תַקצִיר
רקע ומטרות
כדי לטפל בפערים הנוכחיים סביב ההקרנה לשימוש בפורנוגרפיה בעייתית (PPU), פיתחנו ונבדק בתחילה מסך קצר פורנוגרפיה קצר (BPS) ששאל על PPU בחצי השנה האחרונה.
שיטות ומשתתפים
גייסנו חמש דגימות עצמאיות מארה"ב ופולין כדי להעריך את המאפיינים הפסיכומטריים של ה- BPS. במחקר 1 הערכנו את מבנה הגורמים, האמינות ורכיבי התוקף באמצעות מדגם של 224 ותיקים בארה"ב. פריט אחד מ- BPS הושמט במחקר 1 בגלל תמיכה נמוכה בפריט. במחקרים 2 ו -3 בחנו עוד את חמשת הפריטים את מבנה הגורמים של ה- BPS והערכנו את מהימנותו ותוקפו בשתי דגימות נציגות ארצות-הברית (N = 1,466, N = 1,063, בהתאמה). במחקר 4 אישרנו את מבנה הגורמים והערכנו את תקפותו ואמינותו באמצעות מדגם של 703 מבוגרים פולנים. במחקר 5 חישבנו את ציון הניתוק המוצע למסך באמצעות מדגם של 105 חולים גברים הפונים לטיפול בהפרעת התנהגות מינית כפייתית (CSBD).
תוצאות
ממצאים מניתוח רכיבים עיקרי וניתוח גורמים מאששים תמכו בפתרון של גורם אחד שהניב עקביות פנימית גבוהה (α = 0.89–0.90), ומנתח אלמנטים נתמכים נוספים של תוקף מבנה, התכנסות, קריטריון ומבחין של המסך החדש. תוצאות עקומת אופטי של מקלט (ROC) הציעו ציון ניתוק של ארבע ומעלה לזיהוי PPU אפשרי.
מסקנות
נראה כי ה- BPS נשמע פסיכומטרי, קצר וקל לשימוש במסגרות שונות עם פוטנציאל גבוה לשימוש באוכלוסיות ברחבי תחומי שיפוט בינלאומיים.
מבוא
נכון לעכשיו, ישנו ויכוח רב בקרב קלינאים וחוקרים בנוגע לאופן הטוב ביותר לסווג מעורבות יתר / בעייתית בהתנהגויות מיניות (קראוס, ווון ופוטנצה, 2016 ב), וחוקרים הציעו סיווגים כולל הפרעה תת-מינית (קפקא, 2010), הפרעת בקרת דחפים (גרנט ואח ', 2014; קראוס ואחרים, 2018), הפרעת התנהגות מינית כפייתית לא פרפילית (CSBD) (קולמן, ריימונד ומקבין, 2003), או התמכרות התנהגותית (קור, פוגל, ריד ופוטנצה, 2013). שימוש בפורנוגרפיה בעייתית (PPU) עשוי להיות מקובץ עם התנהגויות מיניות אחרות העומדות בקריטריונים אבחנתיים ל- CSBD כהגדרתן ב- ICD-11 (קראוס ואחרים, 2018). CSBD מתואר כדפוס מתמשך של כשל בשליטה על דחפים או דחפים מיניים חזקים וחוזרים, וכתוצאה מכך התנהגות מינית חוזרת ונשנית לאורך תקופה ממושכת (למשל, 6 חודשים או יותר), היוצרת מצוקה או פגיעה ניכרת בחשיבות חברתית, תעסוקתית או אחרת תחומי תפקוד (קראוס ואחרים, 2018; ארגון הבריאות העולמי, 2018). המחקר הנוכחי העריך את המאפיינים הפסיכומטריים של מסך דיווח עצמי מפותח שנועד להעריך PPU אפשרי בחמש דגימות המורכבות ממבוגרים שאינם קליניים וקליניים.
אומדני השכיחות של CSBD בקרב אוכלוסיות קליניות ולא קליניות נותרים חמקמקים (גולה ופוטנצה, 2018; קראוס, ווון ואחרים, 2016 ב). מחקר שנערך לאחרונה בקרב 2,325 מבוגרים בארה"ב מצא כי 8.6% מהמדגם המייצג (7.0% מהנשים ו -10.3% מהגברים) תומכים ברמות רלוונטיות מבחינה קלינית של מצוקה ו / או ליקוי הקשורים לדאגה לשליטה ברגשות, דחפים והתנהגויות מיניות (דיקנסון, גליסון, קולמן וכורה, 2018). ספציפית לשימוש בפורנוגרפיה, נתונים ממדגם מייצג ארצי של ארה"ב של 2,075 משתמשי אינטרנט מצאו כי כמחצית (n = 1,056) דיווחו על שימוש בשנה שעברה בפורנוגרפיה, ו -11% מהגברים ו -3% מהנשים דיווחו כי הם "מרגישים מכורים לפורנוגרפיה" (גרובס, קראוס ופרי, 2019 ב). עדויות ראשוניות שנאספו מוותיקי צבא ארה"ב העלו שיעור גבוה של התנהגות מינית כפייתית (סמית 'ואח', 2014); עם זאת, מחקרים לא בדקו בדרך כלל PPU בקרב ותיקי ארה"ב, קבוצה שציינה עם תחלואה קלינית גבוהה ואימפולסיביות (ג'יימס, סטרום ולסקלה, 2014).
יתר על כן, בקרב אנשים המבקשים טיפול ב- CSBD, רובם (> 80%) מדווחים על חששות משימוש בפורנוגרפיה (גולה ואח ', 2018; קראוס, פוטנזה, מרטינו וגראנט, 2015b; ריד ואחרים, 2012; Scanavino et al., 2013). עבור אנשים אלה, PPU מאופיין לעיתים קרובות בכמיהה, בשליטה עצמית מופחתת, בליקויים בתפקוד ובשימוש בפורנוגרפיה כדי להתמודד עם חרדה או מצב רוח דיספורי (קראוס, מרטינו ופוטנצה, 2016 א; Wordecha ואח ', 2018). אנשים המבקשים טיפול ב- PPU ובהתנהגויות מיניות אחרות מדווחים לעיתים קרובות על חששות פסיכיאטריים הכוללים הפרעות דיכאון, חרדה ושימוש בחומרים (קראוס, פוטנזה ואח ', 2015 ב).
לזיהוי PPU פותחו ונבדקו מאזני דיווח עצמי מרובים כולל סולם השימוש בפורנוגרפיה בעייתית (PPUS) (Kor et al., 2014), סולם צריכת פורנוגרפיה כפייתית (CPC) (נור, רוסר ואריקסון, 2014), מלאי שימוש בפורנוגרפיה בסייבר (CPUI / CPUI-9) (Grubbs, Sessoms, Wheeler, & Volk, 2010; Grubbs, Volk, Exline, & Pargament, 2015), מלאי צריכת פורנוגרפיה (PCI) (ריד, לי, גילילנד, שטיין ופונג, 2011 ב), שאלון השתוקקות לפורנוגרפיה (PCQ) (קראוס ורוזנברג, 2014) וסולם צריכת פורנוגרפיה בעייתי (PPCS) (Bothe et al., 2018) וסולם צריכת פורנוגרפיה בעייתי (PPCS-6) (Bőthe, Tóth-Király, Demetrovics, & Orosz, 2020). בעוד שלכל אחד מהם יש נקודות חוזק, לרבים משאלוני הדיווח העצמי הללו יש מגבלות ולעתים קרובות הם לא עברו בדיקות פסיכומטריות קפדניות (ראה פרננדז וגריפיתס, 2019 לדיון על אמצעי פורנוגרפיה). לדוגמא, הם בדרך כלל פותחו ונבדקו על דגימות נוחות לא קליניות במדינות המערב, לרוב חסרות מסגרת תיאורטית או אבחנתית מאוחדת, מעריכים תחומי סימפטום מרובים ופסולים, ואין להם ציון ניתוק קליני המוצע לקביעת אותם יש להעריך עוד יותר על ידי אנשי מקצוע בתחום בריאות הנפש. למרות שבעיות אלה נוגעות בפני עצמן, הן נוגעות עוד יותר לאור ההכרה האבחונית ב- CSBD. ביוני 2019 התווסף רשמית ה- CSBD ל- ICD-11 (ארגון הבריאות העולמי, 2018) ועם ההתרחשות הגבוהה של PPU, יש צורך מאוד בפיתוח מכשירי מיון קצרים, חזקים ופסיכומטריים עבור PPU בכדי להתמודד עם הפערים הנוכחיים בתחום.
מטרות המחקר הנוכחי
לאור המגבלות המתוארות לעיל, העבודה הנוכחית מתארת פיתוח מכשיר סינון קצר מסך פורנוגרפיה קצר (BPS) לזיהוי PPU בחמישה מחקרים עצמאיים. במחקר 1 בחנו 283 דירוגים של ותיקי צבא ארה"ב להסכמה עם הפריטים המוצעים, ערכנו ניתוח מרכיבים עיקרי והערכנו את המהימנות הפנימית והתקפות של ה- BPS. במחקר 2 השתמשנו בשירות ה- Omnibus המסופק על ידי תוכנת סקר Qualtrics כדי לגייס 2,075 מבוגרים בארה"ב התואמים לנורמות של נציג ארה"ב במטרה לאשר מחדש את מבנה הגורם החד-פעמי של המסך, להעריך את מהימנותו הפנימית ולבחון את היחסים בין ה- BPS לבין מדדים של פסיכופתולוגיה. במחקר 3, השתמשנו בשירות פאנל Turkprime כדי להעריך מחדש את מבנה גורמי ה- BPS בקרב 1,063 מבוגרים בארה"ב התואמים שוב לנורמות מייצגות ובדקנו קשרים עם מדדי פסיכופתולוגיה. במחקר 4 גייסנו 703 מבוגרים פולנים מבוססי קהילה בכדי לאשר את מבנה הגורמים נוסף במדגם שאינו אמריקאי ולהעריך עקביות ותקף פנימיים. בדגימה 5 בדקנו את המאפיינים הקליניים של 105 חולים גברים בפולין המבקשים טיפול ב- PPU כדי לקבוע את הציון הקליני המומלץ. גיוס לכל המחקרים נדון בפירוט רב יותר ב חומרים משלימים.
ניתוחים סטטיסטיים למחקרים 1–5
במחקרים 1 ו -4 השתמשנו ב- SPSS-19 לנתונים סטטיסטיים תיאוריים, ריבועי צ'י, ניתוח רכיבים עיקריים, קורלציות של Pearson Product Moment, ANCOVAs ועצמאיים t- בדיקות.
במחקרים 2 ו -3 ערכנו את מודלי ה- CFA שלנו באמצעות הלוואן (Rosseel, 2011) חבילה עבור R, תוך שימוש באומדן ריבועי ריבוע משוקללים באלכסון, שאינה מניחה נורמליות או הומוסדסטיות של שאריות ועדיפה לנתונים סדירים (פלורה וקוראן, 2004). למחקר 5 השתמשנו ב- SPSS-19 לניתוח עקומות אופייניות להפעלת מקלט (ROC).
