elementi erano moderatamente correlati (rs = 0.31–0.70, P <0.001), suggerendo che nessuno potrebbe essere eliminato su questa base. In secondo luogo, abbiamo esaminato i conteggi di frequenza per ciascun livello di accordo per ciascuno dei sei elementi del BPS per identificare gli elementi che erano `` sbilanciati '' (Clark & Watson, 1995). Utilizzando questa regola decisionale, un elemento ("Le persone hanno espresso preoccupazione") era idoneo per l'eliminazione; tuttavia, abbiamo sottoposto tutti e sei gli articoli all'analisi dei componenti principali (non ruotati) per ulteriori scopi di riduzione degli articoli.
L'analisi delle componenti principali (PCA) viene spesso utilizzata per la riduzione degli articoli nello sviluppo della scala e la PCA e l'analisi fattoriale esplorativa (EFA) spesso producono risultati simili (Schneeweiss e Mathes, 1995). A causa della semplicità del BPS (originariamente 6 elementi) e del suo unico fattore sottostante, il nostro obiettivo era semplicemente quello di ridurre il numero di elementi mantenendo il più possibile la varianza originale (Conway e Huffcutt, 2003). Tuttavia, se il BPS avesse incluso più fattori e fossimo interessati alla relazione tra questi fattori, sarebbe stato preso in considerazione EFA o la modellazione di equazioni strutturali (SEM). Di seguito riportiamo i risultati per il PCA.
I risultati hanno prodotto una sola componente con un autovalore di 3.75, che rappresentava il 62.5% della varianza totale (Tabella 1). Solo l'elemento sbilanciato precedentemente identificato non presentava carichi elevati (≥0.50) e comuni (> 0.40); utilizzando questa regola decisionale (Costello & Osborne, 2005), l'elemento è stato eliminato. I cinque elementi rimanenti avevano un coefficiente di consistenza interna elevato (α = 0.89), affidabilità composita (0.92) e una correlazione media tra elementi moderata (r = 0.62), a sostegno dell'unidimensionalità del BPS (Clark & Watson, 1995).
Validità costruttiva, convergente, criterio e discriminante del BPS
Per valutare un elemento della validità del costrutto, abbiamo prima esaminato se i punteggi BPS variavano in funzione della quantità di pornografia guardata, dopo l'adeguamento al sesso. I risultati ANCOVA hanno indicato un effetto principale significativo per la frequenza di utilizzo della pornografia, F (3, 216) = 14.32, P <0.001, parziale η2 = 0.12. Utilizzando confronti post-hoc (corretto da Bonferroni) abbiamo scoperto che gli utenti giornalieri di pornografia (M = 4.39, SD = 2.10, SE = 0.48) avevano punteggi BPS significativamente più alti rispetto agli utenti settimanali (M = 2.53, SD = 0.73, SE = 0.29), che a sua volta aveva punteggi BPS più elevati rispetto agli utenti mensili (M = 1.45, SD = 0.36, SE = 0.25). Abbiamo anche calcolato le correlazioni prodotto-momento di Pearson per valutare le relazioni tra le variabili dello studio e, a sostegno della validità convergente, abbiamo trovato una correlazione positiva e robusta tra i punteggi PPUS e BPS (vedere Tabella 2 per correlazioni bivariate per sesso). A sostegno della validità del criterio, abbiamo trovato correlazioni positive ma moderate tra i punteggi BPS, HBI e PCQ. A sostegno della validità discriminante, il BPS non era in gran parte correlato all'impulsività, sebbene per gli uomini, e non per le donne, l'urgenza negativa e positiva fosse associata positivamente, anche se debolmente, ai punteggi BPS.
Tabella 2.Studio 1, correlazioni e medie e deviazioni standard per variabili di studio di interesse per i veterani statunitensi
| Variabile | Breve schermata della pornografia | Escursione | |||
| Donne (n 40 =) | Uomini (n 180 =) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| Breve schermata della pornografia | - | 0.80 (1.73) | - | 2.55 (2.87) | 0-10 |
| Questionario sulla voglia di pornografia | 0.32 ∗ | 2.03 (0.95) | 0.45 ∗∗ | 2.95 (1.34) | 1-7 |
| Pornografia problematica Usa Scala | 0.77 ∗∗ | 1.27 (0.50) | 0.75 ∗∗ | 1.92 (0.98) | 1-5.7 |
| Inventario del comportamento ipersessuale | 0.66 ∗∗ | 27.1 (9.0) | 0.60 ∗∗ | 34.8 (15.4) | 18-95 |
| Urgenza negativa UPPS-P | 0.29 | 2.27 (0.51) | 0.30 ∗∗ | 2.36 (0.52) | 1.3-3.9 |
| UPPS-P Mancanza di premeditazione | 0.11 | 2.07 (0.44) | -0.03 | 2.08 (0.40) | 1.2-3.3 |
| UPPS-P Mancanza di perseveranza | 0.18 | 1.79 (0.42) | 0.11 | 1.94 (0.48) | 1.0-3.4 |
| Ricerca di sensazioni UPPS-P | -0.02 | 2.61 (0.48) | 0.05 | 2.87 (0.37) | 1.2-4.0 |
| UPPS-P Urgenza positiva | 0.22 | 1.94 (0.44) | 0.22 ∗∗ | 2.23 (0.48) | 1.1-3.6 |
Note:. *P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = media; SD = deviazione standard.
Trattamento del comportamento sessuale
Dei 220 veterani intervistati sulla loro visione di pornografia (vedi Tabella supplementare 1), nove hanno indicato di essere interessati al trattamento per la PPU. Tutti gli individui erano maschi (9 su 180 maschi, 5%). Il punteggio medio BPS sui restanti cinque elementi per i nove uomini era 6.67 (SD = 2.95). Tutti gli studi successivi (2-5) hanno utilizzato la BPS a cinque voci per le proprie analisi poiché sono stati condotti dopo lo studio 1.
Studia 21
metodo
Procedure e partecipanti
Utilizzando il servizio Omnibus fornito da Qualtrics Survey Software, abbiamo reclutato un rappresentante nazionale degli Stati Uniti (campione non probabilistico basato sulle norme del censimento del 2010 per età, sesso, razza, etnia, reddito e regione del censimento degli Stati Uniti) per uno studio trasversale sugli adulti (N = 2,075; 51% donne [n = 1,059], 49% uomini [n = 1,016]; M = 44.8, SD = 16.7).
Parti di questo set di dati sono state descritte altrove nei seguenti documenti, ma nessuno dei due si è concentrato sulla struttura o sulla validità del BPS (vedere Grubbs, Kraus et al., 2019b; Grubbs, Kraus, Perry, Lewczuk e Gola, 2020).
Misure
Le analisi sono state limitate agli adulti che hanno ammesso di aver guardato materiale pornografico nell'ultimo anno (N = 1,058, 66% uomini). I comportamenti di uso della pornografia sono stati valutati tramite tre elementi. Nello specifico, abbiamo chiesto ai partecipanti con che frequenza avevano guardato intenzionalmente solo materiale pornografico nell'ultimo anno. Abbiamo anche chiesto ai partecipanti quanto spesso si erano masturbati con la pornografia nell'ultimo anno. Per entrambe le domande, le risposte variavano da 1 (Affatto) a 8 (una volta al giorno o più). Un singolo articolo chiedeva ai partecipanti di riferire, in pochi minuti, quanto tempo avevano trascorso in media quotidianamente a guardare materiale pornografico.
