J Behav Addict. 2019年5月23日:1-10. doi: 10.1556/2006.8.2019.16.
エンゲルJ1, ケスラーA1, Veit M1, シンケC1, ハイトランドI1, ニーアJ1, ハートマンU1, クルーガーTHC1.
抽象
背景と目的：
性的障害（HD）の症状に関連する知覚された問題の高い有病率にもかかわらず、重要な側面は未調査のままです。 この研究では、ドイツ語圏の人口からの大規模なオンラインサンプルで、うつ病の症状、問題のあるサイバーセックスの症状、および強制的な性的行動を調べています。
方法：
オンライン調査では、N = 1,194人（n = 564人の女性）がこの研究に参加し、抑うつ症状（PHQ-9）、HD（HBI-19）、問題のあるサイバーセックスの症状（s-IATsex）を評価するための自己報告式質問票、および性的ファンタジーや実際の性的強制行動を含む参加者の性的特徴に関する質問などの測定を完了しました。
結果：
男性は、HD症状の重症度、ポルノの消費、マスターベーション、およびパートナーの性行為のレベルの増加を報告しました。 さらに、男性の59％および女性の18％が性的強制の空想を報告したのに対し、男性の21％および女性の4％は性的強制の行為を報告しました。 適度な回帰分析により、うつ病の症状だけでなく、性的強制的な空想や行動がHD症状の重症度のレベルと関連していることが示されました。 問題のあるサイバーセックス、トータルセックスアウトレット（TSO）、ポルノ消費、および性的パートナーの数もHD症状の重症度に関連していました。 相互作用の影響は、女性では、TSOとポルノの関係が男性よりもHD症状の重症度のレベルとより強く関連していることを示していました。
結論：
この調査は、HD症状の重症度のレベルが、しばしば個人内および個人間の深刻な困難に関連していることを示しました。 さらに、性的活動の量は、男性よりも女性の方がHD症状の重症度のレベルに強く関係しているようです。
キーワード：性的衝動性障害; うつ症状 性欲亢進; 問題のあるサイバーセックス; 性的強制
PMID：31120318
カフカ（2010 ）は、精神疾患の診断と統計マニュアル第5版（DSM-5;アメリカ精神医学会[APA]、2013 ）に含めるべきカテゴリーとして、理論に基づかない用語「過剰性欲障害」（HD）を提案した。さらに、過剰性欲行動は、ICD-11（ Grant et al.、2014 ）に強迫性性行動障害として含めることが提案されている。提案されたカテゴリーは、強烈で反復的な性的衝動や欲求を制御できない反復的なパターンによって特徴付けられ、その結果、臨床的に重大な苦痛や重要な機能領域における障害（例えば、繰り返される人間関係の破綻）を引き起こす反復的な性行動が生じる（Kraus et al.、2018）。さらに、この診断には、悪影響があるにもかかわらず、または性行為からほとんど満足感を得られなくても、反復的な性行動を継続することが含まれる。診断から除外されるのは、性的衝動、欲求、または行動に関する道徳的判断や不承認に関連する心理的苦痛である（Kraus et al., 2018）。原則として、HDの提案された基準（Kafka, 2010）は、強迫性性行動の提案された基準と類似している。しかし、HDの提案された基準は、性行為に関する道徳的判断に関連する苦痛による診断を明示的に除外していなかった。さらに、性的行動からほとんどまたは全く満足を得ていないにもかかわらず、性的行動を継続することを基準として含めていなかった。この研究では、うつ病の症状、問題のあるサイバーセックスの症状、強制的性行動など、過剰性行動の可能性のある特徴を調査する。これらの特徴を調べるために、女性と男性の両方を含む大規模なドイツ語圏の集団でオンライン調査を実施した。
過剰性行動の有病率に関するデータのほとんどは男性に限定されており、女性や非異性愛者の男性に関する知見は依然として乏しい（レビューについては、Montgomery-Graham、2017を参照）。過剰性行動は女性よりも男性に多く見られるようだ（Skegg、Nada-Raja、Dickson、& Paul、2010 ; Walton、Cantor、Bhullar、& Lykins、2017 ）。女性（ n = 1,174）と男性（n = 1,151）を対象とした代表的な調査による最近のデータでは、米国の女性の7%と男性の10.3%が、性欲、感情、行動の制御の困難さによる臨床的に関連のあるレベルの苦痛や障害を示していることがわかった（Dickenson、Gleason、Coleman、& Miner、2018）。
サイバーセックスは、オンラインポルノの消費など、さまざまなオンライン性行為を包括する用語です（Wéry & Billieux、2017）。サイバーセックスの増加は、「アクセス、手頃な価格、匿名性」という「トリプルAエンジン」によって説明されます。これらはすべて、時間の経過とともに顕著になってきたインターネットの特徴です（Cooper、1998）。実際、代表的な調査によると、男性の大多数（64%～70%）と女性の4分の1から3分の1（23%～33%）が過去1年間にポルノを視聴しています（Grubbs、Kraus、& Perry、2018 ; Rissel et al.、2016）。ポルノの消費は性別と年齢によって異なり、男性の方が女性よりも多く消費しています（Janghorbani & Lam、2003 ; Træen、Nilsen、& Stigum、2006）。
過剰な性行動と感情障害の症状はしばしば関連している。以前の研究（Weiss、2004 ）では、男性のセックス依存症患者（ N = 220）のサンプルにおけるうつ病の有病率は28%と推定されており、これは一般男性人口における推定最高値12%と比較される。これらの結果を総合すると、過剰な性行動における併存するうつ病性障害の有病率は28%～69%と高い範囲であることが示唆される（Kafka & Hennen、2002 ; Raymond、Coleman、& Miner、2003 ; Weiss、2004）。
過剰な性的行動は、自慰行為と組み合わせた過剰なポルノの消費によって表れることが多く、例えば、否定的な感情や緊張を避けるための機能不全な対処戦略として機能する可能性がある（Reid、Carpenter、Spackman、& Willes、2008）。現在までに、過剰な性的行動と性的強制の間には明確な関連性はないようだ。しかし、ポルノの消費が増加すると、特に性的に暴力的なポルノを消費する場合、攻撃的な性的態度を支持することと実際の攻撃的な性的行為との間に有意な関連性が生じるという仮説が立てられた（Hald、Malamuth、& Yuen、2010）。オンラインだけでなく、特に現実世界での接触において、性的強制は私たちの社会で依然として大きな懸念事項である。米国では女性の9.4%が親密な関係でレイプされた経験があり、女性の16.9%と男性の8.0%がレイプ以外の性的強制を経験している（Black et al.、2011）。