מחקר 1
שִׁיטָה
נוהל ומשתתפים
מחקר 1 נערך עם נתונים מפרויקט סקר החוויות של חיילים משוחררים (SERV) שגייס ותיקים צבאיים ברחבי ארה"ב (קראוס ואחרים, 2017; סמית 'ואח', 2014). הנהלים הכלליים ששימשו לגיוס משתתפים ולניהול פרויקט SERV תוארו במקום אחר (קראוס ואחרים, 2017). דרישות הזכאות ללימודים היו כדלקמן: (א) מופרדים (משוחררים) מצבא ארה"ב; (ב) ותיק בעירק, באפגניסטן, או בתקופות שמסביב; (ג) גיל 18 לפחות; (ד) דובר אנגלית; וכן, (ה) החיים בארה"ב חלקים ממערך הנתונים הזה פורסמו בעבר בעיתונים הבאים (דקר ואח ', 2019; מויסון ואח ', 2019; סקוגליו ואח ', 2017; טורבן, פוטנזה, הוף, מרטינו וקראוס, 2017, טורבן, שירק, פוטנזה, הוף וקראוס, 2020), אך אף אחד מהמאמרים הללו לא התמקד במבנה או בתוקף של ה- BPS.
מאפיינים לדוגמה
מתוך 283 משתתפים שנשאלו, רובם גברים (70.6%, n = 197) עם גיל ממוצע של 35.1 (SD = 9.2) שנים. מאפייני המדגם מפורטים ב טבלה משלימה 1.
אמצעים
המחבר הראשון פיתח את ששת הפריטים הראשונים ב- BPS כמדד אפשרי של PPU בדגימות ותיקות בארה"ב. פריטים אלה נוצרו בתחילה כאשר המחבר הראשון השלים לימודי פוסט-דוקטורט בפסיכולוגיה. פריטים נוצרו על סמך אינטראקציות קליניות עם מטופלים והמשך עבודה ממחקרים קודמים שחקרו קורלציות קליניות של PPU (ראה קראוס, מרטינו ואח ', 2016 א; קראוס ורוזנברג, 2014). לאחר מכן, הפריטים המוצעים נחקרו על ידי שני חברי צוות אחרים לפני שנבדקו במחקר 1.
במחקר 1, המשתתפים קיבלו את ה- BPS, שנועד לזהות אנשים המדווחים על בעיות בניהול השימוש שלהם בפורנוגרפיה. הסולם הראשוני כלל שישה פריטים. המשתתפים נשאלו, "בשש החודשים האחרונים האם קרה לך אחד מהמצבים הללו ביחס לשימוש שלך בפורנוגרפיה?" תגובות הפריטים היו 6 (אף פעם), 0 (מדי פעם) ו- 1 (לעתים קרובות מאוד), עם טווח ציונים בין 2 ל -0. ראה לוח 1 לניסוח המדויק של ה- BPS.
הטבלה 1.מחקר 1, ספירת תדירות ההסכמה לששת הפריטים במסך פורנוגרפיה קצר (BPS) בקרב ותיקי ארה"ב (N = 222)
| פריטים | לעולם לא (%) | מדי פעם (%) | לעתים קרובות מאוד (%) | M (SD) | מטריצת רכיבים |
| אתה מוצא את עצמך משתמש בפורנוגרפיה יותר ממה שאתה רוצה. | 60.5 | 29.6 | 9.9 | 1.49 (0.67) | 0.80 ∗ |
| ניסית "לקצץ" או להפסיק להשתמש בפורנוגרפיה, אך לא הצלחת. | 73.5 | 18.8 | 7.2 | 1.33 (0.61) | 0.82 ∗ |
| אתה מתקשה לעמוד בפני דחפים חזקים להשתמש בפורנוגרפיה. | 61.9 | 28.7 | 9.0 | 1.47 (0.66) | 0.84 ∗ |
| אתה מוצא את עצמך משתמש בפורנוגרפיה כדי להתמודד עם רגשות חזקים (למשל, עצב, כעס, בדידות וכו '). | 68.6 | 20.2 | 10.8 | 1.42 (0.68) | 0.73 ∗ |
| אתה ממשיך להשתמש בפורנוגרפיה למרות שאתה מרגיש אשם בקשר לזה. | 61.4 | 25.6 | 12.6 | 1.51 (0.71) | 0.76 ∗ |
| אנשים הביעו דאגה מהשימוש שלך בפורנוגרפיה. | 90.6 | 5.8 | 3.1 | 1.12 (0.41) | 0.49 |
הערות. עומסי רכיבים בכתב מודגש מציינים עומסים גבוהים יותר על אותו רכיב. חסרים נתונים על שני משתתפים.
רכיב 1 = 3.75; אחוז השונות = 62.5%.
*פריטים מודגשים נשמרו בגרסה הסופית.
M = ממוצע; SD = סטיית תקן.
השתמשנו גם בשאלון היסטוריה של התנהגויות מיניות ופורנוגרפיה (רוזנברג וקראוס, 2014) כדי להעריך את ההיסטוריה המינית של המשתתפים ואת מאפייני השימוש בפורנוגרפיה, ה- PCQ (קראוס ורוזנברג, 2014) להעריך תשוקה לפורנוגרפיה (α = 0.83), ו- PPUS (Kor et al., 2014) להערכת תכונות הקשורות ל- PPU (α = 0.83). סולם ההתנהגות האימפולסיבי של UPPS-P (סיידרס, ליטפילד, קופי וקריאדי, 2014; לינאם, סמית ', וויטסייד וסיידרס, 2006) הוא שאלון בן 45 פריטים שהעריך את האימפולסיביות הכוללת (α = 0.80) וטרום מדיטציה (חוסר) (α = 0.84), דחיפות שלילית (α = 0.81), דחיפות חיובית (α = 0.81), מחפש תחושה (α = 0.84) ורכיבי התמדה (מחסור) (α = 0.83), ומלאי ההתנהגות ההיפראסקסואלית (HBI) (ריד, גארוס ונגר, 2011 א) למדוד מאפיינים של היפר-מיניות (α = 0.82). שאלה נוספת העריכה את האינטרס של הוותיקים לקבל טיפול בהתנהגות ספציפית של CSBD (למשל, פורנוגרפיה כפייתית, מין מזדמן / אנונימי וכו ').
אֶתִיקָה
ועדת הביקורת המוסדית של המחלקה לענייני ותיקים אישרה את המחקר. כל המשתתפים סיפקו הסכמה בכתב מדעת לפני המעורבות במחקר.
תוצאות
שימוש בפורנוגרפיה ופרקטיקות מיניות בקרב ותיקים
עשרים ואחד אחוזים (n = 59) מהמשתתפים דיווחו כי מעולם לא צפו בפורנוגרפיה. כ -51% (n = 42) מהנשים ציינו כי מעולם לא השתמשו בפורנוגרפיה לעומת 8.6% מהגברים (n = 17), χ2 (5) = 96.15, P <0.001, Cramer's V = 0.59. מכיוון שהמחקר הנוכחי התמקד בהערכה הפסיכומטרית של ה- BPS כדי להעריך PPU, הסרנו את המחקר 59 שאינם משתמשים בפורנוגרפיה והשאירו 220 אנשים לניתוחים הבאים.
הפחתת פריטים ומבנה הגורמים במסך פורנוגרפיה קצר (BPS)
תחילה ערכנו הפחתת פריטים על ידי בחינת המתאמים הכוללים של ששת הפריטים הראשוניים (לוח 1). כל הפריטים היו בקורלציה מתונה (rs = 0.31–0.70, P (0.001), מה שמרמז כי לא ניתן יהיה לחסל אף אחד על בסיס זה. שנית, בחנו את ספירת התדירות עבור כל רמת הסכמה עבור כל אחד מששת הפריטים ב- BPS כדי לזהות פריטים 'לא מאוזנים' (קלארק ווטסון, 1995). באמצעות כלל החלטה זה, פריט אחד ("אנשים הביעו דאגה") היה מתאים לחיסול; עם זאת, העברנו את כל ששת הפריטים לניתוח רכיבים עיקריים (ללא סיבוב) למטרות נוספות להפחתת פריטים.
ניתוח רכיבים עיקרי (PCA) משמש לעיתים קרובות להפחתת פריטים בפיתוח קנה מידה, וניתוח PCA וגורמי חקר (EFA) מניבים לעתים קרובות תוצאות דומות (Schneeweiss & Mathes, 1995). בגלל הפשטות של ה- BPS (במקור 6 פריטים) והגורם הבסיסי היחיד שלה, המטרה שלנו הייתה פשוט לצמצם את מספר הפריטים תוך שמירה על כמה שיותר מהשונות המקורית (קונווי והופקוט, 2003). עם זאת, אילו ה- BPS כלל מספר גורמים, והתעניינו בקשר בין גורמים אלה, יישקל EFA או מידול משוואה מבנית (SEM). להלן אנו מדווחים על התוצאות עבור ה- PCA.
התוצאות הניבו רכיב אחד בלבד עם ערך עצמי של 3.75, שהיווה 62.5% מסך השונות (לוח 1). רק בפריט הלא מאוזן שזוהה בעבר לא היו עומסים גבוהים (≥.0.50) וקהילות (> 0.40); באמצעות כלל החלטה זה (קוסטלו ואוסבורן, 2005), הפריט הושמט. לחמשת הפריטים הנותרים היה מקדם עקביות פנימי גבוה (α = 0.89), אמינות מורכבת (0.92) ומתאם ממוצע בינוני בין פריטים (r = 0.62), התומך בחד-מימדיות של ה- BPS (קלארק ווטסון, 1995).
תוקף בנייה, התכנסות, קריטריון ומבחין של ה- BPS
כדי להעריך אלמנט אחד של תוקף הבנייה, בדקנו לראשונה האם ציוני ה- BPS משתנים כפונקציה של כמות הפורנוגרפיה שנצפתה, לאחר התאמה למגדר. תוצאות ANCOVA הצביעו על השפעה עיקרית משמעותית על תדירות השימוש בפורנוגרפיה, F (3, 216) = 14.32, P <0.001, חלקי η2 = 0.12. באמצעות השוואות פוסט-הוק (בתיקון בונפרוני) מצאנו שמשתמשים פורנוגרפיים יומיים (M = 4.39, SD = 2.10, SE = 0.48) היו בעלי ציוני BPS גבוהים משמעותית בהשוואה למשתמשים שבועיים (M = 2.53, SD = 0.73, SE = 0.29), אשר מצדם היה עם ציוני BPS גבוהים יותר מאשר למשתמשים חודשיים (M = 1.45, SD = 0.36, SE = 0.25). כמו כן, חישבנו קורלציות של מוצר בין Pearson Product כדי להעריך את הקשר בין משתני המחקר, ולתמיכה בתוקף מתכנס, מצאנו מתאם חיובי וחזק בין ציוני PPUS ו- BPS (ראה לוח 2 למתאמים דו-משתנים לפי מין). כתמיכה בתוקף הקריטריון, מצאנו מתאם חיובי אך בינוני בין ציוני BPS, HBI ו- PCQ. כתמיכה בתוקף המפלה, ה- BPS לא היה קשור במידה רבה לאימפולסיביות, אם כי לגברים ולא לנשים, דחיפות שלילית וחיובית נקשרה באופן חיובי, אם כי חלש, עם ציוני BPS.