Specifico per questo campione e in aggiunta al BPS, abbiamo anche valutato il disagio psicologico includendo tre item relativi alla depressione e due item correlati all'ansia dalla Cross-Cutting Symptom Measure for the DSM-5 (Stretto et al., 2013). Abbiamo amministrato tre elementi CPUI-9 (Grubbs et al., 2015) per valutare risposte o convinzioni specifiche sull'uso della pornografia. Ogni articolo è stato valutato su una scala di 1 (fortemente in disaccordo) a 7 (fortemente d'accordo). Questi elementi validi per il viso sono stati presi dalle sottoscale CPUI-9: Compulsività percepita (ad esempio, "Credo di essere dipendente dalla pornografia"), Sforzi di accesso (ad esempio, "Ho rimandato le cose che dovevo fare per visualizzare la pornografia") e Angoscia emotiva (ad es. "Mi sento depresso dopo aver visto materiale pornografico"). Tutti e tre gli elementi sono sostanzialmente correlati ai comportamenti di uso della pornografia (Grubbs, Wilt, Exline e Pargament, 2018a; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament e Kraus, 2018b).
Etica
L'Institutional Review Board del Dipartimento della Bowling Green State University ha approvato lo studio 2 come esente. Tutti i partecipanti hanno fornito il consenso informato elettronico prima del coinvolgimento nello studio.
Risultati
Abbiamo condotto un'analisi del fattore di conferma (CFA) utilizzando la stima dei minimi quadrati pesati diagonalmente (DWLS) con varianze robuste, poiché la stima DWLS non presuppone la normalità o l'omoscedasticità dei residui ed è preferibile per i dati ordinali (Flora e Curran, 2004). Questa analisi ha rivelato un eccellente adattamento BPS per una struttura fattoriale unidimensionale (Robust χ2 (5) = 3.06, P = 0.69; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA <0.001, SRMR = 0.01). Il punteggio BPS medio era basso (M = 1.56, SD = 2.53) e l'analisi dell'affidabilità interna ha rivelato un'elevata coerenza interna (α = 0.90). Gli uomini hanno ottenuto punteggi BPS più elevati (M = 2.24, SD = 2.81) rispetto alle donne (M = 1.70, SD = 2.60) t (2, 1,056) = 3.05, P <0.001, di Cohen d = 0.20).
I punteggi BPS sono stati associati positivamente a più misurazioni nelle direzioni previste. I punteggi BPS sono stati associati positivamente alle affermazioni di "Sono dipendente dalla pornografia" (r = 0.620, P <0.001), "Mi sento depresso dopo aver visto materiale pornografico" (r = 0.47, P <0.001) e "Ho rimandato le cose che dovevo fare per visualizzare la pornografia" (r = 0.59, P <0.001). I punteggi BPS sono stati associati positivamente alla frequenza di visione di materiale pornografico nell'ultimo anno (r = 0.39, P <0.001), masturbandosi con la pornografia nell'ultimo anno (r = 0.40, P <0.001), minuti giornalieri medi trascorsi a guardare materiale pornografico (r = 0.23, P <0.001) e sentimenti generalizzati di disagio psicologico (r = 0.34, P <0.001).
Studia 32
metodo
Procedure e partecipanti
I dati di 470 adulti che utilizzano Internet con uso di pornografia nell'ultimo anno sono stati analizzati da un campione più ampio di 1,063 adulti statunitensi corrispondenti a norme rappresentative a livello nazionale degli Stati Uniti basate sulle norme rappresentative a livello nazionale degli Stati Uniti del 2010 (basate sui dati del censimento degli Stati Uniti) per età, sesso, etnia, razza, regione censita negli Stati Uniti e reddito. Questo campione non probabilistico è stato reclutato e compensato dal servizio del panel Turkprime (Litman, Robinson e Abberbock, 2017).
Parti di questo set di dati sono state pubblicate in precedenza nei seguenti documenti (Grubbs et al., 2020; Grubbs & Gola, 2019; Grubbs, Grant; Engelmann, 2019a; Grubbs, Warmke, Tosi, James e Campbell, 2019d); tuttavia, nessuno degli studi si è concentrato sulla struttura o sulla validità del BPS.
Misure
Coerentemente con lo studio 2, abbiamo limitato le analisi a coloro che hanno segnalato l'uso di pornografia nell'ultimo anno (N = 470; M = 44.9; SD = 15.9; 72% uomini). I comportamenti di utilizzo della pornografia sono stati valutati, come nello studio 2, utilizzando il BPS e le misure della frequenza dell'uso della pornografia solitaria, della frequenza della masturbazione alla pornografia e dell'uso quotidiano medio della pornografia in pochi minuti. Il disagio generalizzato è stato misurato tramite la stessa misura trasversale DSM-5 descritta nello Studio 2. I sentimenti di dipendenza dalla pornografia auto-riportati sono stati valutati con la CPUI-9 (α = 0.91; Grubbs et al., 2010; Grubbs et al., 2015) e le sue sottoscale componenti che valutano la compulsività percepita (α = 0.93), Distress emotivo (α = 0.92) e Access Efforts (α = 0.87).
Etica
L'Institutional Review Board del Dipartimento della Bowling Green State University ha approvato lo studio 3 come esente. Tutti i partecipanti hanno fornito il consenso informato elettronico prima del coinvolgimento nello studio.
Risultati
Un CFA che utilizza la stima Robust DWLS ha rivelato un eccellente adattamento BPS per l'unidimensionalità (χ2 (5) = 8.64, P = 0.12; CFI = 0.99, TLI = 0.98, RMSEA = 0.03, SRMR = 0.02). Il punteggio BPS medio era basso (M = 1.92, SD = 2.69) e l'affidabilità interna era alta (α = 0.91). Uomini (M = 2.25, SD = 2.75) ha ottenuto un punteggio più alto rispetto alle donne (M = 1.12, SD = 2.39; t [1,48] = 4.04, P <0.001, di Cohen d = 0.40).
I punteggi BPS erano correlati ai punteggi sulla CPUI-9 totale (r = 0.72, P <0.001) e Compulsività percepita (r = 0.75, P <0.001), attività di accesso (r = 0.64, P <0.001) e angoscia emotiva (r = 0.47, P <0.001) sottoscale. I punteggi BPS sono stati associati positivamente alla frequenza dell'uso della pornografia nell'ultimo anno (r = 0.47, P <0.001), frequenza di masturbazione con la pornografia nell'ultimo anno (r = 0.43, P <0.001), uso quotidiano medio della pornografia in minuti (r = 0.33, P <0.001) e sentimenti di angoscia generalizzati (r = 0.33, P <0.001).
Studia 4
metodo
Procedura e partecipanti
Il campione (Tabella supplementare 4) comprendeva 703 adulti polacchi (512 donne, 72.8%) di età compresa tra 18 e 54 anni (M = 26.04, SD = 6.07). Un sottoinsieme di questo set di dati (191 maschi) proviene dal set di dati descritto in Kowalewska, Kraus, Lew-Starowicz, Gustavsson e Gola (2019).
Tutti gli adulti sono stati reclutati dalla popolazione polacca tramite una pubblicità basata sul web su gumtree.pl (versione polacca di Craigslist) e hiperseksualnosc.pl (il sito web del gruppo di ricerca). I partecipanti che hanno completato il sondaggio online e hanno lasciato il proprio indirizzo e-mail hanno potuto vincere uno dei seguenti premi, cinque buoni in libreria da 30, 15 o 5 USD e 30 biglietti per un cinema. Tutti gli indirizzi e-mail sono stati archiviati in un database separato e non associati ai dati del questionario per garantire l'anonimato.