本研究では、ドイツ語圏の大規模集団における女性と男性のHD症状の重症度レベルに関連する個人内および対人関係の困難を調査した。調査した個人内困難には抑うつ症状が含まれ、調査した対人関係困難は性的強制の空想と性的強制行為であった。過剰性行動における抑うつの併存率が高いことを示した先行研究（Kafka & Hennen, 2002 ; Raymond et al., 2003 ; Weiss, 2004）に基づき、HD症状の重症度レベルは抑うつ症状の高レベルと関連しているという仮説を立てた。過剰性行動と性的強制態度が相互に関連している可能性があるという予備的知見（Hald et al., 2010）に基づき、性的強制の空想と実際の行為が過剰性行動と関連しているかどうかを検討したい。さらに、性行動の増加はHD症状の重症度レベルを予測すると想定した。インターネットの可能性が高まっていることから（Cooper、1998）、HDの症状の重症度は、問題のあるサイバーセックスやポルノグラフィーの消費の症状と関連しているとも考えました。
最初のサンプルはN = 2,069人（女性896人、情報なし28人）で構成されていました（図1参照）。
図1.参加者の募集
最終的なサンプルは、アンケートに回答したN = 1,194人（女性564人、平均年齢33.83歳、標準偏差15.25歳、男性630人、平均年齢50.52歳、標準偏差19.34歳）で構成されました。分析から除外された参加者のデータは、アンケートに回答しなかった687人と、18歳未満または年齢を記載しなかった188人でした。参加者の平均年齢は32.99歳（標準偏差10.78歳）でした。32 %が大学入学レベル以上の教育を受けていると回答しました。大多数は異性愛者（83%）と回答し、両性愛者（13%）と回答した人は少なく、同性愛者と回答した人はわずか4%でした。参加者の大多数は未婚（75%）でしたが、約70%は交際関係にありました。最後に、参加者の60%は子供がいなかった（表1）。
|
表1．記述統計
| 社会人口学的変数 | N | % |
|---|---|---|
| 教育（学校卒業なし/中学校/中等学校/大学入学資格/研究） | 15/107/385/383/304 | 1/9/32/32/26 |
| 性的指向（異性愛/両性愛/同性愛） | 987/162/45 | 83/13/4 |
| 家族のステータス（単身/既婚/離婚または別居/未亡人） | 756 / 300 / 128 / 10 | 63 / 25 / 11 / 1 |
| パートナーシップ（パートナーなし/パートナーと1年未満/パートナーと1年以上） | 364/115/715 | 30/10/60 |
| 子の数（0 / 1 / 2 / 3 /≥4） | 719/185/198/66/26 | 60/15/17/6/2 |
ドイツ語圏の人々を対象にオンライン調査を実施しました。 データは、無料アクセスのオンライン調査プラットフォームであるSoSci-Surveyを使用して収集されました。 このサイトへのリンクは、性的暴行やソーシャルメディアのウェブサイト向けのセルフヘルププラットフォームに投稿され、ドイツのヒルデスハイム大学の個人の連絡先とメーリングリストに送信されました。 さらに、オンライン新聞は研究に関する記事を公開し、記事へのリンクを掲載しました。 リンクを含むウェブサイトのいくつかは、「性的中毒者」が捜されていると明示的に述べました。 参加者はインフォームドコンセントを与え、最後にさらなる研究のために連絡先情報を残すことができました。
この研究では、HD症状の重症度を評価するために、HBI-19のドイツ語版（Reid、Garos、Carpenter、& Coleman、2011 ）が使用されました。その19項目は、DSM-5（ Kafka、2010 ）でHDの分類のために提案された基準に基づいています。項目への回答は、1（まったくない）から5（非常に頻繁にある）までの5段階のリッカート尺度で記録されます。2つの臨床サンプルと2つの対照サンプルに基づいて、≥53という暫定的なカットオフポイントが提案されました（Reid et al.、2011）が、後に、より大きなサンプルに基づいて却下されました（Bőthe et al.、2018）。
抑うつ症状を評価するために、PHQ-9 のドイツ語版を使用しました ( Kroenke & Spitzer, 2002 ; Löwe, Kroenke, Herzog, & Gräfe, 2004 )。その 9 つの項目は、大うつ病性障害の DSM-5 基準 ( APA, 2013 ) に基づいています。患者は、過去 2 週間にリストされた症状を経験したかどうかを尋ねられます。この研究では、PHQ-9 を次元的に分析しました。回答は 4 段階のリッカート尺度で記録され、0 (まったくない) から 3 (ほぼ毎日) までの範囲で、項目スコアの範囲は 0 ～ 27 になります。項目スコアは、重症度の尺度として解釈できます ( Kroenke & Spitzer, 2002 )。
問題のあるサイバーセックスの症状は、s-IATsex（Brand et al., 2011 ）の修正版を使用して評価されました。回答は、 「まったくない」から「非常に頻繁にある」までの5段階のリッカート尺度で記録されます。
この自己設計アンケートでは、参加者の性行動を調査し、年齢、性的指向、マスターベーションによって区別され、パートナーと経験した合計性的アウトレット（TSO）、ポルノの消費、関係状態、過去の性的パートナーの数に関する項目を含めました年。 さらなる質問は、参加者が「誰かに性的行為を強制することを想像したことがありますか？」または「誰かに性的行為を強制したことがありますか？
すべてのデータ分析は、Windows版SPSSバージョン24（IBM® Corporation、米国ニューヨーク州アーモンク）を用いて実施した。統計分析は、独立t検定、または2×2より大きい表についてはフィッシャーの正確確率検定を用いて行った。
階層的多重線形回帰分析を用いて、性別を調整変数として、うつ病症状（PHQ-9で測定）と性欲亢進（HBI-19）との関連性を検証した。PHQ-9は計量変数として、平均値中心化を行った。うつ病症状の平均値中心化変数と性別を乗算して交互作用項を作成した。決定係数の変化（ΔR² ）を用いて、うつ病と性欲亢進との関連性の有意性を評価した。交互作用効果は単純傾斜で示した。変数の低い値は、グループ平均より1標準偏差低い値を持つ被験者について推定し、高い値は、グループ平均より1標準偏差高い値を持つ被験者について推定した。
研究手順は、ヘルシンキ宣言に従って実施されました。 ハノーバー医科大学の施設内審査委員会はこの研究を承認しました。 すべての参加者は研究について通知を受け、全員が署名されたインフォームドコンセントを提供した。
男性間のHBI-19スコアの比較（M = 50.52、 SD = 19.34）と女性（M = 33.82、 SD = 15.25）男性で有意に高いスコアを明らかにしました。 t（1,174）= 16.65、 p <.001、 d = 0.95。 HBI-53のカットオフスコア合計スコア19が提案されています（Reid et al。、2011）しかし、最終的に質問された（Bőtheetal。、2018）。 古いカットオフスコアを適用した場合、HD症状の重症度レベルの増加を示すかなり多くの女性と男性が存在することになります。 の合計 N = 360人（n =女性の74または13.1％; n = 286または男性の45.4％）のHBI-19合計スコアは少なくとも53でした。 残り n = 834人（n = 490人の女性; n = 344人の男性）はHBI-19合計スコアΣ<53でした（表 2).