הטבלה 2.מחקר 1, התאמות ואמצעים וסטיות תקן למשתני המחקר המעניינים את הוותיקים בארה"ב
| מִשְׁתַנֶה | מסך פורנוגרפיה קצר | טווח | |||
| נשים (n = 40) | גברים (n = 180) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| מסך פורנוגרפיה קצר | - | 0.80 (1.73) | - | 2.55 (2.87) | 0-10 |
| שאלון השתוקקות לפורנוגרפיה | 0.32 ∗ | 2.03 (0.95) | 0.45 ∗∗ | 2.95 (1.34) | 1-7 |
| פורנוגרפיה בעייתית השתמש בסולם | 0.77 ∗∗ | 1.27 (0.50) | 0.75 ∗∗ | 1.92 (0.98) | 1-5.7 |
| מלאי התנהגות היפראקסואלית | 0.66 ∗∗ | 27.1 (9.0) | 0.60 ∗∗ | 34.8 (15.4) | 18-95 |
| UPPS-P דחיפות שלילית | 0.29 | 2.27 (0.51) | 0.30 ∗∗ | 2.36 (0.52) | 1.3-3.9 |
| UPPS-P חוסר תכנון מוקדם | 0.11 | 2.07 (0.44) | -0.03 | 2.08 (0.40) | 1.2-3.3 |
| UPPS-P חוסר התמדה | 0.18 | 1.79 (0.42) | 0.11 | 1.94 (0.48) | 1.0-3.4 |
| UPPS-P מחפש תחושה | -0.02 | 2.61 (0.48) | 0.05 | 2.87 (0.37) | 1.2-4.0 |
| דחיפות חיובית של UPPS-P | 0.22 | 1.94 (0.44) | 0.22 ∗∗ | 2.23 (0.48) | 1.1-3.6 |
הערות. *P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = ממוצע; SD = סטיית תקן.
טיפול בהתנהגות מינית
מתוך 220 הוותיקים שנבדקו על צפייה בפורנוגרפיה שלהם (ראה טבלה משלימה 1) תשעה ציינו שהם מעוניינים בטיפול ב- PPU. כל האנשים היו גברים (9 מתוך 180 גברים, 5%). הציון הממוצע של BPS בחמשת הפריטים הנותרים עבור תשעת הגברים היה 6.67 (SD = 2.95). כל המחקרים הבאים (2-5) השתמשו ב- BPS של חמשת הפריטים לניתוחים שלהם מאז שהם נערכו לאחר מחקר 1.
מחקר 21
שִׁיטָה
נהלים ומשתתפים
באמצעות שירות ה- Omnibus המסופק על ידי תוכנת סקר Qualtrics, גייסנו נציג ארצי של ארה"ב (מדגם שאינו סביר המבוסס על נורמות מפקד האוכלוסין לשנת 2010 לגיל, מין, גזע, אתניות, הכנסה ואזור מפקד ארה"ב) למחקר חתך של מבוגרים. (N = 2,075; 51% נשים [n = 1,059], 49% גברים [n = 1,016]; Mגיל = 44.8, SD = 16.7).
חלקים ממערך הנתונים הזה תוארו במקום אחר בעיתונים הבאים, אך אף אחד מהמאמרים לא התמקד במבנה או בתוקף של ה- BPS (ראה Grubbs, Kraus et al., 2019b; גרובס, קראוס, פרי, לבצ'וק וגולה, 2020).
אמצעים
הניתוחים הוגבלו למבוגרים שהכירו בצפייה בפורנוגרפיה בשנה האחרונה (N = 1,058, 66% גברים). התנהגויות של שימוש בפורנוגרפיה הוערכו באמצעות שלושה פריטים. באופן ספציפי, שאלנו את המשתתפים באיזו תדירות הם צפו בכוונה בלבד בפורנוגרפיה בשנה האחרונה. שאלנו גם את המשתתפים באיזו תדירות הם אוננו בפורנוגרפיה בשנה האחרונה. לשתי השאלות התגובות נעו בין 1 (בכלל לא) ל- 8 (פעם ביום ומעלה). פריט אחד ביקש מהמשתתפים לדווח תוך מספר דקות על כמה זמן הם בילו מדי יום, בממוצע, בצפייה בפורנוגרפיה.
ספציפית למדגם זה ובנוסף ל- BPS, הערכנו גם מצוקה פסיכולוגית על ידי הכללת שלושה פריטים הקשורים לדיכאון ושני פריטים הקשורים לחרדה מהמדד סימפטום צולב עבור ה- DSM-5 (צר ואחרים, 2013). ניהלנו שלושה פריטי CPUI-9 (גראבס ואח ', 2015) להעריך תגובות ספציפיות או אמונות בנוגע לשימוש בפורנוגרפיה. כל פריט הושג בסולם של 1 (מאוד לא מסכים) ל- 7 (מסכים לחלוטין). פריטים תקפים אלה נלקחו מתת-המשנה של CPUI-9: תפיסה נתפסת (למשל, "אני מאמין שאני מכורה לפורנוגרפיה"), מאמצי גישה (למשל, "דחיתי דברים שהייתי צריך לעשות כדי לצפות בפורנוגרפיה"). ומצוקה רגשית (למשל, "אני מרגיש מדוכא לאחר צפייה בפורנוגרפיה"). כל שלושת הפריטים קשורים באופן מהותי להתנהגויות שימוש בפורנוגרפיה (Grubbs, Wilt, Exline, & Pargament, 2018a; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament, & Kraus, 2018b).
אֶתִיקָה
ועדת הביקורת המוסדית של המחלקה לאוניברסיטת בולינג גרין אישרה את מחקר 2 כפטור. כל המשתתפים סיפקו הסכמה מדעת אלקטרונית לפני המעורבות במחקר.
תוצאות
ערכנו ניתוח גורמי אישור (CFA) באמצעות הערכת ריבועים לפחות משוקללים באלכסון (DWLS) עם שונות שונה, שכן הערכת DWLS אינה מניחה נורמליות או הומוססקסטיות של שאריות והיא עדיפה על נתונים סדירים (פלורה וקוראן, 2004). ניתוח זה גילה כי BPS מעולה מתאים למבנה גורמים חד מימדי (Robust χ2 (5) = 3.06, P = 0.69; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA <0.001, SRMR = 0.01). ציון ה- BPS הממוצע היה נמוך (M = 1.56, SD = 2.53) וניתוח אמינות פנימית גילה עקביות פנימית גבוהה (α = 0.90). גברים השיגו ציוני BPS גבוהים יותר (M = 2.24, SD = 2.81) מאשר נשים (M = 1.70, SD = 2.60); t (2, 1,056) = 3.05, P <0.001, של כהן d = 0.20).
ציוני ה- BPS נקשרו באופן חיובי למספר מדדים בכיוונים הצפויים. ציוני ה- BPS נקשרו באופן חיובי לאמירות של "אני מכור לפורנוגרפיה" (r = 0.620, P <0.001), "אני מרגיש מדוכא לאחר צפייה בפורנוגרפיה" (r = 0.47, P <0.001), ו- "דחיתי דברים שהייתי צריך לעשות כדי לראות פורנוגרפיה" (r = 0.59, P <0.001). ציוני BPS נקשרו באופן חיובי לתדירות הצפייה בפורנוגרפיה בשנה האחרונה (r = 0.39, P <0.001), מאוננת לפורנוגרפיה בשנה האחרונה (r = 0.40, P <0.001), דקות יומיות ממוצעות לצפייה בפורנוגרפיה (r = 0.23, P <0.001), ותחושות כלליות של מצוקה פסיכולוגית (r = 0.34, P <0.001).
מחקר 32
שִׁיטָה
נהלים ומשתתפים
נתוני 470 מבוגרים המשתמשים באינטרנט עם שימוש בפורנוגרפיה בשנה שעברה נותחו ממדגם גדול יותר של 1,063 מבוגרים בארה"ב התואמים לנורמות הייצוגיות הלאומיות של ארה"ב בהתבסס על הנורמות הייצוגיות הלאומיות של ארה"ב בשנת 2010 (בהתבסס על נתוני מפקד ארה"ב) לגיל, מין, מוצא אתני, גזע, אזור מפקד ארה"ב והכנסה. מדגם לא סבירתי זה גויס ותוגמל על ידי שירות הפאנל Turkprime (ליטמן, רובינסון ואברבוק, 2017).
חלקים ממערך הנתונים הזה פורסמו בעבר בעיתונים הבאים (גראבס ואח ', 2020; גראבס וגולה, 2019; גראבס, גרנט; אנגלמן, 2019 א; Grubbs, Warmke, Tosi, James, and Campbell, 2019d); עם זאת, אף אחד מהמחקרים לא התמקד במבנה או בתוקף של ה- BPS.
אמצעים
בהתאם למחקר 2, הגבלנו את הניתוחים לאלו שדיווחו על שימוש בפורנוגרפיה בשנה האחרונה (N = 470; Mגיל = 44.9; SD = 15.9; 72% גברים). התנהגות השימוש בפורנוגרפיה הוערכה, כמו במחקר 2, תוך שימוש ב- BPS ובמדדים של תדירות השימוש בפורנוגרפיה בודדת, תדירות האוננות לפורנוגרפיה, ושימוש יומי ממוצע בפורנוגרפיה בדקות. מצוקה כללית נמדדה באמצעות אותו מדד חיתוך צולב של DSM-5 המתואר במחקר 2. תחושות דיווח עצמי של התמכרות לפורנוגרפיה הוערכו באמצעות ה- CPUI-9 (α = 0.91; גראבס ואח ', 2010; גראבס ואח ', 2015) ותת-המשנה המרכיביים שלה המעריכים את הכפייתיות הנתפסת (α = 0.93), מצוקה רגשית (α = 0.92) ומאמצי גישה (α = 0.87).
אֶתִיקָה
ועדת הביקורת המוסדית של המחלקה לאוניברסיטת בולינג גרין אישרה את מחקר 3 כפטור. כל המשתתפים סיפקו הסכמה מדעת אלקטרונית לפני המעורבות במחקר.