Misure
Oltre a utilizzare il BPS, abbiamo valutato l'impulsività utilizzando l'adattamento polacco di UPPS-P (Poprava, 2014). Abbiamo misurato le caratteristiche ossessivo-compulsive utilizzando l'adattamento polacco del Obsessive Compulsive Inventory - Revised (OCI-R) (Foa et al., 2002; dettagli sulla traduzione forniti in; Gola et al., 2017a) e l'adattamento polacco del Test di screening delle dipendenze sessuali - Revisionato (SAST-R) (Gola et al., 2017a) per valutare (1) preoccupazione per il sesso, (2) affetto, (3) disturbo della relazione da comportamenti sessuali e (4) sensazione di perdere il controllo sul comportamento sessuale (SAST-R totale α = 0.80).
Etica
Tutte le procedure sono state approvate dal Comitato etico dell'Istituto di psicologia, Accademia polacca delle scienze. A tutti i partecipanti è stato fornito il consenso scritto informato prima del coinvolgimento nello studio.
Risultati
Proprietà psicometriche del BPS adattato dal polacco
Un ulteriore CFA utilizzando la stima Robust DWLS ha prodotto un ottimo adattamento per la soluzione a un fattore (Robust χ2 (5) = 2.12, P = 0.83; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA = 0.00, SRMR = 0.02). Analogamente agli studi precedenti, l'adattamento polacco del BPS aveva un'elevata coerenza interna (α = 0.89) e una moderata correlazione media tra gli elementi (r = 0.62). Sia la consistenza interna che la correlazione media tra gli elementi erano più alte nei maschi (α = 0.88; r = 0.61) rispetto alle femmine (α = 0.85; r = 0.54).
Come illustrato in Tabella 3, per l'intero campione, il punteggio BPS medio era 1.92 (SD = 2.65). Uomini (M = 3.56, SD = 3.11) avevano punteggi BPS più alti rispetto alle donne (M = 1.12, SD = 1.92), t (701) = 10.12, P <0.001, di Cohen d = 0.76). Il numero di minuti trascorsi a guardare la pornografia era debolmente correlato ai punteggi BPS, ma solo per gli uomini. A sostegno della validità del criterio, i punteggi BPS sono stati positivamente correlati con la gravità dei sintomi misurata dal SAST-R. A sostegno della validità discriminante e simile allo Studio 1, non abbiamo trovato alcuna correlazione tra i punteggi BPS e la ricerca di sensazioni UPPS-P e la mancanza di premeditazione e deboli correlazioni positive tra i punteggi BPS e l'urgenza negativa, l'urgenza positiva e la perseveranza. I punteggi BPS erano debolmente correlati con le caratteristiche ossessivo-compulsive (vedi Tabella 3 per tutte le correlazioni).
Tabella 3.Correlazioni dei punteggi BPS con altre misure in un campione di adulti della comunità polacca (N 703 =)
| Variabile | Breve schermata della pornografia | Escursione | |||
| Donne (n 512 =) | Uomini (n 191 =) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| Breve schermata della pornografia | - | 1.12 (1.92) | - | 3.56 (3.11) | 0-10 |
| Quantità di utilizzo di materiale pornografico durante la scorsa settimana (min.) | 0.07 | 60.46 (108.93) | 0.17 ∗ | 124.66 (179.12) | 1-1,200 |
| Test di screening delle dipendenze sessuali - Revisionato | 0.43 ∗∗ | 3.81 (2.99) | 0.61 ∗∗ | 5.51 (4.23) | 0-18 |
| Inventario ossessivo compulsivo - Rivisto | 0.17 ∗∗ | 18.03 (10.38) | 0.25 ∗∗ | 19.21 (9.72) | 0-58 |
| Urgenza negativa UPPS-P | 0.22 ∗∗ | 29.26 (7.16) | 0.29 ∗∗ | 27.02 (7.79) | 2-48 |
| UPPS-P Mancanza di premeditazione | 0.06 | 22.28 (5.26) | 0.14 | 21.83 (5.86) | 2-41 |
| UPPS-P Mancanza di perseveranza | 0.14 ∗∗ | 20.25 (5.18) | 0.15 ∗ | 20.24 (4.92) | 2-37 |
| Ricerca di sensazioni UPPS-P | -0.06 | 31.22 (7.75) | -0.004 | 34.39 (7.99) | 4-48 |
| UPPS-P Urgenza positiva | 0.12 ∗∗ | 28.02 (9.54) | 0.27 ∗∗ | 28.90 (10.03) | 9-56 |
Nota. *P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = media; SD = deviazione standard.
Studia 5
metodo
Procedure e partecipanti
Per esaminare il punteggio di cut-off BPS, abbiamo valutato altri 105 uomini polacchi di età compresa tra 18 e 55 anni (M = 32.94; SD = 7.45) che stavano cercando un trattamento per CSBD, la maggior parte dei quali ha riportato PPU (vedere Tabelle supplementari 5 e 6). Il gruppo in cerca di cure include set di dati dai seguenti studi: Wordcha et al. (2018) (9 maschi); Gola, Lew-Starowicz, Draps e Kowalewska (2019) (57 maschi); Drap et al. (2020) (26 maschi); Holas, Draps, Kowalewska, Lewczuk e Gola (2020) (13 maschi). Il gruppo di controllo era composto da 191 maschi adulti di età compresa tra 18 e 54 anni (M = 26.04; SD = 6.07) dallo studio 4.
I pazienti in cerca di trattamento sono stati reclutati tra i maschi in cerca di un trattamento per la PPU in due cliniche di sessuologia a Varsavia tra giugno 2014 e novembre 2017. Tutti i pazienti in cerca di trattamento per la PPU hanno soddisfatto quattro criteri diagnostici su cinque per il disturbo ipersessuale, come proposto da Kafka (2010) per DSM-5.
Misure
Dopo aver completato un colloquio iniziale, i pazienti sono stati sottoposti a screening per criteri di inclusione / esclusione. I criteri di inclusione / esclusione consistevano nell'essere esclusivamente o prevalentemente eterosessuali (come valutato utilizzando l'adattamento polacco della scala Kinsey; Kinsey, Pomeroy e Martin, 1948) e non soddisfano i criteri diganostici per il disturbo da uso di alcol (Saunders, Aasland, Babor, De la Fuente e Grant, 1993) o disturbo del gioco d'azzardo (punteggio <5 su South Oaks Gambling Screen (SOGS α = 0.70) (Lesieur e Blume, 1987). Tutti i pazienti maschi sono stati inoltre valutati con l'Intervista clinica strutturata per DSM-IV (SCID) (Gibbon, Spitzer, Williams, Benjamin e First, 1997) per disturbi ossessivo-compulsivi, controllo degli impulsi, bipolari, ansia, psicotici e da uso di sostanze e comportamenti sessuali (Tabella supplementare 6). Pazienti maschi che soddisfano almeno tre criteri CSBD (Kraus et al., 2018) e quattro per il disturbo ipersessuale (Kafka, 2010) e nessuno dei suddetti disturbi è stato invitato a partecipare a questo studio.
Etica
Tutte le procedure sono state approvate dal Comitato etico dell'Istituto di psicologia, Accademia polacca delle scienze. A tutti i partecipanti è stato fornito il consenso scritto informato prima del coinvolgimento nello studio.
Risultati
Il punteggio BPS medio per gli uomini in cerca di trattamento era 7.50 (SD = 2.58) ed era significativamente più alto rispetto agli uomini non in cerca di trattamento, 3.56 (SD = 3.12), z = 14.66, P <0.001, di Cohen d = 1.38. Abbiamo valutato la qualità della classificazione di a priori gruppo selezionato di pazienti (n = 105) contro tutti i maschi del gruppo di controllo (Studio 4, n = 191) (vedi Fig. 1 per curva ROC). La curva ROC ha catturato un'area dell'82.2% dei 5 elementi di prova (SE = 0.02; P <0.001), caratterizzato da intervalli di confidenza al 95% con limiti del 77.5% e dell'86.9%. Come mostrato in Tabella 4, il valore di cut-off proposto è 4, per il quale la sensibilità è 58.42%, specificità 90.48%, valore predittivo positivo 91.74% (IC 95% 85.88% -95.30%), valore predittivo negativo 54.60% (IC 95% 50.12% -59.00 %) e accuratezza 69.83% (IC 95% 64.24% –75.02%). Un valore di cut-off di 5 è caratterizzato da una sensibilità del 68.42% e da una specificità dell'83.81% (vedere Tabella 4).