|
表2．男女間の比較
| 変数 | レディース | メンズ | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| N | M (SD) | N | M (SD) | 検定統計量 | p 値 | 効果の大きさ （d) | |
| HBI-19 | 564 | 33.82（15.25） | 630 | 50.52（19.34） | t（1,174）= 16.65 | <.001 | 0.950 |
| PHQ | 564 | 16.76（5.19） | 630 | 15.42（5.13） | t（1,192）= −4.491 | <.001 | 0.270 |
| s-IATsex | 564 | 15.44（6.73） | 629 | 26.91（11.78） | t（1,018）= 20.9 | <.001 | 1.121 |
| 消費ポルノ | 549 | 1.05（3.06） | 617 | 6.64（11.98） | t（705）= 11.194 | <.001 | 0.657 |
| パートナーとTSOを経験した | 558 | 1.55（2.85） | 622 | 2.64（5.51） | t（953）= 4.322 | <.001 | 0.252 |
| TSOオナニー | 555 | 3.01（5.69） | 626 | 7.87（9.63） | t（1,034）= 10.688 | <.001 | 0.623 |
| 過去1年間の性的パートナーの数 | 562 | 2.77（10.42） | 626 | 6.01（19.09） | t（987）= 3.683 | <.001 | 0.208 |
| はい | はい | ||||||
| 性的強制行動 | 564 | 24 | 630 | 117 | χ2（1）= 58.563 | <.001 | |
| 性的強制ファンタジー | 564 | 119 | 630 | 373 | χ2（1）= 178.374 | <.001 | |
注。SD ：標準偏差、HBI-19：過剰性行動を測定する過剰性行動インベントリー、PHQ-9：抑うつ症状を測定する患者健康質問票-9のスコア、s-IATsex：問題のあるサイバーセックスを測定する短縮版インターネット依存テストセックスのスコア、TSO-coitus：パートナーと経験した性的行為の総数、TSO-masturbation：自慰行為を通して経験した性的行為の総数。
この研究では、両グループとも男性の抑うつ症状の割合が高く、PHQ-9の合計スコア（女性、M = 15.41、SD = 5.12、男性、M = 16.76、SD = 5.19）は、両性とも中等度から重度の抑うつ症状を示していることを示しており、t (1,192) = −4.491、p < .001、d = 0.27であった。女性の61%、男性の49%が少なくとも中等度から重度の抑うつ症状を報告した。
平均して、男性は6.64時間（SD = 11.98）1.05時間と比較した過去XNUMX週間のポルノ消費量（SD = 3.06）女性では、 t（705）= 11.194、 p <.001、 d = 0.657。 さらに、男性はパートナーとの経験が高いTSOを持っていると報告されています（M = 2.64、 SD = 5.51）女性と比較して（M = 1.55、 SD = 2.85）、 t（953）= 4.322、 p <.001、 d = 0.252、および男性のマスターベーションによるより高いTSO（M = 7.87、 SD = 9.63）女性と比較して（M = 3.01、 SD = 5.69）、 t（1,033）= 10.688、 p <.001、 d = 0.623。 さらに、男性は過去XNUMX年間により多くの性的パートナーを報告しました（M = 2.77、 SD = 10.42）、女性と比較して（M = 2.77、 SD = 10.42）、 t（978）= 3.683、 p <.001、 d = 0.208。 問題のあるサイバーセックスについても同じことがわかり、男性も女性よりも大幅に高いスコアに達しました。 t（1,018）= 20.9、 p <.001、 d = 1.121。
男女ともに、性的強制行為の空想を報告した人がかなり多かった。女性の約30%（n = 119）と男性の約60%が、誰かに性行為を強要する空想をしたことがあると報告した（χ 2 (1) = 178.374、p < .001）。さらに、男性は女性よりも有意に頻繁に性的強制行為を行っていた（χ 2 (1) = 58.563、p < .001）。男性の約20%（n = 117）と女性の約4%（n = 24）が、誰かに性行為を強要したことがあると報告した。
変数間の相関関係は表に表示されます 3。 うつ病の症状（予測因子としてのPHQ-9）、性別（モデレーター）、およびHD症状の重症度（HBI-19）のレベルに関する中程度の回帰分析が計算されました。 最初のステップで、PHQ-9合計スコアは、HBI-8.4合計スコア分散の19％を説明しました。 F（1、1192）= 110.2、 p <.001。 XNUMX番目のステップでは、性別によって分散の説明が大幅に増加しました。ΔR2 = .222、ΔF（1、1191）= 381.52、 p <.001。 PHQ-9合計スコアと性別増加分散の説明の相互作用、ΔR2 = .009、ΔF（1、1190）= 15.11、 p <.001。 全体として、回帰モデルは有意であり、HBI-31.5合計スコアの19％の分散を説明しました。 R2 = .315、 F（3、1190）= 182.751、 p <.001。
|
表3．相関係数とクレイマーのV
| PHQ-9 | s-IATsex | 性的強制行動の空想 | 実際の性的強制行動 | TSOオナニー | TSO-パートナーと | ポルノ消費 | パートナー数（過去1年） | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| PHQ-9 | – | |||||||
| s-IATsex | .171 ** | – | ||||||
| 性的強制行動の空想 | .123 | .451 ** | – | |||||
| 実際の性的強制行動 | .116 | .377 ** | .326 ** | – | ||||
| TSOオナニー | .064 | .429 ** | .368 ** | .328 ** | – | |||
| TSO-パートナーと | −.150 | .180 ** | .183 | .226 * | .356 ** | – | ||
| ポルノ消費 | .030 | .454 ** | .452 ** | .336 ** | .330 ** | .158 ** | – | |