תוצאות
CFA באמצעות הערכת DWLS חזקה חשף התאמה מצוינת של BPS לחד מימדיות (χ2 (5) = 8.64, P = 0.12; CFI = 0.99, TLI = 0.98, RMSEA = 0.03, SRMR = 0.02). ציון ה- BPS הממוצע היה נמוך (M = 1.92, SD = 2.69) והאמינות הפנימית הייתה גבוהה (α = 0.91). גברים (M = 2.25, SD = 2.75) קיבלו ציון גבוה יותר מאשר נשים (M = 1.12, SD = 2.39; t [1,48] = 4.04, P <0.001, של כהן d = 0.40).
ציוני BPS היו מתואמים עם ציונים על סך ה- CPUI-9 (r = 0.72, P <0.001) וכפייה נתפסת (r = 0.75, P <0.001), מאמצי גישה (r = 0.64, P <0.001) ומצוקה רגשית (r = 0.47, P <0.001) תתי-משנה. ציוני BPS נקשרו באופן חיובי לתדירות השימוש בפורנוגרפיה בשנה האחרונה (r = 0.47, P <0.001), תדירות האוננות לפורנוגרפיה בשנה האחרונה (r = 0.43, P <0.001), שימוש יומי ממוצע בפורנוגרפיה בדקות (r = 0.33, P <0.001) ותחושות מצוקה כלליות (r = 0.33, P <0.001).
מחקר 4
שִׁיטָה
נוהל ומשתתפים
המדגם (טבלה משלימה 4) היו 703 מבוגרים פולנים (512 נשים, 72.8%) בגילאי 18-54 (M = 26.04, SD = 6.07). קבוצת משנה של מערך נתונים זה (191 גברים) מגיעה ממערך הנתונים המתואר ב קובאלבסקה, קראוס, לב-סטארוביץ ', גוסטבסון וגולה (2019).
כל המבוגרים גויסו מהאוכלוסייה הפולנית באמצעות פרסומת מבוססת רשת באתר gumtree.pl (הגרסה הפולנית של קרייגסליסט) ו- hiperseksualnosc.pl (אתר צוות המחקר). משתתפים שסיימו את הסקר המקוון והשאירו את כתובת הדוא"ל שלהם היו זכאים לזכות באחד הפרסים הבאים, בחמישה שוברי חנות ספרים בסך 30, 15 או 5 דולר ו -30 כרטיסים לבית קולנוע. כל כתובות הדואר האלקטרוני נשמרו במסד הנתונים הנפרד ולא נקשרו לנתוני השאלונים בכדי לסייע בהבטחת אנונימיות.
אמצעים
בנוסף לשימוש ב- BPS, הערכנו אימפולסיביות באמצעות העיבוד הפולני של UPPS-P (פופראווה, 2014). מדדנו תכונות אובססיביות-כפייתיות באמצעות העיבוד הפולני למלאי הכפייתי הכפייתי - מתוקן (OCI-R) (פואה ואח ', 2002; פרטים על התרגום המופיעים ב; Gola et al., 2017a) והעיבוד הפולני למבחן ההקרנה להתמכרות מינית - מתוקן (SAST-R) (Gola et al., 2017a) כדי להעריך (1) עיסוק במין, (2) השפעה, (3) הפרעה ביחסים על ידי התנהגויות מיניות, ו (4) תחושת אובדן שליטה על התנהגות מינית (סך הכל SAST-R α = 0.80).
אֶתִיקָה
כל ההליכים אושרו על ידי הוועדה האתית של המכון לפסיכולוגיה, האקדמיה הפולנית למדעים. כל המשתתפים קיבלו הסכמה בכתב מדעת לפני המעורבות במחקר.
תוצאות
מאפיינים פסיכומטריים של ה- BPS המותאם לפולנית
CFA נוסף באמצעות הערכת DWLS חזקה הניב התאמה מצוינת לפיתרון גורם אחד (Robust χ2 (5) = 2.12, P = 0.83; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA = 0.00, SRMR = 0.02). בדומה למחקרים קודמים, העיבוד הפולני ל- BPS היה בעל עקביות פנימית גבוהה (α = 0.89) ומתאם ממוצע בינוני בין פריטים (r = 0.62). שניהם, עקביות פנימית ומתאם ממוצע בין פריטים היו גבוהים יותר אצל גברים (α = 0.88; r = 0.61) מאשר נקבות (α = 0.85; r = 0.54).
כפי שמתואר ב לוח 3, עבור המדגם המלא, ציון ה- BPS הממוצע היה 1.92 (SD = 2.65). גברים (M = 3.56, SD = 3.11) היו בעלי ציוני BPS גבוהים יותר בהשוואה לנשים (M = 1.12, SD = 1.92), t (701) = 10.12, P <0.001, של כהן d = 0.76). מספר הדקות שהושקעו בצפייה בפורנוגרפיה היה בקורלציה חלשה עם ציוני ה- BPS אך רק לגברים. כתמיכה בתוקף הקריטריון, היו ציוני BPS בקורלציה חיובית לחומרת הסימפטום כפי שנמדדה על ידי SAST-R. לתמיכה בתוקף המפלה ובדומה למחקר 1, לא מצאנו שום קשר בין ציוני BPS לבין חיפוש תחושות UPPS-P וחוסר מתכוון מוקדם ומתאמים חיוביים חלשים בין ציוני BPS לדחיפות שלילית, דחיפות חיובית והתמדה. ציוני BPS היו בקורלציה חלשה עם מאפיינים כפייתיים (ראה לוח 3 לכל המתאמים).
הטבלה 3.מתאם של ציוני BPS עם מדדים אחרים במדגם של מבוגרים בקהילה הפולנית (N = 703)
| מִשְׁתַנֶה | מסך פורנוגרפיה קצר | טווח | |||
| נשים (n = 512) | גברים (n = 191) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| מסך פורנוגרפיה קצר | - | 1.12 (1.92) | - | 3.56 (3.11) | 0-10 |
| כמות השימוש בפורנוגרפיה בשבוע שעבר (דקות) | 0.07 | 60.46 (108.93) | 0.17 ∗ | 124.66 (179.12) | 1-1,200 |
| מבחן ההקרנה המינית | 0.43 ∗∗ | 3.81 (2.99) | 0.61 ∗∗ | 5.51 (4.23) | 0-18 |
| מלאי כפייתי אובססיבי - מתוקן | 0.17 ∗∗ | 18.03 (10.38) | 0.25 ∗∗ | 19.21 (9.72) | 0-58 |
| UPPS-P דחיפות שלילית | 0.22 ∗∗ | 29.26 (7.16) | 0.29 ∗∗ | 27.02 (7.79) | 2-48 |
| UPPS-P חוסר תכנון מוקדם | 0.06 | 22.28 (5.26) | 0.14 | 21.83 (5.86) | 2-41 |
| UPPS-P חוסר התמדה | 0.14 ∗∗ | 20.25 (5.18) | 0.15 ∗ | 20.24 (4.92) | 2-37 |
| UPPS-P מחפש תחושה | -0.06 | 31.22 (7.75) | -0.004 | 34.39 (7.99) | 4-48 |
| דחיפות חיובית של UPPS-P | 0.12 ∗∗ | 28.02 (9.54) | 0.27 ∗∗ | 28.90 (10.03) | 9-56 |
הערות. *P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = ממוצע; SD = סטיית תקן.
מחקר 5
שִׁיטָה
נהלים ומשתתפים
כדי לבחון את ציון הפסקת ה- BPS הערכנו עוד 105 גברים פולנים בגילאי 18–55 שנים (M = 32.94; SD = 7.45) שפנו לטיפול ב- CSBD, שרובם דיווחו על PPU (ראה לוחות משלים 5 ו -6). הקבוצה המחפשת טיפול כוללת מערכי נתונים מהמחקרים הבאים: וורדצ'ה ואח '. (2018) (9 זכרים); Gola, Lew-Starowicz, Draps ו- Kowalewska (2019) (57 זכרים); דראפס ואח '. (2020) (26 זכרים); Holas, Draps, Kowalewska, Lewczuk, and Gola (2020) (13 גברים). קבוצת הביקורת כללה 191 מבוגרים גברים בגילאי 18-54 (M = 26.04; SD = 6.07) ממחקר 4.
חולים המחפשים טיפול גויסו בקרב גברים המבקשים לקבל טיפול ב- PPU בשתי מרפאות סקסולוגיה בוורשה בין יוני 2014 לנובמבר 2017. כל החולים המבקשים לקבל טיפול ב- PPU עמדו בארבעה מתוך חמישה קריטריונים אבחנתיים להפרעה תת-מינית כפי שהוצע קפקא (2010) עבור DSM-5.
אמצעים
לאחר סיום הראיון הראשוני, נבדקו המטופלים לקריטריונים להכללה / הרחקה. קריטריוני הכללה / הרחקה כללו היותם הטרוסקסואלים באופן בלעדי או בעיקר (כפי שהוערכו באמצעות העיבוד הפולני לסולם קינזי; קינסי, פומרוי ומרטין, 1948) ולא עומד בקריטריונים הדיגנוסטיים להפרעת שימוש באלכוהול (סונדרס, אסלנד, באבור, דה לה פואנטה וגראנט, 1993) או הפרעת הימורים (ציונים <5 במסך ההימורים של דרום אוקס (SOGS) α = 0.70) (לסייר ובלום, 1987). כל החולים הגברים הוערכו בנוסף באמצעות הראיון הקליני המובנה ל- DSM-IV (SCID) (גיבון, שפיצר, וויליאמס, בנג'מין ופירסט, 1997) להפרעות והתנהגות מינית אובססיבית-כפייתית, שליטה בדחפים, דו-קוטבית, חרדה, פסיכוטית ושימוש בחומרים (טבלה משלימה 6). חולים גברים העומדים לפחות בשלושה קריטריונים של CSBD (קראוס ואחרים, 2018) וארבעה להפרעה תת-מינית (קפקא, 2010) ואף אחת מההפרעות הנ"ל לא הוזמנה להשתתף במחקר זה.
אֶתִיקָה
כל ההליכים אושרו על ידי הוועדה האתית של המכון לפסיכולוגיה, האקדמיה הפולנית למדעים. כל המשתתפים קיבלו הסכמה בכתב מדעת לפני המעורבות במחקר.