Studio 5, curva ROC per il BPS adattato dal polacco per coloro che cercano un trattamento per l'uso problematico della pornografia (punteggio di 4 o superiore)
Citazione: Diario di dipendenze comportamentali J Behav tossicodipendente 9, 2; 10.1556/2006.2020.00038
Tabella 4.Analisi ROC per il Brief Pornography Screen (BPS) proposto con punteggi di cut-off suggeriti
| statistico | Valore di 4 sul BPS | Valore di 5 sul BPS | ||
| Valore | 95% CI | Valore | 95% CI | |
| Sensibilità | 58.4% | 51.1-65.5% | 68.4% | 61.3-75.0% |
| Specificità | 90.5% | 83.2-95.3% | 83.8% | 75.6-90.3% |
| Rapporto di verosimiglianza positivo | 6.13 | 3.36-11.20 | 4.23 | 2.71-6.60 |
| Rapporto di verosimiglianza negativo | 0.46 | 0.38-0.55 | 0.38 | 0.30-0.47 |
| Prevalenza della malattia | 64.4% | 58.7-69.9% | 64.4% | 58.7-69.9% |
| Valore predittivo positivo | 91.7% | 85.8-95.3% | 88.4% | 83-92.3% |
| Valore predittivo negativo | 54.6% | 50.1-59% | 59.5% | 53.9-64.8% |
| Precisione | 69.8% | 64.2-75% | 73.9% | 68.5-78.8% |
Per esaminare i cambiamenti nella PPU tra i pazienti in cerca di trattamento, abbiamo confrontato i punteggi BPS di 57 uomini del nostro campione clinico prima e dopo due mesi di farmacoterapia con naltrexone o paroxetina (Gola et al., 2019) utilizzando un campione dipendente t-test. I punteggi BPS differivano in seguito al trattamento (t (56) = 6.75; P <0.001, di Cohen d = 1.80), con punteggi BPS più alti prima della terapia (M = 8.54; SD = 1.77) rispetto a due mesi di terapia (M = 5.75; SD = 2.97).
Discussione
L'attuale studio ha valutato il BPS, uno strumento di screening breve, per identificare la probabile PPU. La robusta tecnica di campionamento utilizzata nei nostri studi non è stata precedentemente utilizzata durante lo sviluppo di scale progettate per valutare la PPU. Nel complesso, il BPS è psicometricamente valido, come dimostrato da misure di affidabilità e validità su più campioni, fornendo un supporto iniziale per il suo utilizzo nella pratica clinica, sebbene siano necessarie ulteriori ricerche per determinare la sua utilità clinica per le persone in cerca di trattamento.
Il lavoro precedente ha costantemente dimostrato che gli uomini, rispetto alle donne, guardano e si masturbano con la pornografia più regolarmente (Bothe et al., 2018; Grubbs, Wilt, Exline e Pargament, 2018a; Wright, 2013) e questo risultato è stato osservato in tutti e cinque i campioni. Coerentemente con la ricerca passata, abbiamo scoperto che gli uomini, rispetto alle donne, hanno segnalato più preoccupazioni con l'uso della pornografia (Bothe et al., 2018; Kor et al., 2014). Il nostro studio è unico in quanto abbiamo esaminato le proprietà psicometriche tra cinque diversi campioni (p. Es., Veterani statunitensi, due campioni adulti generali statunitensi, adulti polacchi e pazienti maschi polacchi sottoposti a trattamento per CSBD). Data la diversità dei campioni che abbiamo reclutato per valutare le proprietà psicometriche della BPS, riteniamo che i risultati abbiano la generalizzabilità per gruppi clinici e non clinici di diversi paesi. Tuttavia, detto questo, si consiglia comunque cautela e si consigliano ulteriori ricerche per convalidare il BPS per le popolazioni cliniche, in particolare tra le donne e le minoranze sessuali e di genere che cercano un trattamento per la PPU.
Il nostro esame iniziale dello schermo a sei elementi proposto nello Studio 1 ha rivelato che un elemento era sbilanciato e ulteriori analisi hanno suggerito di rimuoverlo. In tutti gli studi, lo schermo a cinque elementi ha dimostrato un'elevata coerenza interna nonché validità di costrutti, convergenti, discriminanti e criteri. Come previsto, i punteggi BPS erano fortemente correlati con altre scale preesistenti che valutavano la PPU (p. Es., La CPUI-9 (Grubbs et al., 2015) e PPUS (Kor et al., 2014)) mentre si correla solo moderatamente con le misure di gravità dei sintomi che valutano l'ipersessualità (Reid, Garo et al., 2011a; Reid, Li et al., 2011b) o dipendenza sessuale (Gola et al., 2017b). Pertanto, lo screening è più strettamente associato a misure che valutano le dimensioni della PPU, ma è ancora associato a misure generali relative al CSBD (p. Es., Controllo alterato, tentativi falliti di smettere). Non intendevamo che il BPS fungesse da proxy del CSBD. La ricerca suggerisce, tuttavia, che la PPU è uno dei problemi più comunemente segnalati tra le persone che cercano un trattamento di salute mentale per CSBD (Kraus, Meshberg-Cohen, Martino, Quinones e Potenza, 2015a; Kraus, Potenza et al., 2015b; Reid et al., 2012). Pertanto, il BPS può essere uno strumento utile per rilevare possibili PPU tra gli individui che cercano un trattamento per CSBD. Sono necessarie ulteriori interviste cliniche per determinare la presenza di CSBD, che potrebbe manifestarsi come PPU tra individui in cerca di trattamento con diverse presentazioni cliniche (Kraus & Sweeney, 2019).
Abbiamo anche scoperto che, in generale, i punteggi BPS erano debolmente correlati con l'impulsività (Cyders et al., 2014; Lynam et al., 2006) e caratteristiche ossessivo-compulsive (Foa et al., 2002). A sostegno del lavoro precedente (Bőthe et al., 2018, 2019), I punteggi BPS erano moderatamente correlati con misure di sentimenti generalizzati di angoscia e depressione; abbiamo anche trovato correlazioni moderate tra i punteggi BPS e le misurazioni del sentirsi dipendenti dalla pornografia e dare la priorità alla visione della pornografia rispetto ad altre attività (Grubbs, Perry, Wilt e Reid, 2019c). Come notato altrove (Kor et al., 2014), abbiamo anche trovato una modesta correlazione tra la visione di pornografia e la PPU misurata dal BPS, sebbene la relazione sia apparsa più forte tra i punteggi BPS e la frequenza della masturbazione. Abbiamo previsto tali associazioni tra il comportamento di visualizzazione della pornografia e i punteggi BPS. Come discusso in altri lavori (Gola, Lewczuk e Skorko, 2016; Kraus, Martino et al., 2016a; Bőthe et al. 2020), abbiamo anche scoperto che la frequenza di visione della pornografia non è necessariamente un indicatore di PPU. Tra i due campioni nazionali degli Stati Uniti, abbiamo trovato alte percentuali di individui (prevalentemente uomini) che hanno ottenuto almeno quattro o più punteggi nel BPS.1
Sono necessarie ulteriori ricerche per stabilire norme per il BPS per l'uso della pornografia, che possono variare in base al sesso, all'età e possibilmente ad altri fattori socio-economici. Inoltre, la ricerca si sta ancora evolvendo sullo studio dell'uso della pornografia e sono necessari ulteriori lavori per identificare sia i fattori di rischio che quelli protettivi associati alla PPU. Inoltre, il reclutamento di grandi campioni femminili consentirebbe un esame più approfondito dei possibili effetti di genere quando si studia la PPU in campioni non clinici e clinici. C'è una particolare necessità di indagare sulla PPU tra le donne che riferiscono alti livelli di uso di pornografia (cioè, ogni giorno, più volte al giorno). Questo gruppo non era equamente rappresentato nei nostri campioni e su tutta la linea, le donne che usavano la pornografia in genere riportavano livelli più bassi rispetto agli uomini. I risultati specifici per le donne, in generale, dovrebbero essere messi in guardia, poiché i nostri risultati sono stati probabilmente influenzati dalla piccola dimensione del campione e si raccomandano ulteriori ricerche che esaminano le differenze legate al genere nelle donne PPU. Come è stato fatto in un recente studio (Bőthe et al. 2020), raccomandiamo inoltre che il test di invarianza di genere con il BPS sia condotto per indagare ulteriormente le sue proprietà psicometriche con le donne o altri gruppi diversi.