| パートナー数（過去1年） | .004 | .174 ** | .245 * | .244 ** | .208 ** | .481 ** | .254 ** | – |
注：計量変数の二変量ピアソン相関係数。名義変数が含まれる場合は、クレイマーのVを使用しました。PHQ-9：抑うつ症状を測定する患者健康質問票-9のスコア。s-IATsex：問題のあるサイバーセックスを測定する短縮版インターネット依存度テストセックスのスコア。TSO-masturbation：自慰行為を通じて経験した性的発散の総数。
* p < .05（漸近的有意性；両側検定）。** p < .01（漸近的有意性；両側検定）。
性的強制の空想（予測因子）、性別（調整因子）、および HD 症状の重症度レベル（HBI-19）について、2 回目の調整回帰分析を実施した。最初のステップでは、性的強制の空想が HBI-19 合計スコアの分散の 11.3% を説明した（F (1, 1192) = 151.96、p < .001）。2 番目のステップでは、性別により分散の説明が有意に増加した（Δ R 2 = .111、Δ F (1, 1191) = 161.1、p < .001）。PHQ-9 合計スコアと性別の交互作用は、有意な分散の説明にはつながらなかった（Δ R 2 < .001、Δ F (1, 1190) = 0.04、p = .834）。全体として、回帰モデルは有意であり、HBI-19合計スコアの分散の21.9%を説明しました。R 2 = .219、F (3, 1190) = 111.09、p < .001。
性的強制行為（予測変数）、性別（調整変数）、および HD 症状の重症度レベル（HBI-19）に関する 3 番目の調整回帰分析が計算されました。最初のステップでは、性的強制行為は HBI-19 合計スコアの分散の 6.8% を説明しました、F (1, 1192) = 87.2、p < .001。2 番目のステップでは、性別により分散の説明が有意に増加しました、Δ R 2 = .146、Δ F (1, 1191) = 220.38、p < .001。PHQ-9 合計スコアと性別の相互作用は、有意な分散の説明にはつながりませんでした、Δ R 2 = .003、Δ F (1, 1190) = 4.69、p = 0.031。全体として、回帰モデルは有意であり、HBI-19合計スコアの分散の21.7%を説明しました（R 2 = .217、F (3, 1190) = 109.78、p < .001）。
問題のあるサイバーセックス、マスターベーションまたはパートナーを通じて経験したTSO、過去1年間に消費されたポルノの時間、性的パートナーの数、性別（モデレーター）、およびHD症状の重症度（HBI-19）のレベルを予測子として使用したさらに緩和された回帰分析計算されました。 さらにすべてのモデルの最初のステップは、HBI-19スコア分散の重要性につながりました。 さらに、2番目のステップでは、参加者の性別により、すべてのモデルで分散の説明が大幅に増加しました。 全体として、異なる回帰モデルはすべて重要でした。 3番目のステップでは、問題のあるサイバーセックス、TSOがパートナーやマスターベーションで経験したこと、ポルノ消費の時間において相互作用が重要でしたが、過去1年間のパートナーの数ではそうではありませんでした。 すべてのモデレート回帰分析のさらなる値は、表で見ることができます 4。 相互作用効果は、図の単純な勾配分析で示されています 2。 相関分析では、参加者の性別に分けて、HD症状の重症度と性的行動のレベルの違いを調査しました。 女性では、HD症状の重症度のレベルとの有意な相関が、パートナーの性的活動と見られます（r = .267、 p <.001）、ポルノ消費の時間（r = .429、 p <.001）、およびTSO-マスターベーション（r = .461、 p <.001）。 男性では、HD症状の重症度のレベルとパートナーの性的活動との間に有意な相関関係はありませんでした（r = .075、 p <.001）、およびポルノ消費との有意ではあるが弱い相関（r = .305、 p <.001）、およびTSO-マスターベーション（r = .239、 p <.001）。 フィッシャーズを計算しました z 相関係数間の差の有意性を評価するため。 HD症状の重症度レベルとパートナーの性的活動との相関関係の比較（z = −3.4、 p <.001）、ポルノ消費（z = −2.44、 p = .007）、およびTSO-マスターベーション（z = −3.1、 p = .001）は、男性と比較して女性で有意に高い相関を示しました。
|
表4．HBI - 19合計スコアを従属変数とした調整回帰分析
| モデル | β | t | p | |
|---|---|---|---|---|
| 主な効果 | PHQ-9 | 0.35 | 14.6 | <.001 |
| ジェンダー | -0.47 | -19.6 | <.001 | |
| 相互作用 | PHQ-9×性別 | -0.09 | -3.89 | <.001 |
| 主な効果 | 性的強制の空想 | 0.20 | 7.04 | <.001 |
| ジェンダー | -0.35 | -12.63 | <.001 | |
| 相互作用 | 性的強制の幻想×性別 | -0.01 | -0.21 | .834 |
| 主な効果 | 性的強制行為 | 0.21 | 6.67 | <.001 |
| ジェンダー | -0.38 | -14.22 | <.001 | |
| 相互作用 | 性的強制行為×性別 | 0.07 | 2.17 | .031 |
| 主な効果 | s-IATsex | 0.74 | 28.57 | <.001 |
| ジェンダー | -0.05 | -2.02 | .043 | |
| 相互作用 | s-IATsex×性別 | 0.06 | 3.0 | .006 |
| 主な効果 | パートナーとのTSO経験 | 0.19 | 6.0 | <.001 |
| ジェンダー | -0.41 | -16.0 | <.001 | |
| 相互作用 | パートナーとのTSO体験×性別 | 0.13 | 4.08 | <.001 |
| 主な効果 | TSOオナニー | 0.36 | 12.19 | <.001 |
| ジェンダー | -0.32 | -12.16 | <.001 | |
| 相互作用 | TSO-オナニー×性別 | 0.15 | 5.37 | <.001 |
| 主な効果 | パートナー数（過去1年） | 0.24 | 7.8 | <.001 |
| ジェンダー | -0.41 | -15.84 | <.001 | |
| 相互作用 | パートナー数（過去1年間）×性別 | 0.06 | 1.84 | .066 |
| 主な効果 | ポルノの消費（時間） | 0.61 | 11.36 | <.001 |
| ジェンダー | -0.24 | -7.74 | <.001 | |