תוצאות
ציון ה- BPS הממוצע לגברים המבקשים טיפול היה 7.50 (SD = 2.58) והיה גבוה משמעותית בהשוואה לגברים שאינם מחפשים טיפול, 3.56 (SD = 3.12), z = 14.66, P <0.001, של כהן d = 1.38. הערכנו את איכות הסיווג של מלכתחילה קבוצת חולים נבחרת (n = 105) כנגד כל הזכרים מקבוצת הביקורת (מחקר 4, n = 191) (ראה האיור 1 עבור עקומת ROC). עקומת ה- ROC תפסה שטח של 82.2% מתוך 5 פריטי הבדיקה (SE = 0.02; P <0.001), המאופיין ברווחי ביטחון של 95% עם מגבלות של 77.5% ו -86.9%. כפי שניתן לראות ב לוח 4ערך הניתוק המוצע הוא 4, שעבורם הרגישות היא 58.42%, ספציפיות 90.48%, ערך ניבוי חיובי 91.74% (95% CI 85.88% –95.30%), ערך ניבוי שלילי 54.60% (95% CI 50.12% -59.00 %), ודיוק 69.83% (95% CI 64.24% -75.02%). ערך חתך של 5 מאופיין ברגישות של 68.42% ובספציפיות של 83.81% (ראה לוח 4).
מחקר 5, עקומת ROC עבור ה- BPS המותאם לפולנית לאלו המבקשים טיפול לשימוש בעייתי בפורנוגרפיה (ציון 4 ומעלה)
צִיטָטָה: כתב העת להתמכרויות להתנהגות 9, 2; 10.1556/2006.2020.00038
הטבלה 4.ניתוח ROC למסך פורנוגרפיה קצר המוצע (BPS) עם ציוני ניתוק מוצעים
| נתון | ערך של 4 ב- BPS | ערך של 5 ב- BPS | ||
| ערך | 95% CI | ערך | 95% CI | |
| רְגִישׁוּת | 58.4% | % 51.1-65.5 | 68.4% | % 61.3-75.0 |
| ספציפיות | 90.5% | % 83.2-95.3 | 83.8% | % 75.6-90.3 |
| יחס סיכויים חיובי | 6.13 | 3.36-11.20 | 4.23 | 2.71-6.60 |
| יחס סבירות שלילי | 0.46 | 0.38-0.55 | 0.38 | 0.30-0.47 |
| שכיחות מחלות | 64.4% | % 58.7-69.9 | 64.4% | % 58.7-69.9 |
| ערך חזוי חיובי | 91.7% | % 85.8-95.3 | 88.4% | % 83-92.3 |
| ערך חיזוי שלילי | 54.6% | % 50.1-59 | 59.5% | % 53.9-64.8 |
| דיוק | 69.8% | % 64.2-75 | 73.9% | % 68.5-78.8 |
כדי לבחון שינויים ב- PPU בקרב מטופלים המחפשים טיפול, השווינו ציוני BPS של 57 גברים מהמדגם הקליני שלנו לפני ואחרי חודשיים של טיפול תרופתי עם נלטרקסון או פרוקסטין (גולה ואח ', 2019) באמצעות מדגם תלוי t-מִבְחָן. ציוני ה- BPS נבדלו לאחר הטיפול (t (56) = 6.75; P <0.001, של כהן d = 1.80), עם ציוני BPS גבוהים יותר לפני הטיפול (M = 8.54; SD = 1.77) מאשר לאחר חודשיים של טיפול (M = 5.75; SD = 2.97).
דיון
המחקר הנוכחי העריך את ה- BPS, כלי סינון קצר, לזיהוי PPU אפשרי. טכניקת הדגימה החזקה ששימשה במחקרים שלנו לא שימשה בעבר בעת פיתוח קשקשים שנועדו להעריך PPU. בסך הכל, ה- BPS תקין מבחינה פסיכומטרית כפי שמוצג על ידי מדדי אמינות ותוקף על פני מספר דגימות, המספקים תמיכה ראשונית לשימוש בו בפרקטיקה קלינית, אם כי יש צורך במחקר נוסף בכדי לקבוע את התועלת הקלינית שלו עבור אנשים המחפשים טיפול באופן מלא.
עבודה קודמת הראתה בעקביות שגברים, ביחס לנשים, רואים באופן קבוע יותר מאוננים בפורנוגרפיה (Bothe et al., 2018; Grubbs, Wilt, Exline, & Pargament, 2018a; רייט, 2013), וממצא זה נצפה בכל חמש הדגימות. בהתאם למחקרי עבר, מצאנו שגברים, בהשוואה לנשים, דיווחו על חששות רבים יותר בשימוש בפורנוגרפיה (Bothe et al., 2018; Kor et al., 2014). המחקר שלנו ייחודי בכך שבדקנו את המאפיינים הפסיכומטריים בקרב חמש דגימות שונות (למשל, ותיקים בארה"ב, שתי דגימות מבוגרים כלליות בארה"ב, מבוגרים פולנים וחולים פולנים שעברו טיפול ב- CSBD). לאור מגוון הדגימות שגייסנו כדי להעריך את המאפיינים הפסיכומטריים של ה- BPS, אנו מאמינים כי הממצאים כוללים הכללה הן לקבוצות קליניות והן לקבוצות לא קליניות ממדינות שונות. עם זאת, עם זאת, עדיין מומלץ לנקוט משנה זהירות, ואנו ממליצים על המשך מחקר בכדי לאמת את ה- BPS לאוכלוסיות קליניות, במיוחד בקרב נשים ומיעוטים מיניים ומיניים המבקשים לקבל טיפול ב- PPU.
בדיקתנו הראשונית של המסך המוצע בן שישה פריטים במחקר 1 העלתה כי פריט אחד אינו מאוזן, וניתוח נוסף הציע להסירו. לאורך המחקרים, המסך בן חמש הפריטים הפגין עקביות פנימית גבוהה כמו גם תוקף קונסטרוקטיבי, מתכנס, מפלה וקריטריון. כצפוי, ציוני ה- BPS היו בקורלציה מתואמת עם סולמות אחרים שקיימים בעבר המעריכים את ה- PPU (למשל, ה- CPUI-9 (גראבס ואח ', 2015) ו- PPUS (Kor et al., 2014) תוך מתאם מתון רק עם מדדי חומרת הסימפטום המעריכים את יתר המיניות (ריד, גארוס ואח ', 2011 א; ריד, לי ואח ', 2011 ב) או התמכרות מינית (Gola et al., 2017b). לפיכך, המסך קשור באופן הדוק יותר לאמצעים המעריכים את ממדי ה- PPU אך עדיין קשור למדדים כלליים הקשורים ל- CSBD (למשל, שליטה לקויה, ניסיונות כישלון להפסיק). לא התכוונו ש- BPS ישמש כ- proxy של CSBD. מחקרים מראים, עם זאת, כי PPU היא אחת הבעיות הנפוצות ביותר בקרב אנשים המבקשים לקבל טיפול נפשי ב- CSBD (קראוס, משברג-כהן, מרטינו, קווינונס ופוטנזה, 2015 א; קראוס, פוטנזה ואח ', 2015 ב; ריד ואחרים, 2012). לכן, ה- BPS עשוי להיות כלי שימושי לאיתור PPU אפשרי בקרב אנשים המבקשים טיפול ב- CSBD. נדרשים ראיונות קליניים נוספים בכדי לקבוע את נוכחותם של CSBD, אשר יכולה לבוא לידי ביטוי כ- PPU בקרב אנשים המחפשים טיפול עם מצגות קליניות שונות (קראוס וסוויני, 2019).
מצאנו כי, באופן כללי, ציוני ה- BPS היו במתאם חלש עם אימפולסיביות (סיידרס ואח ', 2014; לינאם ואחרים, 2006) ותכונות כפייתיות (פואה ואח ', 2002). לתמיכה בעבודה קודמת (Bőthe et al., 2018, 2019), היו ציוני ה- BPS בקורלציה מתונה עם מדדים של תחושות כלליות של מצוקה ודיכאון; מצאנו גם קורלציות מתונות בין ציוני BPS לבין מדדי תחושת התמכרות לפורנוגרפיה ותעדוף צפייה בפורנוגרפיה על פני פעילויות אחרות (גרבס, פרי, ווילט וריד, 2019 ג). כפי שצוין במקום אחר (Kor et al., 2014), מצאנו גם מתאם צנוע בין צפייה בפורנוגרפיה ל- PPU כפי שנמדד על ידי ה- BPS, אם כי הקשר נראה חזק יותר בין ציוני BPS ותדירות האוננות. ציפינו לקשרים כאלה בין התנהגות צפייה בפורנוגרפיה לבין ציוני BPS. כפי שנדון בעבודות אחרות (גולה, לבצ'וק וסקורקו, 2016; קראוס, מרטינו ואח ', 2016 א; Bőthe et al. 2020), מצאנו שתדירות הצפייה בפורנוגרפיה אינה בהכרח אינדיקטור ל- PPU. בין שתי הדגימות הלאומיות בארה"ב, מצאנו פרופורציות גבוהות של אנשים (בעיקר גברים) שקיבלו לפחות ארבע ומעלה ב- BPS.1
יש צורך במחקר נוסף סביב קביעת נורמות ל- BPS לשימוש בפורנוגרפיה, אשר עשויות להשתנות בהתאם למגדר, גיל ואולי גורמים סוציו-אקונומיים אחרים. יתר על כן, המחקר עדיין מתפתח על חקר השימוש בפורנוגרפיה, ויש צורך בעבודה נוספת כדי לזהות גורמי סיכון וגורמים מגנים הקשורים ל- PPU. יתר על כן, גיוס דגימות נשיות גדולות יאפשר בחינה רבה יותר של ההשפעות המגדריות האפשריות בעת לימוד PPU בדגימות לא קליניות וקליניות. קיים צורך מיוחד בחקירת PPU בקרב נשים המדווחות על רמות גבוהות של שימוש בפורנוגרפיה (כלומר, מדי יום, מספר פעמים ביום). קבוצה זו לא הייתה מיוצגת באותה מידה בדוגמאות שלנו ובכלל, נשים המשתמשות בפורנוגרפיה דיווחו בדרך כלל על רמות נמוכות יותר בהשוואה לגברים. יש להזהיר תוצאות ספציפיות לנשים באופן כללי, מכיוון שהתוצאות שלנו הושפעו ככל הנראה מגודל המדגם הקטן, ומומלץ על מחקר נוסף שבחן הבדלים מגדריים בקרב נשים ב- PPU. כפי שנעשה במחקר שנערך לאחרונה (Bőthe et al. 2020), אנו ממליצים גם לערוך בדיקות של השתנות מגדרית עם ה- BPS כדי לחקור את מאפייניו הפסיכומטריים עם נשים או קבוצות מגוונות אחרות.
כוח עיקרי במחקר הנוכחי שלנו הוא שכללנו מדגם של גברים המחפשים טיפול ב- CSBD כדי לקבוע את הרגישות והספציפיות של מסך קצר ל- PPU. באופן ספציפי, במחקר 5, בחנו באופן עצמאי PPU בקרב 105 גברים שנרשמו לניסוי קליני אקראי ל- CSBD. לאחר השוואת חולי CSBD למשתתפי בקרה שאינם מושפעים, קבענו שציון הניתוק הקליני הראשוני ב- BPS היה ארבעה. כפי שאנו מפרשים זאת כיום, ציון של ארבעה ומעלה ב- BPS אמור להצדיק הערכה נוספת של איש מקצוע בתחום הרפואה עבור PPU. עם זאת, ציונים בקרב גברים מחפשי טיפול פולנים (שזוהו עצמם כהטרוסקסואלים) וותיקים המעוניינים בטיפול ב- PPU דיווחו על ציונים הרבה מעל 6. יתכן שהניתוק הקליני הוא מינימלי בארבע, עם ציון של שש ומעלה. , אולי משקף את הצורך בשירותים קליניים. יש צורך בשכלול נוסף עם דגימות קליניות ולא קליניות כדי לקבוע את ציון הניתוק האופטימלי ב- BPS. יש לפרש את ציון הניתוק המוצע כרגע בזהירות.