Un punto di forza principale del nostro studio attuale è che abbiamo incluso un campione di uomini in cerca di trattamento per CSBD per determinare la sensibilità e la specificità di un breve screening per la PPU. In particolare, nello Studio 5, abbiamo esaminato in modo indipendente la PPU tra 105 uomini arruolati in uno studio clinico randomizzato per CSBD. Dopo aver confrontato i pazienti con CSBD ai partecipanti di controllo non affetti, abbiamo determinato che il punteggio di cut-off clinico iniziale sul BPS fosse quattro. Per come lo interpretiamo attualmente, un punteggio di quattro o superiore sul BPS dovrebbe richiedere un'ulteriore valutazione da parte di un professionista sanitario per la PPU. Tuttavia, i punteggi tra gli uomini polacchi in cerca di cure (auto-identificati come eterosessuali) e i veterani interessati al trattamento per la PPU hanno riportato punteggi ben superiori a 6. È possibile che il cut-off clinico sia minimo a quattro, con un punteggio di sei o superiore , forse riflettendo la necessità di servizi clinici. È garantito un ulteriore perfezionamento con campioni clinici e non clinici per determinare il punteggio di cut-off ottimale sul BPS. Il punteggio limite proposto dovrebbe essere interpretato con cautela al momento.
Sebbene promettente, lo studio ha molteplici limitazioni. In primo luogo, sebbene quattro dei cinque campioni includessero donne, sono necessarie ulteriori ricerche sulla PPU tra le donne e le diverse popolazioni per affrontare le considerazioni relative al genere e alla diversità. I dati preliminari suggeriscono che le donne hanno sette volte meno probabilità degli uomini di cercare un trattamento per la PPU (Lewczuk, Szmyd, Skorko e Gola, 2017). Un'ulteriore limitazione è che abbiamo reclutato solo un campione di uomini polacchi eterosessuali per determinare il punteggio di cut-off clinico per il BPS, e il lavoro futuro è necessario per determinare la soglia per le donne così come le popolazioni cliniche di altri paesi e individui di diversa sessualità. orientamenti. Al momento, non abbiamo prove che suggeriscano che dovrebbero esserci punteggi di cut-off diversi per uomini e donne o altri gruppi specifici. Sospettiamo che ulteriori studi sulla PPU tra campioni ampi e diversificati di uomini e donne, popolazioni di minoranze sessuali e di genere e altri gruppi, inclusi campioni clinici e non clinici, aiuteranno a identificare i punteggi di cut-off ottimali per identificare individui con probabile PPU.
Inoltre, riconosciamo che sono necessarie ulteriori ricerche per convalidare la BPS e altre misure PPU nei paesi non occidentali e in campioni con diversità etnica e in gruppi di minoranze sessuali. Una sovrarappresentazione della ricerca dai paesi occidentali ha limitato la nostra comprensione della PPU tra le diverse culture e gruppi etnici. È possibile che il punteggio limite suggerito per il BPS possa variare in base a considerazioni di genere o culturali, ed è necessario un lavoro aggiuntivo per determinare le soglie appropriate per i gruppi clinici e non clinici. Basandosi su questo, sono necessari futuri studi multiculturali e multicampione che valutino l'utilità e l'invarianza di misurazione del BPS. Un'ulteriore limitazione è che non abbiamo utilizzato le interviste cliniche per quattro dei cinque studi poiché ci siamo affidati a progetti basati sul web dati i costi e le difficoltà del reclutamento di grandi gruppi di uomini e donne di diversa estrazione. I punteggi e le risposte possono variare in una certa misura quando la bilancia viene somministrata faccia a faccia da un medico. Inoltre, in studi futuri con campioni più grandi e diversificati con conferma clinica tramite interviste, la teoria della risposta all'oggetto (IRT) potrebbe essere utilizzata per determinare meglio dove gli individui sono posizionati attraverso il continuum della PPU e l'uso della pornografia più in generale, usando il BPS e fornendo ulteriore chiarezza e perfezionamento dei potenziali punteggi di cut-off. Inoltre, poiché lo Studio 5 conteneva solo uomini reclutati che si auto-identificavano come eterosessuali, raccomandiamo ulteriori ricerche con il BPS per includere uomini gay e bisessuali e altre minoranze sessuali quando si determinano i possibili punteggi di cut-off per la PPU.
L'utilità del BPS come strumento clinico dovrebbe essere considerata separata dalla sua utilità come strumento per comprendere la PPU negli studi sulla popolazione. Più precisamente, il lavoro futuro dovrebbe esaminare e descrivere specificamente il miglior uso e interpretazione dei punteggi BPS nei campioni clinici rispetto a quelli non clinici. Come discusso altrove (Kraus & Sweeney, 2019), è importante indagare sulla PPU tra gli individui in cerca di trattamento e comprendere le motivazioni alla base del comportamento di ricerca del trattamento. Sia le motivazioni che le barriere alla cura della PPU non sono state ancora completamente esaminate e richiedono ulteriore attenzione. Attualmente, proponiamo che uno schermo positivo sulla BPS non debba essere interpretato come diagnostico di un disturbo di salute mentale sottostante. Poiché il BPS non si interroga sull'interferenza nelle principali aree della vita che funzionano come dettagliato nei criteri diagnostici per CSBD, tale valutazione dovrebbe essere condotta clinicamente per gli individui che risultano positivi allo screening BPS. Sono necessarie ricerche future per testare e convalidare il BPS tra diverse popolazioni utilizzando progetti basati sul web e di persona. Altri fattori, come l'incongruenza morale e le condizioni psichiatriche (uso di sostanze, bipolare) e mediche (demenza, Parkinson), dovrebbero essere considerati quando si valuta la PPU e si considerano le raccomandazioni di trattamento (Brand, Antons, Wegmann e Potenza, 2019; Grubbs & Perry, 2019; Grubbs, Perry, Wilt e Reid, 2019c; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament e Kraus, 2018b; Kraus & Sweeney, 2019). Ricercatori (Štulhofer, Bergeron e Jurin, 2016a; Štulhofer, Jurin e Briken, 2016b) hanno anche notato che fattori come l'elevato desiderio sessuale sono rimasti difficili da stuzzicare a parte l'ipersessualità, il che solleva preoccupazioni in merito al modo in cui la PPU è concettualizzata. Sono necessarie ulteriori ricerche per esaminare il desiderio sessuale e / oi comportamenti elevati tra diversi gruppi poiché ricercatori e medici sviluppano strumenti per valutare accuratamente la PPU. Esistono considerazioni simili per valutare l'incongruenza morale come descritto nei criteri per CSBD.