| 相互作用 | ポルノの消費（時間）×性別 | 0.36 | 7.01 | <.001 |
注： PHQ-9：うつ症状を測定する患者健康質問票-9のスコア。s-IATsex：問題のあるサイバーセックスを測定する短縮版インターネット依存度テストセックスのスコア。TSO-coitus：パートナーと経験した性的行為の総数。TSO-masturbation：自慰行為を通して経験した性的行為の総数。
図2．単純傾斜。注：変数の低い値は、グループの平均より1標準偏差低い値を持つ被験者の推定値であり、高い値は、グループの平均より1標準偏差高い値を持つ被験者の推定値です。PHQ-9：うつ症状を測定する患者健康質問票-9のスコア。s-IATsex：問題のあるサイバーセックスを測定する短縮版インターネット依存度テストセックスのスコア。TSO-coitus：パートナーと経験した性的行為の総数。TSO-masturbation：自慰行為を通して経験した性的行為の総数。* p < .05。** p < .01（漸近的有意性；両側検定）
補足資料でHBI-53を確認できる19の提案された予備カットオフスコアを使用して、追加の分析を実行しました。
このオンライン調査では、1,194人の女性と男性がHD症状の重症度、うつ病、性的強制のレベルに関する質問票に回答しました。私たちの目的は、性別によって調整された、うつ病症状、性的行動、性的行為を強要することに関する空想と実際の行動との間の潜在的な関連性を調査することでした。私たちは、性的空想と行動に関する親密な質問に答えるために、多数の女性と男性に連絡を取ることができました。平均して、HD症状の重症度は女性よりも男性の方が高かった。しかし、かなりの数の女性（n = 74）がHD症状の重症度が高いと報告しました。この調査の主な結果は、うつ病の症状、問題のあるサイバーセックス、パートナーまたは自慰行為を通じて経験したTSO、過去1年間の性的パートナーの数、ポルノグラフィーの消費、空想、性的強制行為の時間がHD症状の重症度と関連しているということです。さらに、参加者の性別は、TSOとポルノ消費時間とHD症状の重症度レベルとの関連性に影響を与えた。うつ病の高い有病率は、自殺率が高いままの社会の主要な健康問題の1つである（APA、2013）。我々のデータは、うつ病の症状とHD症状の間に有意な関連性（r = .29）があることを明らかにし、うつ病とHD症状の重症度レベルの間に双方向の関連性があると推測するに至った。この発見は、うつ病とHD症状の関連性について中程度の正の相関関係（r = .34）を示唆したメタ分析と一致している（Schultz、Hook、Davis、Penberthy、& Reid、2014）。うつ病の症状は通常、性欲の低下を伴う（Bancroft et al.、2003）。しかし、以前にも示されたように、一部の男性（Bancroft et al., 2003）と女性（Opitz, Tsytsarev, & Froh, 2009）では、抑うつ症状が性行動への関心の高まりと関連している可能性がある。本研究の調整階層回帰分析では、抑うつ症状のレベルが高いほど、男女ともにHD症状の重症度が増加すると予測されることが示された。考えられる説明としては、性行動過多は問題、ストレス、または不快な感情に対処するために用いられる（Schultz et al., 2014）ということである。性行動によって不快な気分状態やストレスを和らげることは、多くの場合機能不全である。なぜなら、性行為によって得られる安堵感は時間的に限られており、性行為そのものが問題を解決するわけではないからである（Schultz et al., 2014）。本研究のサンプルでは、抑うつ症状の重症度とHD症状の重症度との関連性は、女性よりも男性の方がわずかに強かった。おそらく、性行動による対処は男性においてやや高いのかもしれない。なぜなら、歴史的に性行動は男性においてより受け入れられてきたからである（Fugere、Cousins、Riggs、& Haerich、2008）。
予想通り、調整回帰分析により、問題のあるサイバーセックス、TSOマスタベーション、過去1年間の性的パートナーの数、ポルノグラフィーの消費時間などの性的変数が、男女ともにHD症状の重症度レベルの有意な予測因子であることが明らかになった。性的変数に関する主な結果は、単純傾斜が、パートナーまたはマスタベーションを通じて経験したTSOとポルノグラフィーの消費がHD症状の重症度レベルに及ぼす影響について、性別による異なる影響を示していることである。さらに、分析では、男性は女性よりも性行為が多いと報告していることが示された。全人口を調査する場合、男性と女性が報告する異性のパートナーの平均数は等しいはずであるが、男性は女性よりも異性のパートナーが多いと報告することが多い（Mitchell et al., 2019）。過去の性的パートナーを数えるのではなく推定した場合、男性はパートナーの数を過大評価しているようだ（Mitchell et al., 2019）。したがって、私たちのサンプルでは、男性は女性よりも性的パートナーが多いと報告している。調整回帰分析により、TSOが高くポルノグラフィーの消費量が多い女性は、HD症状の重症度が高いと報告していることが明らかになった。おそらく、私たちのサンプルでは、女性はジェンダー規範に違反することに対する社会的非難を恐れて、性パートナーを過少報告していると考えられる（Alexander & Fisher、2003）。単純傾斜は、男性の性活動レベルは、女性と比較してHD症状の重症度レベルとの関連性が低いことを示している。さらに、男性では、パートナーとの性活動の量は、報告されたHD症状の重症度レベルに影響を与えないようである。男性の性的な行動は、女性の性的な行動（異なるパートナーとの性的な出会い）と比較して、より孤立的である可能性がある（例：ポルノグラフィーの消費と自慰行為）（Schultz et al.、2014）。これは、私たちのサンプルでも、女性と比較して男性のポルノグラフィーの消費時間の増加とTSO自慰行為率の高さによって示されていた。我々は、過剰な性行動は女性の期待されるステレオタイプな行動と衝突し、女性の性行動を通して知覚される苦痛が増加する可能性があると主張する。一方、男性では高いレベルの性活動はより受け入れられている。つまり、性活動レベルの高い女性は、より高い性的抑制とより低い性的興奮を特徴とする女性環境と自分の行動を比較するため、苦痛を感じる（Janssen & Bancroft、2006）。女性の性的抑制が高いのは、おそらく女性のより選択的なセクシュアリティに起因する（Sjoberg & Cole、2018 ; Trivers、1972）。一方、男性は過剰な性行動が同僚から評価され、苦痛が少なくなる可能性さえある。さらに、今後の研究では、質問票で測定されたHD症状の重症度レベルに加えて、性活動と関連していると思われる社会的規範と性的興奮の尺度を含める必要がある（Walton、Lykins、& Bhullar、2016）。