למרות שהוא מבטיח, למחקר יש מגבלות רבות. ראשית, למרות שארבע מתוך חמש הדגימות כללו נשים, יש צורך במחקר נוסף בנושא PPU בקרב נשים ואוכלוסיות מגוונות כדי להתמודד עם שיקולים מגדריים ומגוונים. נתונים ראשוניים מצביעים על כך שנשים נוטות פחות פי XNUMX מגברים לפנות לטיפול ב- PPU (Lewczuk, Szmyd, Skorko, and Gola, 2017). מגבלה נוספת היא שגייסנו רק מדגם של גברים פולנים הטרוסקסואליים לקביעת ציון הניתוק הקליני ל- BPS, ויש צורך בעבודה עתידית כדי לקבוע את סף הנשים כמו גם אוכלוסיות קליניות ממדינות אחרות ואנשים בעלי מין שונה. אוריינטציות. נכון לעכשיו, אין לנו עדויות המצביעות על כך שיהיו ציוני חתך שונים עבור גברים ונשים או קבוצות ספציפיות אחרות. אנו חושדים כי מחקר נוסף על PPU בקרב דגימות גדולות ומגוונות של גברים ונשים, אוכלוסיות מיעוט מיניות וקבוצות אחרות, כולל דגימות קליניות ולא קליניות, יסייע בזיהוי ציוני ניתוק אופטימליים לזיהוי אנשים עם PPU סביר.
יתר על כן, אנו מכירים בכך שיש צורך במחקר נוסף בכדי לאמת את ה- BPS ואת אמצעי ה- PPU האחרים במדינות לא-מערביות ובדגימות עם מגוון אתני ובקבוצות מיעוט מיניות. ייצוג יתר של מחקרים ממדינות המערב הגביל את ההבנה שלנו לגבי PPU בקרב תרבויות וקבוצות אתניות מגוונות. יתכן שציון הניתוק המוצע ב- BPS עשוי להשתנות בהתאם לשיקולים מגדריים או תרבותיים, ויש צורך בעבודה נוספת כדי לקבוע את הספים המתאימים לקבוצות קליניות ולא קליניות. בהתבסס על כך, יש צורך במחקרים רב-תרבותיים ורב-מדגמיים עתידיים המעריכים את תועלת ומדידות המדידה של ה- BPS. מגבלה נוספת היא שלא השתמשנו בראיונות קליניים בארבעה מתוך חמשת המחקרים מכיוון שהסתמכנו על עיצובים מבוססי רשת בהתחשב בעלויות ובקשיים בגיוס קבוצות גדולות של גברים ונשים מרקעים שונים. ציונים ותגובות עשויים להשתנות במידה מסוימת כאשר הסולם מנוהל פנים אל פנים על ידי קלינאי. יתר על כן, במחקרים עתידיים עם דגימות גדולות ומגוונות יותר עם אישור קליני באמצעות ראיונות, ניתן להשתמש בתורת תגובת פריט (IRT) כדי לקבוע טוב יותר היכן אנשים ממוקמים על פני רצף PPU, ושימוש בפורנוגרפיה באופן כללי יותר, באמצעות ה- BPS ו- מתן בהירות וחידוד נוסף של ציוני הניתוק הפוטנציאליים. בנוסף, מכיוון שמחקר 5 הכיל רק גברים מגויסים שזיהו עצמם כהטרוסקסואלים, אנו ממליצים על מחקר נוסף עם ה- BPS כדי לכלול גברים הומואים וביסקסואלים ומיעוטים מיניים אחרים בעת קביעת ציוני הגבול האפשריים של PPU.
יש לראות בתועלת של ה- BPS ככלי קליני נפרד מהתועלת שלה ככלי להבנת PPU במחקרי אוכלוסייה. יותר מכך, עבודה עתידית צריכה לבחון ולתאר באופן ספציפי את השימוש והפרשנות הטובים ביותר של ציוני BPS בדגימות קליניות לעומת לא קליניות. כפי שנדון במקום אחר (קראוס וסוויני, 2019חשוב לחקור PPU בקרב אנשים המחפשים טיפול ולהבין את המניעים העומדים בבסיס ההתנהגות של חיפוש טיפול. המניעים והמחסומים לטיפול ב- PPU טרם נבדקו במלואם ודורשים התייחסות נוספת. נכון לעכשיו אנו מציעים כי מסך חיובי ב- BPS לא צריך להתפרש כאבחון של הפרעת בריאות הנפש הבסיסית. מכיוון שה- BPS אינו שואל לגבי הפרעות בתחומי החיים התפקודיים כמפורט בקריטריונים האבחנתיים ל- CSBD, הערכה כזו צריכה להתבצע קלינית לאנשים הסובלים חיוביים ל- BPS. יש צורך במחקר עתידי כדי לבדוק ולתקף את ה- BPS בקרב אוכלוסיות מגוונות תוך שימוש בעיצוב מבוסס אינטרנט ובעיצוב אישי. יש לקחת בחשבון גורמים אחרים, כמו אי התאמה מוסרית ומצבים פסיכיאטריים (שימוש בחומרים דו קוטביים) ורפואיים (דמנציה, פרקינסון), כאשר אנו מעריכים את ה- PPU ושוקלים את המלצות הטיפול (מותג, אנטונים, ווגמן ופוטנזה, 2019; גרובס ופרי, 2019; גרבס, פרי, ווילט וריד, 2019 ג; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament, & Kraus, 2018b; קראוס וסוויני, 2019). חוקרים (Štulhofer, Bergeron, & Jurin, 2016a; Štulhofer, Jurin, & Briken, 2016b) ציינו גם כי גורמים כמו תשוקה מינית גבוהה נותרו קשיים להקניט מלבד תת-מיניות, מה שמעורר חשש בנוגע לאופן הרעיון של PPU. יש צורך במחקר נוסף שבחן תשוקה מינית גבוהה ו / או התנהגויות בקרב קבוצות מגוונות כאשר חוקרים וקלינאים מפתחים כלים להערכת מדויק של ה- PPU. שיקולים דומים קיימים להערכת אי התאמה מוסרית כמתואר בקריטריונים ל- CSBD.
בעיקר, יש צורך במחקר נוסף כדי להעריך את בדיקת הבדיקה מחדש ואת הרגישות והספציפיות בקרב דגימות קליניות ולא קליניות באמצעות ה- BPS. בהתחשב בקיצור ה- BPS (1-2 דקות לסיום), מחקר נוסף אמור לפתח את השימוש בו במסגרות רפואיות ובריאותיות לזיהוי אנשים עם PPU שייהנו מטיפול. לסיכום, הבדיקה הראשונית שלנו של ה- BPS מרמזת כי היא בריאה פסיכומטרית, קצרה וקלה לשימוש במסגרות קליניות ולא קליניות עם פוטנציאל גבוה לשימוש באוכלוסיות בתחומי שיפוט בינלאומיים.
מקורות מימון
המחברים גילו את קבלת התמיכה הכספית הבאה במחקר, מחבר ופרסום מאמר זה. מחקר 1 מומן על ידי תמיכה מהמשרד למחקר ופיתוח של המחלקה לענייני ותיקים, מחקר ופיתוח מדע קליני (ZDA1, PI Rani A. Hoff) ו- VISN 1 MIRECC בניו אינגלנד (PI Shane W. Kraus). מחקרים 2 ו- 3 נתמכו על ידי כספים מוסדיים שסופקו על ידי אוניברסיטת בולינג גרין סטייט (PI Joshua Grubbs). מחקרים 4 ו- 5 נתמכו על ידי המרכז הלאומי למדע בפולין (2014/15 / B / HS6 / 03792; PI M. Gola).
סטיבן ד 'שירק, סטיב מרטינו ורני א' הוף הם עובדים במשרה מלאה של המחלקה לענייני ותיקים. ד"ר פוטנזה קיבל תמיכה ממחלקת שירותי בריאות והתמכרות לבריאות הנפש בקונטיקט, מהמרכז לבריאות הנפש בקונטיקט ומועצת קונטיקט להימורים בבעיות. ד"ר. קראוס, פוטנזה ושירק קיבלו תמיכה מהמרכז הלאומי למשחק אחראי. סוכנויות המימון לא סיפקו תשומות או הערות על תוכן כתב היד, ותוכן כתב היד משקף את תרומתם ומחשבותיהם של הכותבים ואינו משקף בהכרח את דעות סוכנויות המימון.
תרומתם של המחברים
SWK המשיג וכתב את הטיוטה הראשונית. SWK, RAH, MNP ו- SM תרמו לאיסוף הנתונים וניתוח הנתונים של מחקר 1. JBG תרמה לאיסוף הנתונים וניתוחם של מחקרים 2 ו- 3. MG, EK ו- ML תרמו לאיסוף וניתוח הנתונים למחקרים 4. ו- 5. SDS העניק פיקוח סטטיסטי על מחקר 1 והדרכה למחקרים האחרים. כל המחברים סיפקו קלט, קראו ובחנו את כתב היד לפני הגשתו. SWK והמחברים האחרים אישרו את הטיוטה הסופית של כתב היד.
ניגוד עניינים
המחברים לא הכריזו על ניגודי אינטרסים פוטנציאליים ביחס למחקר, מחבר ופרסום מאמר זה.
| מסך פורנוגרפיה קצר (BPS) | תאריך: | ||
| תְעוּדַת זֶהוּת#: | |||
| כיווניםהאם בששת החודשים האחרונים קרה לך אחד מהמצבים הללו בכל הנוגע לשימוש שלך בפורנוגרפיה? | אף פעם | מדי פעם | לעתים קרובות מאוד |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
מניה. ציון של 4 ≥ נחשב למסך חיובי לשימוש פורנוגרפי בעייתי אפשרי. מומלץ לבחון בדיקה נוספת לשימוש אפשרי בפורנוגרפיה.
1בקרב משתמשי פורנוגרפיה בשנה שעברה, 25% (20.6% מהנשים, 28.6% מהגברים) השיגו ארבעה ומעלה ב- BPS (13.8% בסך הכל; 7.6% מהנשים; 20.2% מהגברים).