In particolare, sono necessarie ulteriori ricerche per valutare il test-retest e la sensibilità e la specificità tra campioni clinici e non clinici utilizzando il BPS. Data la brevità del BPS (1-2 min per il completamento), ulteriori ricerche dovrebbero pilota il suo utilizzo in contesti medici e sanitari per identificare le persone con PPU che trarrebbero beneficio dal trattamento. In conclusione, il nostro esame iniziale del BPS suggerisce che è psicometricamente valido, breve e facile da usare in contesti clinici e non clinici con un alto potenziale di utilizzo nelle popolazioni di giurisdizioni internazionali.
Fonti di finanziamento
Gli autori hanno rivelato di aver ricevuto il seguente sostegno finanziario per la ricerca, la paternità e la pubblicazione di questo articolo. Lo studio 1 è stato finanziato dal sostegno del Department of Veterans Affairs Office of Research and Development, Clinical Science Research and Development (ZDA1, PI Rani A. Hoff) e VISN 1 New England MIRECC (PI Shane W. Kraus). Gli studi 2 e 3 sono stati supportati da fondi istituzionali forniti dalla Bowling Green State University (PI Joshua Grubbs). Gli studi 4 e 5 sono stati supportati dal National Science Center of Poland (2014/15 / B / HS6 / 03792; PI M. Gola).
Steven D. Shirk, Steve Martino e Rani A. Hoff sono dipendenti a tempo pieno del Department of Veterans Affairs. Il dottor Potenza ha ricevuto sostegno dal Dipartimento di salute mentale e servizi per le dipendenze dello Stato del Connecticut, dal Connecticut Mental Health Center e dal Connecticut Council on Problem Gambling. Drs. Kraus, Potenza e Shirk hanno ricevuto il sostegno del National Center for Responsible Gaming. Le agenzie di finanziamento non hanno fornito input o commenti sul contenuto del manoscritto e il contenuto del manoscritto riflette i contributi e le opinioni degli autori e non riflette necessariamente le opinioni delle agenzie di finanziamento.
Contributo degli autori
SWK ha concettualizzato e scritto la bozza iniziale. SWK, RAH, MNP e SM hanno contribuito alla raccolta e all'analisi dei dati dello Studio 1. JBG ha contribuito alla raccolta e all'analisi dei dati degli Studi 2 e 3. MG, EK e ML hanno contribuito alla raccolta e all'analisi dei dati per gli Studi 4 e 5. SDS ha fornito una supervisione statistica per lo Studio 1 e una guida per gli altri studi. Tutti gli autori hanno fornito input, letto e rivisto il manoscritto prima dell'invio. SWK e gli altri autori hanno approvato la bozza finale del manoscritto.
Conflitto d'interessi
Gli autori non hanno dichiarato potenziali conflitti di interesse per quanto riguarda la ricerca, la paternità e la pubblicazione di questo articolo.
| Breve schermo pornografico (BPS) | Data: | ||
| ID #: | |||
| Istruzioni: Negli ultimi 6 mesi, ti è successa una di queste situazioni riguardo al tuo uso della pornografia? | Mai | Occasionalmente | Molto spesso |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
Punteggio. Un punteggio di 4 ≥ è considerato uno schermo positivo per un possibile uso problematico della pornografia. È incoraggiato un ulteriore esame per un possibile uso problematico della pornografia.
1Tra gli utenti di pornografia dello scorso anno, il 25% (20.6% delle donne, 28.6% degli uomini) ha ottenuto quattro o più punteggi nel BPS (13.8% in generale; 7.6% delle donne; 20.2% degli uomini).
2Tra gli utenti di pornografia dello scorso anno, il 30.1% (11.6% delle donne; 32.8% degli uomini) ha ottenuto quattro o più (11.6% in generale; 1.9% delle donne; 10.1% degli uomini).
Dati supplementari
Dati supplementari a questo articolo sono disponibili online su https://doi.org/10.1515/jba.2020.00038.
Riferimenti
entrambi, B., Toth-Kiraly, I., Zsila, A., Griffiths, MD, Demetrovic, Z.E Oroz, G. (2018). Lo sviluppo della scala di consumo problematico della pornografia (PPCS). Il Journal of Sex Research, 55, 395-406.
Protezione del, M., Anton, S., Wegman, E.E Potenza, MN (2019). Presupposti teorici sui problemi di pornografia dovuti all'incongruenza morale e ai meccanismi di uso compulsivo o di dipendenza della pornografia: le due "condizioni" sono teoricamente distinte come suggerito? Archives of Sexual Behavior, 48, 417-423.
Bothe, B., Tóth-Király, I., Demetrovic, Z.E Oroz, G. (2020). La versione breve della scala di consumo della pornografia problematica (PPCS-6): una misura affidabile e valida in generale e nelle popolazioni in cerca di trattamento. Il Journal of Sex Research, 1-11.
Bothe, B., Toth-Király, I., Oroz, G., Potenza, MNE Demetrovic, Z. (2020) L'uso della pornografia ad alta frequenza potrebbe non essere sempre problematico. Il Journal of Sexual Medicine, 17(4) 793-811.
Bothe, B., Tóth-Király, I., Potenza, MN, Griffiths, MD, Oroz, G.E Demetrovic, Z. (2019). Rivisitare il ruolo dell'impulsività e della compulsività nei comportamenti sessuali problematici. Il Journal of Sex Research, 56, 166-179.
Clark, LAE Watson, D. (1995). Validità costruttiva: questioni fondamentali nello sviluppo su scala oggettiva. Valutazione psicologica, 7, 309-319.
Coleman, E., Raymond, N.E McBean, A. (2003). Valutazione e trattamento del comportamento sessuale compulsivo. Medicina del Minnesota, 86, 42-47.
Conway, JME Huffcutt, AI (2003). Una revisione e valutazione delle pratiche di analisi fattoriale esplorativa nella ricerca organizzativa. Metodi di ricerca organizzativa, 6, 147-168.
Costello, ABE Osborne, J. (2005). Best practice nell'analisi fattoriale esplorativa: quattro consigli per ottenere il massimo dalla tua analisi. Valutazione pratica, ricerca e valutazione, 10, 1-9.
sidro, MA, Littlefield, AK, Coffey, S.E Cariadi, KA (2014). Esame di una breve versione inglese della scala del comportamento impulsivo UPPS-P. Comportamenti avvincenti, 39, 1372-1376.
Decker, SE, hoff, R., Martino, S., Mazuro, CENTIMETRO, Parco, CL, Portiere, E., (2019). La disregolazione emotiva è associata all'ideazione suicidaria nei veterani dopo l'9 settembre? Archivi di ricerca sui suicidi, 1-15. E-pub.
Dickenson, JA, Gleason, N., Coleman, E.E Minatore, MH (2018). Prevalenza di angoscia associata a difficoltà nel controllo di impulsi, sentimenti e comportamenti sessuali negli Stati Uniti. JAMA Network Open, 1, e184468-e184468.
Fogli, M., Sescousse, G., Potenza, MN, Dubbio, A., Lew Starowicz, M., Kopera, M., (2020). Differenze di volume della materia grigia nel controllo degli impulsi e disturbi da dipendenza. PsyArchiv.
Fernandez, DPE Griffiths, MD (2019). Strumenti psicometrici per l'uso problematico della pornografia: una revisione sistematica. Valutazione e professioni sanitarie, 1-71.
Flora, DBE Curran, PJ (2004). Una valutazione empirica di metodi alternativi di stima per l'analisi fattoriale di conferma con dati ordinali. Metodi psicologici, 9(4), 466-491.