性的強制は、人の身体的および精神的健康に対する明らかな脅威であり、子供（Osterheider et al., 2011）と大人（Ellsberg, Jansen, Heise, Watts, & Garcia-Moreno, 2008）の両方から頻繁に報告されています。この研究では、女性と男性の両方において、HD症状の重症度レベルが、強制を伴う性的空想の増加率と実際の性的強制の高い割合に関連していることが示されています。誰かにセックスを強要する空想は、女性と男性の両方で珍しいことではありません（Joyal, Cossette, & Lapierre, 2014）。大規模なオンラインサンプルでは、女性の約11％と男性の約22％がこの空想を共有していることが示されています（Joyal et al., 2014）。この空想を報告した女性の約21％と男性の約59％というさらに高い数値がわかりました。警察に報告された性犯罪のうち、女性によって行われたものはごくわずかですが、実際に検出されていない犯罪の数ははるかに多いと予想されています（Cortoni、Babchishin、& Rat、2016 ; Vandiver & Kercher、2004）。これらの結果は、HD症状の重症度が提案されたレベルと診断された男性グループにおいて、健康な対照群と比較して性的強制行動が増加したという最近の知見と一致しています（Engel et al.、2019）。さらに、過剰性欲は、性的再犯の実証的に裏付けられた危険因子であることが判明しています（Mann、Hanson、& Thornton、2010）。性的強制の空想と行為に関する既存の研究にもかかわらず、これらの知見から因果関係の結論を導き出すことは依然として困難です。考えられる説明の一つとして、HD症状の重症度が高い女性と男性の両方において、性欲の高まりと性的な対処行動の増加が、社会環境における性的関心の衝突を引き起こし、結果として性的強制行動の増加につながる可能性がある。性的強制の空想や行動に至るもう一つの可能性のある経路は、一般的な性行為への慣れによって引き起こされる可能性のある、性的な関心の高まりにある。新規性追求は過剰性行動と関連していることがわかっており（Banca et al., 2016）、性的強制の空想は、過剰性欲傾向のある個人にとって、性的に興味深い新たな刺激として機能する可能性がある。今後の実験的研究では、性的逸脱行動と過剰性欲の関連性を調査し、犯罪リスクの高い個人に対する治療法を探求する必要がある。
この研究は、サンプルサイズが大きく、効果量が大きい多くの重要な結果が得られたことで、現在の研究状況に貢献しています。しかし、考慮すべきいくつかの限界があります。この研究では、HD症状の重症度を評価するためにHBI-19のみを使用しました。個人をグループに分類するには、臨床面接が必要でした。さらに、性欲のレベルは評価で制御されていませんでした。この研究では、参加者に報酬を支払わなかったため、参加者の時間をできるだけ少なくするために、使用する評価の数を制限しました。この研究で使用した自己報告式質問票のため、データから因果関係の結論を導き出すことはできません。今後の研究では、過剰性欲行動の病因を理解するために、縦断的デザインの使用を検討する必要があります。性的強制に関する情報を得るために使用された項目は基本的なものでした。今後の研究では、より間接的に質問し、レイプに関する認知の歪みをカバーする評価、たとえばBumby Rape Scale（Bumby、1996）を使用すべきです。最後に、本研究で使用したサンプルは一般人口を代表するものではありません。例えば、サンプルの教育水準は一般人口の平均よりも高くなっています。また、本研究のウェブリンクが、HD症状の重症度レベルを持つ人々のためのフォーラムなどに掲載されたため、サンプルにおけるHD症状の重症度レベルの数は、一般人口の症状数と比較して明らかに多くなっています。さらに、本論文を報じた多くの新聞が、見出しに「性依存症」という用語を使用しており、これがHD症状の重症度レベルを持つ人々の参加意欲を高めた可能性があります。
要約すると、これは女性と男性の性的過剰の個々の特徴を調査する最初の研究の1つです。 性的過剰行動は、しばしば、これらの症状を報告した個人とその周囲の人々の両方の幸福に悪影響を及ぼす可能性のある、深刻な個人内および個人間の困難に関連していることを指摘したいと思います。 したがって、私たちの調査は、HDの治療は、併存疾患、特にうつ病、ならびに他者に対する性的強制を伴う潜在的な空想や行動にも焦点を当てるべきであることを示唆しています。 さらに、道徳的な不承認に起因する可能性があるため、性的活動は男性よりも女性の性的行為の予測因子として優れているようです。
JE、TK、CS、JK、AK、およびUHは、コンセプトとデザインに貢献しました。 AK、MV、およびJEはデータ収集に貢献しました。 JEとAKは統計分析に貢献しました。 JE、AK、MV、CS、I-AH、JK、およびTKが分析と解釈に貢献しました。 UHとTKは研究の監督に貢献しました。
| アレクサンダー、 M.G。、＆ フィッシャー、 T.D。 (2003). 真実と結果：偽のパイプラインを使用して、自己申告のセクシュアリティセックスステレオタイプの性差を調べる。 Journal of Sex Research、40（1）、 27–35。 土井：https://doi.org/10.1080/00224490309552164 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| アメリカ精神医学会[APA]。 （2013）。 精神障害の診断と統計マニュアル （5th ed。). バージニア州アーリントン: 米国精神医学会. CrossRefの, Google Scholarの | |
| バンカ、 P., モリス、 L.S。, ミッチェル、 S., ハリソン、 N.A。, ポテンツァ、 M.N。、＆ ヴォーン、 V. (2016). ノベルティ、コンディショニングおよびセクシャル報酬に対する注意バイアス。 Journal of Psychiatric Research、72、 91–101。 土井：https://doi.org/10.1016/j.jpsychires.2015.10.017 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| バンクロフト、 J., ヤンセン、 E., Ph、 D., 強い、 D., カーンズ、 L., Vukadinovic、 Z.、＆ 長いです、 J.S。 (2003). 異性愛者の男性における気分とセクシュアリティの関係。 性的行動のアーカイブ、32（3）、 217–230。 土井：https://doi.org/10.1023/A:1023409516739 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| ブラック、 M.C。, バジル、 K.C。, スミス、 S.G。, ウォルターズ、 M.L。, メリック、 M.T。, チェン、 J.、＆ スティーブンス、 氏。 (2011）。 全国の親密なパートナーと性的暴力に関する調査2010要約レポート（pp。 1–124). アトランタ、GA: 国立傷害予防管理センター、疾病管理予防センター. Google Scholarの | |