2בקרב משתמשי פורנוגרפיה בשנה שעברה, 30.1% (11.6% מהנשים; 32.8% מהגברים) השיגו ארבע ומעלה (11.6% בסך הכל; 1.9% מהנשים; 10.1% מהגברים).
נתונים משלימים
נתונים משלימים למאמר זה ניתן למצוא ברשת בכתובת https://doi.org/10.1515/jba.2020.00038.
הפניות
בוטה, B., תות-קיראלי, I., זסילה, A., גריפיתים, MD, דמטרוביקס, Z., & אורוש, G. (2018). התפתחות סולם הצריכה הבעייתי של פורנוגרפיה (PPCS). כתב העת לחקר מין, 55, 395-406.
מותג, M., אנטונים, S., ווגמן, E., & פוטנצה, MN (2019). הנחות תיאורטיות בנוגע לבעיות פורנוגרפיה עקב אי התאמה מוסרית ומנגנוני שימוש ממכר או כפייתי בפורנוגרפיה: האם שני ה"מצבים "נבדלים תיאורטית כפי שהוצע? ארכיון של התנהגות מינית, 48, 417-423.
בֵּית, B., טוט-קיראלי, I., דמטרוביקס, Z., & אורוש, G. (2020). הגרסה הקצרה של סולם צריכת הפורנוגרפיה הבעייתי (PPCS-6): מדד אמין ותקף בכלל ואוכלוסיות מחפשות טיפול.. כתב העת לחקר מין, 1-11.
בֵּית, B., טות-קיראלי, I., אורוש, G., פוטנצה, MN, & דמטרוביקס, Z. (2020) לא תמיד שימוש בפורנוגרפיה בתדירות גבוהה הוא בעייתי. כתב העת לרפואה מינית, 17(4), 793-811.
בֵּית, B., טוט-קיראלי, I., פוטנצה, MN, גריפיתים, MD, אורוש, G., & דמטרוביקס, Z. (2019). בחינה מחדש של תפקיד האימפולסיביות והכפייתיות בהתנהגויות מיניות בעייתיות. כתב העת לחקר מין, 56, 166-179.
קלארק, לוס אנג'לס, & ווטסון, D. (1995). בניית תוקף: סוגיות בסיסיות בפיתוח קנה מידה אובייקטיבי. הערכה פסיכולוגית, 7, 309-319.
קולמן, E., ריימונד, N., & מקבין, A. (2003). הערכה וטיפול בהתנהגות מינית כפייתית. מינסוטה רפואה, 86, 42-47.
קונווי, JM, & הופקאט, AI (2003). סקירה והערכה של שיטות ניתוח גורמים חקרניים במחקר ארגוני. שיטות מחקר ארגוניות, 6, 147-168.
קוסטלו, א.ב., & אוסבורן, J. (2005). שיטות עבודה מומלצות בניתוח גורמים חקרניים: ארבע המלצות להפקת המירב מהניתוח שלך. הערכה מעשית, מחקר והערכה, 10, 1-9.
סיידרס, MA, ליטלפילד, AK, קופי, S., & קריאדי, KA (2014). בחינת גרסה אנגלית קצרה של סולם ההתנהגות האימפולסיבי UPPS-P. התנהגויות ממכרות, 39, 1372-1376.
דקר, SE, הוף, R., מרטינו, S., מזוזה, CM, פארק, CL, שוער, E., (2019). האם חוסר ויסות ברגשות קשור לחשיבה אובדנית אצל ותיקי פוסט 9/11? ארכיונים לחקר התאבדויות, 1-15. פאב אלקטרוני.
דיקנסון, י, גליסון, N., קולמן, E., & כּוֹרֶה, MH (2018). שכיחות מצוקה הקשורה בקושי בשליטה על דחפים מיניים, רגשות והתנהגויות בארצות הברית. רשת JAMA פתוחה, 1, e184468-e184468.
גרירה, M., ססקוסזה, G., פוטנצה, MN, ספק, A., לב-סטארוביץ ', M., קופרה, M., (2020). הבדלי נפח של חומר אפור בשליטה בדחפים ובהפרעות ממכרות. PsyArchiv.
פרננדז, עקורים, & גריפיתים, MD (2019). מכשירים פסיכומטריים לשימוש בפורנוגרפיה בעייתית: סקירה שיטתית. הערכה ומקצועות הבריאות, 1-71.
צוֹמֵחַ, DB, & קאראן, PJ (2004). הערכה אמפירית של שיטות הערכה חלופיות לניתוח גורמים מאששים עם נתונים סדירים. שיטות פסיכולוגיות, 9(4), 466-491.
פואה, EB, הופרט, DD, לייברג, S., Langner, R., קיצ'יץ ', R., חג'אק, G., (2002). המלאי הכפייתי-כפייתי: פיתוח ואימות של גרסה קצרה. הערכה פסיכולוגית, 14, 485-496.
גיבון, M., שפיצר, RL, וויליאמס, JB, בנימין, LS, & ראשון, MB (1997). ראיון קליני מובנה להפרעות אישיות ב- DSM-IV ציר II (SCID-II). Am Psych Pub.
גולה, M., קובליבסקה, E., וורדצ'ה, M., לב-סטארוביץ ', M., מקומט, S., & פוטנצה, M. (2018). ממצאי משפט המשפט בהפרעות התנהגות מינית כפייתית. ב מאמר שהוצג בכתב העת Journal of Behavioral Addictions.
גולה, M., לב-סטארוביץ ', M., גרירה, M., & קובליבסקה, E. (2019). השוואת ההשפעות של טיפול תרופתי ופסיכולוגי ב- CSBD. יומן ההתמכרויות ההתנהגותיות, 8, 65.
גולה, M., לבצ'וק, K., & סקורקו, M. (2016). מה חשוב: כמות או איכות השימוש בפורנוגרפיה? גורמים פסיכולוגיים והתנהגותיים של חיפוש טיפול לשימוש פורנוגרפי בעייתי. כתב העת לרפואה מינית, 13, 815-824.
גולה, M., & פוטנצה, MN (2018). ההוכחה לפודינג היא בטעימה: יש צורך בנתונים לבדיקת מודלים והשערות הקשורות להתנהגויות מיניות כפייתיות.. ארכיון של התנהגות מינית, 47, 1323-1325.
גולה, M., וורדצ'ה, M., ססקוסזה, G., לב-סטארוביץ ', M., קוסובסקי, B., Wypych, M., (2017a). האם פורנוגרפיה יכולה להיות ממכרת? מחקר fMRI בקרב גברים המחפשים טיפול לשימוש בפורנוגרפיה בעייתית. Neuropsychopharmacology, 42, 2021-2031.
גולה, M., סקורקו, M., קובליבסקה, E., קולודז'י, A., סיקורה, M., וודיק, M., (2017b). עיבוד פולני למבחן הקרנת התמכרות מינית - מתוקן (SAST-PL-M). פסיכיאטריה פולנית, 51(1), 95-115. https://doi.org/10.12740/PP/OnlineFirst/61414.
להעניק, י, נץ, M., פיינברג, NA, פונטנל, LF, Matsunaga, H., וייל, D., (2014). הפרעות שליטה אימפולס "התמכרויות התנהגותיות" ב- ICD-11. פסיכיאטריה עולמית, 13, 125.
גראבס, JB, & גולה, M. (2019). האם שימוש בפורנוגרפיה קשור לתפקוד זיקפה? תוצאות מניתוח עקומת צמיחה בחתך רוחב וסמוי. כתב העת לרפואה מינית, 16(1), 111-125.
גראבס, JB, להעניק, JT, & אנגלמן, J. (2019a). הזדהות עצמית כמכור לפורנוגרפיה: בחינת תפקידי השימוש בפורנוגרפיה, דתיות ואי התאמה מוסרית. התמכרות מינית וכפייתיות, 25, 269-292.
גראבס, JB, מקומט, SW, & פרי, SL (2019b). דיווח על התמכרות עצמית לפורנוגרפיה במדגם מייצג ארצי: תפקידים של הרגלי שימוש, דתיות וחוסר התאמה מוסרית. יומן ההתמכרויות ההתנהגותיות, 8, 88-93.
גראבס, JB, מקומט, SW, פרי, SL, לבצ'וק, K., & גולה, M. (2020). התפרקות מוסרית והתנהגות מינית כפייתית: תוצאות מאינטראקציות בין חתכים וניתוח עקומת צמיחה מקבילה. כתב עת לפסיכולוגיה חריגה, 129, 266-278.
גראבס, JB, & פרי, SL (2019). אי התאמה מוסרית ושימוש בפורנוגרפיה: סקירה ביקורתית ואינטגרציה. כתב העת לחקר מין, 56, 29-37.
גראבס, JB, פרי, SL, טמבל, י, & ריד, RC (2019c). בעיות פורנוגרפיה כתוצאה מהתפרקות מוסרית: מודל אינטגרטיבי עם סקירה ושיטת מטה שיטתית. ארכיון של התנהגות מינית, 48, 397-415.
גראבס, JB, ססומים, J., וילר, DM, & אנשים, F. (2010). מלאי השימוש בסייבר-פורנוגרפיה: פיתוח מכשיר הערכה חדש. התמכרות מינית וכפייתיות, 17, 106-126.
גראבס, JB, אנשים, F., אקסליין, ג'יי ג'יי, & פרגמנט, KI (2015). שימוש בפורנוגרפיה באינטרנט: התמכרות נתפסת, מצוקה פסיכולוגית ואימות מידה קצרה. כתב העת לטיפול בחימה מינית, 41, 83-106.
גראבס, JB, וורמק, B., טוסי, J., ג'יימס, AS, & קמפבל, WK (2019d). הצטיינות מוסרית בשיח הציבורי: מניעים לחיפוש מעמד כמנגנון הסבר פוטנציאלי בחיזוי סכסוך. פלוס אחד, 14(10), e0223749.
גראבס, JB, טמבל, י, אקסליין, ג'יי ג'יי, & פרגמנט, KI (2018a). חיזוי השימוש בפורנוגרפיה לאורך זמן: האם "התמכרות" המדווחת על עצמה חשובה? התנהגויות ממכרות, 82, 57-64.
גראבס, JB, טמבל, י, אקסליין, ג'יי ג'יי, פרגמנט, KI, & מקומט, SW (2018b). אי הסכמה מוסרית והתמכרות נתפסת לפורנוגרפיה באינטרנט: בדיקת אורך. התמכרות, 113, 496-506.
הולאס, P., גרירה, M., קובליבסקה, E., לבצ'וק, K., & גולה, M. (2020). ניסוי למניעת הישנות המבוסס על מיינדפולנס בגין הפרעת התנהגות מינית כפייתית. PsyArchiv.
ג'יימס, LM, נוכחי, TQ, & לסקלה, J. (2014). התנהגות של נטילת סיכונים ואימפולסיביות בקרב ותיקים עם ובלי PTSD ו- TBI קל. רפואה צבאית, 179, 357-363.