Foa, EB, Huppert, JD, Leiberg, S., Langner, R., Kichic, R., Hajkak, G., (2002). L'inventario ossessivo-compulsivo: sviluppo e convalida di una versione breve. Valutazione psicologica, 14, 485-496.
Gibbone, M., Spitzer, RL, Williams, JB, benzoino, LSE Nome, MB (1997). Intervista clinica strutturata per i disturbi di personalità dell'asse II del DSM-IV (SCID-II). Sono Psych Pub.
Gola, M., Kowalewska, E., Wordecha, M., Lew Starowicz, M., crespi, S.E Potenza, M. (2018). Risultati della prova sul campo del disturbo del comportamento sessuale compulsivo polacco. in Documento presentato al Journal of Behavioral Addictions.
Gola, M., Lew Starowicz, M., Fogli, M.E Kowalewska, E. (2019). Confronto degli effetti del trattamento farmacologico e psicologico del CSBD. Journal of Behavioral Addictions, 8, 65.
Gola, M., Lewczuk, K.E Skorko, M. (2016). Cosa conta: quantità o qualità dell'uso della pornografia? Fattori psicologici e comportamentali della ricerca di cure per l'uso problematico della pornografia. Il Journal of Sexual Medicine, 13, 815-824.
Gola, M.E Potenza, MN (2018). La prova del budino è nella degustazione: servono dati per testare modelli e ipotesi legate a comportamenti sessuali compulsivi. Archives of Sexual Behavior, 47, 1323-1325.
Gola, M., Wordecha, M., Sescousse, G., Lew Starowicz, M., Kossowski, B., Wypych, M., (2017a). La pornografia può creare dipendenza? Uno studio fMRI su uomini in cerca di cure per l'uso problematico della pornografia. Neuropsicofarmacologia, 42, 2021-2031.
Gola, M., Skorko, M., Kowalewska, E., Kolodziej, A., sikora, M., Wodyk, M., (2017b). Adattamento polacco del test di screening della dipendenza sessuale - Rivisto (SAST-PL-M). Psichiatria polacca, 51(1) 95-115. https://doi.org/10.12740/PP/OnlineFirst/61414.
Grant, JE, falco, M., Fineberg, N / A, fontenelle, LF, Matsunaga, H., vitello, D., (2014). Disturbi del controllo degli impulsi e "dipendenze comportamentali" nell'ICD-11. Psichiatria mondiale, 13, 125.
Grubbs, JBE Gola, M. (2019). L'uso della pornografia è correlato al funzionamento erettile? Risultati delle analisi della curva di crescita trasversale e latente. Il Journal of Sexual Medicine, 16(1), 111-125.
Grubbs, JB, Grant, JTE Engelmann, J. (2019a). Autoidentificazione come tossicodipendente dalla pornografia: esame dei ruoli dell'uso della pornografia, della religiosità e dell'incongruenza morale. Dipendenza sessuale e compulsività, 25, 269-292.
Grubbs, JB, crespi, SWE Perry, SL (2019b). Dipendenza auto-segnalata alla pornografia in un campione rappresentativo a livello nazionale: i ruoli delle abitudini d'uso, della religiosità e dell'incongruenza morale. Journal of Behavioral Addictions, 8, 88-93.
Grubbs, JB, crespi, SW, Perry, SL, Lewczuk, K.E Gola, M. (2020). Incongruenza morale e comportamento sessuale compulsivo: risultati di interazioni trasversali e analisi di curve di crescita parallele. Journal of Annormal Psychology, 129, 266-278.
Grubbs, JBE Perry, SL (2019). Incongruenza morale e uso della pornografia: una revisione critica e un'integrazione. Il Journal of Sex Research, 56, 29-37.
Grubbs, JB, Perry, SL, Appassire, JAE Reid, RC (2019c). Problemi di pornografia dovuti all'incongruenza morale: un modello integrativo con una revisione sistematica e una meta-analisi. Archives of Sexual Behavior, 48, 397-415.
Grubbs, JB, sessoms, J., Wheeler, DME Persone, F. (2010). Inventario dell'uso della cyber-pornografia: lo sviluppo di un nuovo strumento di valutazione. Dipendenza sessuale e compulsività, 17, 106-126.
Grubbs, JB, Persone, F., Exline, JJE Pargament, KI (2015). Uso della pornografia su Internet: dipendenza percepita, disagio psicologico e convalida di una breve misura. Diario di terapia marziale sessuale, 41, 83-106.
Grubbs, JB, Warmke, B., Tosi, J., James, ASE Campbell, WK (2019d). Prestazione morale nel discorso pubblico: motivazioni alla ricerca di uno status come potenziale meccanismo esplicativo nella previsione del conflitto. PloS One, 14(10), e0223749.
Grubbs, JB, Appassire, JA, Exline, JJE Pargament, KI (2018a). Prevedere l'uso della pornografia nel tempo: la "dipendenza" auto-denunciata è importante? Comportamenti avvincenti, 82, 57-64.
Grubbs, JB, Appassire, JA, Exline, JJ, Pargament, KIE crespi, SW (2018b). Disapprovazione morale e dipendenza percepita dalla pornografia su Internet: un esame longitudinale. Dipendenza, 113, 496-506.
holas, P., Fogli, M., Kowalewska, E., Lewczuk, K.E Gola, M. (2020). Studio di prevenzione delle ricadute basato sulla consapevolezza per il disturbo del comportamento sessuale compulsivo. PsyArchiv.
James, LM, Corrente, TQE Leskela, J. (2014). Comportamenti a rischio e impulsività tra i veterani con e senza PTSD e lieve trauma cranico. Medicina militare, 179, 357-363.
Kafka, MP (2010). Disturbo ipersessuale: una diagnosi proposta per DSM-V. Archives of Sexual Behavior, 39, 377-400.
Kinsey, AC, Pomeroy, WBE martyn, CE (2003). Comportamento sessuale nel maschio umano. 1948. American Journal of Public Health, 93(6) 894-898. https://doi.org/10.2105/AJPH.93.6.894.
Kor, A., Fogel, Y., Reid, RCE Potenza, MN (2013). Il disturbo dell'ipersessualità dovrebbe essere classificato come una dipendenza? Dipendenza sessuale e compulsività, 20, 27-47.
Kor, A., Zilcha-Mano, S., Fogel, YA, Mikulincer, M., Reid, RCE Potenza, MN (2014). Sviluppo psicometrico della scala dell'uso problematico della pornografia. Comportamenti avvincenti, 39, 861-868.
Kowalewska, E., crespi, SW, Lew Starowicz, M., Gustavsson, K.E Gola, M. (2019). Quali dimensioni della sessualità umana sono correlate al disturbo del comportamento sessuale compulsivo (CSBD)? Studio utilizzando un questionario multidimensionale sulla sessualità su un campione di maschi polacchi. Il Journal of Sexual Medicine, 16, 1264-1273.
crespi, SW, Krueger, RB, Briken, P., Nome, MB, Stein, DJ, Kaplan, SIGNORINA, (2018). Disturbo del comportamento sessuale compulsivo nell'ICD-11. Psichiatria mondiale, 17, 109-110.
crespi, SW, Martino, S.E Potenza, MN (2016a). Caratteristiche cliniche degli uomini interessati a cercare cure per l'uso della pornografia. Journal of Behavioral Addictions, 5, 169-178.
crespi, SW, Martino, S., Potenza, MN, Parco, C., Merrell, JDE hoff, RA (2017). Esame del comportamento sessuale compulsivo e della psicopatologia tra un campione di veterani militari statunitensi dopo il dispiegamento, maschi e femmine. Psicologia militare, 29, 143-156.