| ő、 B., コバーチ、 M., トートキラリー、 I., リード、 R.C。, マーク、 D., オロス、 G.、＆ Demetrovics、 Z. (2018). 大規模な非臨床サンプルを使用したハイパーセクシャル行動インベントリの心理測定特性。 Journal of Sex Research、56（2）、 180–190。 土井：https://doi.org/10.1080/00224499.2018.1494262 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| ブランド、 M., ライアー、 C., パウリコウスキー、 M., シャッフル、 U., シェーラー、 T.、＆ Altstötter-Gleich、 C. (2011). インターネットでポルノ写真を見る：インターネットセックスサイトを過度に使用する場合の性的興奮評価と心理的精神医学的症状の役割。 サイバー心理学、行動、ソーシャルネットワーキング、14（6）、 371–377。 土井：https://doi.org/10.1089/cyber.2010.0222 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| バンビー、 K.M。 (1996). 児童痴漢と強姦犯の認知的歪みの評価：MOLEST尺度とRAPE尺度の開発と検証。 性的虐待：研究と治療のジャーナル、8（1）、 37–54。 土井：https://doi.org/10.1177/107906329600800105 CrossRefの, Google Scholarの | |
| クーパー、 A. (1998). セクシュアリティとインターネット：新しい千年紀へのサーフィン。 CyberPsychology＆Behavior、1（2）、 187–193。 土井：https://doi.org/10.1089/cpb.1998.1.187 CrossRefの, Google Scholarの | |
| コルトーニ、 F., バブシン、 K.M。、＆ ラット、 C. (2016). 女性である性犯罪者の割合は、考えられているよりも高い。 刑事司法と行動、44（2）、 145–162。 土井：https://doi.org/10.1177/0093854816658923 CrossRefの, Google Scholarの | |
| ディケンソン、 J.A。, グリーソン、 N., コールマン、 E.、＆ マイナー、 M.H。 (2018). 米国における性的衝動、感情、および行動の制御の困難に関連した苦痛の有病率。 JAMA Network Open、1（7）、 e184468。 土井：https://doi.org/10.1001/jamanetworkopen.2018.4468 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| エルズバーグ、 M., ヤンセン、 H., ハイゼ、 L., ワット、 C.、＆ ガルシア・モレノ、 C. (2008). 女性の健康と家庭内暴力に関するWHO多国間研究における親密なパートナーの暴力と女性の心身の健康：観察研究。 ランセット、371（9619）、 1165–1172。 土井：https://doi.org/10.1016/S0140-6736(08)60522-X CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| エンゲル、 J., Veit、 M., シンケ、 C., ハイトランド、 I., ニール、 J., Hillemacher、 T., ハルトマン、 U.、＆ クルーガー、 T. H. C. (2019). 同じが異なる：セックス@脳研究における性的障害の男性の臨床的特徴。 Journal of Clinical Medicine、8（2）、 157。 土井：https://doi.org/10.3390/jcm8020157 CrossRefの, Google Scholarの | |
| フジェール、 M.A。, いとこ、 A. J., リッグス、 M.L。、＆ ヘーリッチ、 P. (2008). 性的態度と二重基準：参加者の性別と民族的背景に焦点を当てた文献レビュー。 セクシュアリティと文化、12（3）、 169–182。 土井：https://doi.org/10.1007/s12119-008-9029-7 CrossRefの, Google Scholarの | |
| 付与、 J.E。, アトマカ、 M., ファインバーグ、 N.A。, フォンテネル、 L.F。, 松永 H., ジャナルダン・レディ、 Y.C。, シンプソン、 H.B。, トムセン、 P.H。, ファン・デン・ヒューベル、 O.A。, Veale、 D., ウッズ、 D.W。、＆ スタイン、 D. J. (2014). ICD-11の衝動制御障害と行動中毒。 世界精神医学、13（2）、 125–127。 土井：https://doi.org/10.1002/wps.20115 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| グラブス、 J.B。, クラウス、 S.W。、＆ ペリー、 S.L。 (2018). 全国的に代表的なサンプルにおけるポルノへの自己申告中毒：使用習慣、宗教、および道徳的不一致の役割。 行動中毒のジャーナル、8（1）、 88–93。 土井：https://doi.org/10.1556/2006.7.2018.134 リンク, Google Scholarの | |