קפקא, MP (2010). הפרעה היפרסקסואלית: אבחון מוצע עבור DSM-V. ארכיון של התנהגות מינית, 39, 377-400.
קינסי, AC, פומרוי, WB, & סנונית, לספירה (2003). התנהגות מינית בזכר האנושי. 1948. American Journal of Public Health, 93(6), 894-898. https://doi.org/10.2105/AJPH.93.6.894.
קור, A., פוגל, Y., ריד, RC, & פוטנצה, MN (2013). האם יש לסווג הפרעה יתר-מינית כהתמכרות? התמכרות מינית וכפייתיות, 20, 27-47.
קור, A., זילכה-מנו, S., פוגל, YA, מיקולינצר, M., ריד, RC, & פוטנצה, MN (2014). פיתוח פסיכומטרי של סולם השימוש בפורנוגרפיה בעייתי. התנהגויות ממכרות, 39, 861-868.
קובליבסקה, E., מקומט, SW, לב-סטארוביץ ', M., Gustavsson, K., & גולה, M. (2019). אילו ממדים של מיניות אנושית קשורים להפרעת התנהגות מינית כפייתית (CSBD)? לימוד באמצעות שאלון מיניות רב מימדי על מדגם של גברים פולנים. כתב העת לרפואה מינית, 16, 1264-1273.
מקומט, SW, קרוגר, RB, בריקן, P., ראשון, MB, שטיין, DJ, קפלן, MS, (2018). הפרעת התנהגות מינית כפייתית ב- ICD-11. פסיכיאטריה עולמית, 17, 109-110.
מקומט, SW, מרטינו, S., & פוטנצה, MN (2016a). מאפיינים קליניים של גברים המעוניינים לחפש טיפול לשימוש בפורנוגרפיה. יומן ההתמכרויות ההתנהגותיות, 5, 169-178.
מקומט, SW, מרטינו, S., פוטנצה, MN, פארק, C., מרל, DD, & הוף, RA (2017). בחינת התנהגות מינית כפייתית ופסיכופתולוגיה בקרב מדגם של פריסת ארה"ב ותיקים צבאיים בארה"ב. פסיכולוגיה צבאית, 29, 143-156.
מקומט, SW, משברג-כהן, S., מרטינו, S., קינונס, LJ, & פוטנצה, MN (2015a). טיפול בשימוש בפורנוגרפיה כפייתית עם נלטרקסון: דוח מקרה. אמריקן ג'ורנל לפסיכיאטריה, 172, 1260-1261.
מקומט, SW, פוטנצה, MN, מרטינו, S., & להעניק, י (2015b). בחינת התכונות הפסיכומטריות של סולם הכפייה הכפייתית ייל-בראון במדגם של משתמשי פורנוגרפיה כפייתית. קומפר פסיכיאטריה, 59, 117-122.
מקומט, S., & רוזנברג, H. (2014). שאלון התשוקה לפורנוגרפיה: תכונות פסיכומטריות. ארכיון של התנהגות מינית, 43, 451-462.
מקומט, SW, & סוויני, PJ (2019). פגיעה ביעד: שיקולים לאבחון דיפרנציאלי בעת טיפול באנשים לשימוש בעייתי בפורנוגרפיה. ארכיון של התנהגות מינית, 48, 431-435.
מקומט, SW, וון, V., & פוטנצה, MN (2016b). האם התנהגות מינית כפייתית נחשבת להתמכרות? התמכרות, 111, 2097-2106.
Lesieur, HR, & פרח, ס.ב. (1987). מסך ההימורים של דרום אוקס (SOGS): מכשיר חדש לזיהוי מהמרים פתולוגיים. כתב העת האמריקאי לפסיכיאטריה, 144, 1184-1188.
לבצ'וק, K., שמייד, J., סקורקו, M., & גולה, M. (2017). טיפול בחיפוש אחר פורנוגרפיה בעייתית בקרב נשים. יומן ההתמכרויות ההתנהגותיות, 6, 445-456.
ליטמן, L., רובינסון, J., & אברבוק, T. (2017). TurkPrime. com: פלטפורמה רב-תכליתית לרכישת נתונים המוני למדעי ההתנהגות. שיטות מחקר התנהגות, 49(2), 433-442.
לינאם, D., נפח, G., לבן, S., & סיידרס, M. (2006). ה- UPPS-P: הערכת חמישה מסלולי אישיות להתנהגות אימפולסיבית. מערב לפאייט.
מויסון, J., פוטנצה, MN, התנערות, SD, הוף, RA, פארק, CL, & מקומט, SW (2019). פסיכופתולוגיה והיפרא-מיניות בקרב ותיקים עם ובלי היסטוריה של הפרעות בשימוש באלכוהול. אמריקן ג'ורנל על התמכרויות, 28, 398-404.
צר, אָנוּ, קלארק, DE, קוראמוטו, SJ, קראמר, HC, נחושת, DJ, גריינר, L., (2013). ניסויי שדה DSM-5 בארצות הברית ובקנדה, חלק ג ': בדיקות פיתוח ואמינות של הערכת סימפטומים רוחבית עבור DSM-5. אמריקן ג'ורנל לפסיכיאטריה, 170, 71-82.
נור, SW, לָדוּשׁ, BS, & אריקסון, DJ (2014). סולם קצר למדידת צריכת מדיה בעייתית מפורשת: תכונות פסיכומטריות של סולם הצריכה הפורנוגרפית הכפייתית (CPC) בקרב גברים המקיימים יחסי מין עם גברים. התמכרות מינית וכפייתיות, 21, 240-261.
פופראווה, R. (2014). Znaczenie impulsywności dla stopnia zaangażowania młodych mężczyzn w picie alkoholu. אלכוהוליזם והתמכרות לסמים, 27, 31-54.
ריד, RC, קרפנטר, BN, וו, י, גארוס, S., איוש, ג'יי סי, גילילנד, R., (2012). דיווח על ממצאים במחקר שדה DSM – 5 על הפרעה יתר-מינית. כתב העת לרפואה מינית, 9, 2868-2877.
ריד, RC, גארוס, S., & קרפנטר, BN (2011a). אמינות, תוקף ופיתוח פסיכומטרי של מלאי ההתנהגות ההיפר-מיני במדגם חוץ-גברי של גברים. התמכרות מינית וכפייתיות, 18, 30-51. https://doi.org/10.1080/10720162.2011.555709.
ריד, RC, Li, DS, גילילנד, R., שטיין, י, & פונג, T. (2011b). אמינות, תוקף ופיתוח פסיכומטרי של מלאי צריכת הפורנוגרפיה במדגם של גברים היפרסקסואליים. כתב העת לטיפול במין ובנישואין, 37, 359-385.
רוזנברג, H., & מקומט, S. (2014). הקשר של "התקשרות נלהבת" לפורנוגרפיה עם קומפולסיביות מינית, תדירות השימוש וכמיהה לפורנוגרפיה. התנהגויות ממכרות, 39, 1012-1017.
רוזל, Y. (2011). Lavaan: חבילת R למידול משוואות מבניות וגרסה נוספת 0.4-9 (BETA). כתב העת לתוכנה סטטיסטית, 48(2), 1-36.
סונדרס, JB, אסלנד, OG, באבור, TF, דה לה פואנטה, ג'יי.אר, & להעניק, M. (1993). פיתוח מבחן זיהוי הפרעות השימוש באלכוהול (AUDIT): פרויקט שיתופי פעולה של ארגון הבריאות העולמי בנושא איתור מוקדם של אנשים עם צריכת אלכוהול מזיקה II. התמכרות, 88, 791-804.
סקנבינו, מ. ד. ט., Ventuneac, A., עבדו, CHN, טאבארס, H., אמארל, MLSA ד., מסינה, B., (2013). התנהגות מינית קומפולסיבית ופסיכופתולוגיה בקרב גברים המבקשים טיפול בסאו פאולו, ברזיל. מחקר פסיכיאטרי, 209, 518-524.
שניאויס, H., & מתות, H. (1995). ניתוח גורמים ורכיבים עיקריים. כתב העת לניתוח רב משתני, 55, 105-124.
סקוגליו, AA, התנערות, SD, הוף, RA, פוטנצה, MN, מזוזה, CM, פארק, CL, (2017). גורמי סיכון ספציפיים למגדר לפסיכופתולוגיה ולתפקוד מופחת במדגם ותיק לאחר ה -9 בספטמבר. כתב עת לאלימות בין אישית. פאב אלקטרוני.
נפח, PH, פוטנצה, MN, מזוזה, CM, מקי, SA, פארק, CL, & הוף, RA (2014). התנהגות מינית כפייתית בקרב גברים ותיקי צבא: שכיחות וגורמים קליניים הקשורים. יומן ההתמכרויות ההתנהגותיות, 3, 214-222.
Štulhofer, A., ברגרון, S., & ג'ורין, T. (2016a). האם תשוקה מינית גבוהה מהווה סיכון ליחסי נשים ולרווחה מינית?. כתב העת לחקר מין, 53, 882-891.
Štulhofer, A., ג'ורין, T., & בריקן, P. (2016b). האם תשוקה מינית גבוהה היא פן של תת-מיניות גברית? תוצאות ממחקר מקוון. כתב העת לטיפול במין ובנישואין, 42, 665-680.
טורבן או פפיון, JL, פוטנצה, MN, הוף, RA, מרטינו, S., & מקומט, SW (2017). הפרעות פסיכיאטריות, מחשבות אובדניות וזיהומים המועברים במגע מיני בקרב ותיקים לאחר הפריסה המשתמשים במדיה החברתית הדיגיטלית לצורך חיפוש שותפים מיניים. התנהגויות ממכרות, 66, 96-100.
טורבן או פפיון, JL, התנערות, SD, פוטנצה, MN, הוף, RA, & מקומט, SW (2020). פרסום תמונות או סרטונים מפורשים מינית ברשת מקושר לאימפולסיביות והיפרא-מיניות, אך לא למדדים של פסיכופתולוגיה במדגם של ותיקים בארה"ב.. כתב העת לרפואה מינית, 17, 163-167.
וורדצ'ה, M., וילק, M., קובליבסקה, E., סקורקו, M., סאפינסקי, A., & גולה, M. (2018). "משולבות פורנוגרפיות" כתכונה מרכזית אצל גברים המחפשים טיפול בהתנהגויות מיניות כפייתיות: הערכת יומן איכותי וכמותי 10 לשבוע.. יומן ההתמכרויות ההתנהגותיות, 7, 433-444.
ארגון Heatlh העולמי (2018). ICD-11 לסטטיסטיקה של תמותה ותחלואה. הוחזר ב -20 במרץ 2020 מ: https://icd.who.int/browse11/l-m/en.
רייט, PJ (2013). גברים ופורנוגרפיה בארה"ב, 1973–2010: צריכה, מנבאים, קורלציות. כתב העת לחקר מין, 50, 60-71.
;