crespi, SW, Meshberg-Cohen, S., Martino, S., Quinones, LJE Potenza, MN (2015a). Trattamento dell'uso compulsivo della pornografia con naltrexone: un caso clinico. American Journal of Psychiatry, 172, 1260-1261.
crespi, SW, Potenza, MN, Martino, S.E Grant, JE (2015b). Esame delle proprietà psicometriche della scala ossessivo-compulsiva di Yale-Brown in un campione di utenti di pornografia compulsiva. Comprola la psichiatria, 59, 117-122.
crespi, S.E Rosenberg, H. (2014). Il questionario sulla voglia di pornografia: proprietà psicometriche. Archives of Sexual Behavior, 43, 451-462.
crespi, SWE Sweeney, PJ (2019). Raggiungere l'obiettivo: considerazioni per la diagnosi differenziale quando si trattano individui per un uso problematico della pornografia. Archives of Sexual Behavior, 48, 431-435.
crespi, SW, Voon, V.E Potenza, MN (2016b). Il comportamento sessuale compulsivo dovrebbe essere considerato una dipendenza? Dipendenza, 111, 2097-2106.
mister, HRE Fiore, SB (1987). The South Oaks Gambling Screen (SOGS): un nuovo strumento per l'identificazione dei giocatori patologici. Giornale americano di psichiatria, 144, 1184-1188.
Lewczuk, K., Szmyd, J., Skorko, M.E Gola, M. (2017). Trattamento che cerca l'uso problematico della pornografia tra le donne. Journal of Behavioral Addictions, 6, 445-456.
litman, L., Robinson, J.E Abberbok, T. (2017). TurkPrime. com: una piattaforma di acquisizione dati di crowdsourcing versatile per le scienze comportamentali. Metodi di ricerca comportamentale, 49(2), 433-442.
Lynam, D., fabbro, G., Whiteside, S.E sidro, M. (2006). UPPS-P: Valutare cinque percorsi di personalità per il comportamento impulsivo. West Lafayette.
vendemmia, J., Potenza, MN, sottrarre, SD, hoff, RA, Parco, CLE crespi, SW (2019). Psicopatologia e ipersessualità tra veterani con e senza storie di disturbi da uso di alcol. American Journal on Dipendenze, 28, 398-404.
Stretto, WE, Clarke, DE, Kuramoto, SJ, Kraemer, HC, rame, DJ, Greiner, L., (2013). Prove sul campo DSM-5 negli Stati Uniti e in Canada, Parte III: sviluppo e test di affidabilità di una valutazione trasversale dei sintomi per DSM-5. American Journal of Psychiatry, 170, 71-82.
Noor, SW, Rosser, BSE Erickson, DJ (2014). Una breve scala per misurare il consumo di media sessualmente esplicito problematico: proprietà psicometriche della scala del consumo di pornografia compulsiva (CPC) tra gli uomini che hanno rapporti sessuali con uomini. Dipendenza sessuale e compulsività, 21, 240-261.
Popraw, R. (2014). Znaczenie impulsiwności dla stopnia zaangażowania młodych mężczyzn w picie alkoholu. Alcolismo e tossicodipendenza, 27, 31-54.
Reid, RC, Falegname, BN, gancio, JN, Garos, S., Manning, JC, Gilliland, R., (2012). Rapporto dei risultati di una sperimentazione sul campo DSM-5 per disturbo ipersessuale. Il Journal of Sexual Medicine, 9, 2868-2877.
Reid, RC, Garos, S.E Falegname, BN (2011a). Affidabilità, validità e sviluppo psicometrico dell'inventario del comportamento ipersessuale in un campione ambulatoriale di uomini. Dipendenza sessuale e compulsività, 18, 30-51. https://doi.org/10.1080/10720162.2011.555709.
Reid, RC, Li, DS, Gilliland, R., Stein, JAE Fong, T. (2011b). Affidabilità, validità e sviluppo psicometrico dell'inventario del consumo di pornografia in un campione di uomini ipersessuali. Journal of Sex & Marital Therapy, 37, 359-385.
Rosenberg, H.E crespi, S. (2014). La relazione di "attaccamento appassionato" per la pornografia con compulsività sessuale, frequenza di utilizzo e brama di pornografia. Comportamenti avvincenti, 39, 1012-1017.
Rossella, Y. (2011). Lavaan: un pacchetto R per la modellazione di equazioni strutturali e altre versioni 0.4-9 (BETA). Giornale del software statistico, 48(2), 1-36.
Saunders, JB, Asland, OG, Babor, TF, Dalla fonte, JRE Grant, M. (1993). Sviluppo del test di identificazione dei disturbi da uso di alcol (AUDIT): progetto collaborativo dell'OMS sulla diagnosi precoce di persone con consumo dannoso di alcol-II. Dipendenza, 88, 791-804.
Scanavino, M. d. t., Ventunec, A., Abdo, CHN, Tavares, H., Amaral, MLSA d., Messina, B., (2013). Comportamento sessuale compulsivo e psicopatologia tra uomini in cerca di cure a San Paolo, in Brasile. Ricerca psichiatrica, 209, 518-524.
Schneeweiss, H.E Mathes, H. (1995). Analisi fattoriale e componenti principali. Giornale di analisi multivariata, 55, 105-124.
Scoglio, AA, sottrarre, SD, hoff, RA, Potenza, MN, Mazuro, CENTIMETRO, Parco, CL, (2017). Fattori di rischio specifici del genere per psicopatologia e funzionamento ridotto in un campione di veterani post-9 settembre. Journal of interpersonale Violence. E-Pub.
fabbro, PH, Potenza, MN, Mazuro, CENTIMETRO, McKee, SA, Parco, CLE hoff, RA (2014). Comportamento sessuale compulsivo tra i veterani militari maschi: prevalenza e fattori clinici associati. Journal of Behavioral Addictions, 3, 214-222.
Štulhofer, A., Bergeron, S.E Jurin, T. (2016a). L'elevato desiderio sessuale è un rischio per la relazione delle donne e il benessere sessuale?. Il Journal of Sex Research, 53, 882-891.
Štulhofer, A., Jurin, T.E Briken, P. (2016b). L'alto desiderio sessuale è un aspetto dell'ipersessualità maschile? Risultati di uno studio online. Journal of Sex & Marital Therapy, 42, 665-680.
Turbante, JL, Potenza, MN, hoff, RA, Martino, S.E crespi, SW (2017). Disturbi psichiatrici, ideazione suicidaria e infezioni a trasmissione sessuale tra i veterani post-distribuzione che utilizzano i social media digitali per la ricerca di partner sessuali. Comportamenti avvincenti, 66, 96-100.
Turbante, JL, sottrarre, SD, Potenza, MN, hoff, RAE crespi, SW (2020). Pubblicare immagini o video sessualmente espliciti di se stessi online è associato a impulsività e ipersessualità ma non a misure di psicopatologia in un campione di veterani statunitensi. Il Journal of Sexual Medicine, 17, 163-167.
Wordecha, M., Lupo, M., Kowalewska, E., Skorko, M., Lapinski, A.E Gola, M. (2018). "Abbuffate pornografiche" come caratteristica chiave dei maschi che cercano un trattamento per i comportamenti sessuali compulsivi: valutazione diario qualitativa e quantitativa 10 di una settimana. Journal of Behavioral Addictions, 7, 433-444.
Organizzazione mondiale di Heatlh (2018). ICD-11 per statistiche sulla mortalità e la morbilità. Estratto il 20 marzo 2020 da: https://icd.who.int/browse11/l-m/en.
Wright, PJ (2013). Maschi americani e pornografia, 1973-2010: consumo, predittori, correlati. Il Journal of Sex Research, 50, 60-71.
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