| ハルド、 G.M。, マラマス、 N.M。、＆ ユエン、 C. (2010). ポルノと女性に対する暴力を支持する態度：非実験的研究における関係の再検討。 積極的な行動、36（1）、 14–20。 土井：https://doi.org/10.1002/ab.20328 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| ジャンホルバニ、 M.、＆ ラム、 T.H。 (2003). 香港の若年成人による性的メディアの使用：有病率と関連要因。 性的行動のアーカイブ、32（6）、 545–553。 土井：https://doi.org/10.1023/A:1026089511526 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| ヤンセン、 E.、＆ バンクロフト、 J. (2006). 二重制御モデル：性的興奮と行動における性的抑制と興奮の役割。 に E. ヤンセン （編）、性の精神生理学（pp。 1–11). ブルーミントン、インディアナ州: インディアナ大学プレス. Google Scholarの | |
| ジョイアル、 C.C。, コセット、 A.、＆ ラピエール、 V. (2014). 珍しい性的ファンタジーとは正確には何ですか？ Journal of Sexual Medicine、12（2）、 328–340。 土井：https://doi.org/10.1111/jsm.12734 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| カフカ、 M. P. (2010). 性的障害：DSM-Vの診断案。 性的行動のアーカイブ、39（2）、 377–400。 土井：https://doi.org/10.1007/s10508-009-9574-7 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| カフカ、 M. P.、＆ ヘンネン、 J. (2002). 男性のDSM-IV軸I共存症研究（n = 120）性的倒錯および性的倒錯関連障害。 性的虐待：研究と治療のジャーナル、14（4）、 349–366。 土井：https://doi.org/10.1177/107906320201400405 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| クラウス、 S.W。, クルーガー、 R.B。, ブリケン、 P., まず、 M.B。, スタイン、 D. J., カプラン、 MS。、＆ リード、 G.M。 (2018). ICD-11における強迫性行動障害。 世界精神医学、17（1）、 109–109。 土井：https://doi.org/10.1002/wps.20499 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| クローエンケ、 K.、＆ スピッツァー、 R.L。 (2002). PHQ-9：新しいうつ病の診断と重症度の測定。 精神医学年報、32（9）、 509–515。 土井：https://doi.org/10.3928/0048-5713-20020901-06 CrossRefの, Google Scholarの | |
| レーベ、 B., クローエンケ、 K., ヘルツォーク、 W.、＆ グラーフェ、 K. (2004). 簡単な自己報告手段によるうつ病の結果の測定：患者健康アンケート（PHQ-9）の変化に対する感度。 Journal of Affective Disorders、81（1）、 61–66。 土井：https://doi.org/10.1016/S0165-0327(03)00198-8 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| マン、 R.E。, ハンソン、 R.K。、＆ ソーントン、 D. (2010). 性的再犯のリスクの評価：心理的に意味のある危険因子の性質に関するいくつかの提案。 性的虐待：研究と治療のジャーナル、22（2）、 191–191。 土井：https://doi.org/10.1177/1079063210366039 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| ミッチェル、 K.R。, マーサー、 C.H。, プラー、 P., クリフトン、 S., タントン、 C., ウェリングス、 K.、＆ コパス、 A. (2019). なぜ男性は女性よりも異性の性的パートナーを報告するのですか？ 英国の全国確率調査における性差の分析。 Journal of Sex Research、56（1）、 1–8。 土井：https://doi.org/10.1080/00224499.2018.1481193 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| モンゴメリーグラハム、 S. (2017). 超性的障害の概念化と評価：文献の体系的レビュー。 性医学のレビュー、5（2）、 146–162。 土井：https://doi.org/10.1016/j.sxmr.2016.11.001 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| オピッツ、 D.M。, Tsytsarev、 SV、＆ フロ、 J. (2009). 女性の性的嗜癖と家族のダイナミクス、うつ病、薬物乱用。 性依存症と強制性：The Journal of Treatment＆Prevention、16（4）、 37–41。 土井：https://doi.org/10.1080/10720160903375749 Google Scholarの | |
| オスターハイダー、 M., バンス、 R., ブリケン、 P., ゴールドベック、 L., ホイヤー、 J., サンティラ、 P., ターナー、 D.、＆ アイゼンバルト、 H. (2011). 児童および青年期の性的虐待の頻度、病因モデルおよび結果：ドイツのマルチサイトMiKADOプロジェクトの目的と目標。 性的犯罪者の治療、6（2）、 1–7。 取得元 https://doi.org/http://www.sexual-offender-treatment.org/105.html Google Scholarの | |
| レイモンド N.C。, コールマン、 E.、＆ マイナー、 M.H。 (2003). 精神的併存症および強迫的性行動における強迫的/衝動的な特徴。 包括的な精神医学、44（5）、 370–380。 土井：https://doi.org/10.1016/S0010-440X(03)00110-X CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| リード、 R.C。, 大工、 B.N。, パックマン、 M.、＆ ウィレス、 D.L。 (2008). 性欲亢進、情緒不安定、過性行動の助けを求める患者のストレス傾向に対する脆弱性。 Journal of Sex and Marital Therapy、34（2）、 133–149。 土井：https://doi.org/10.1080/00926230701636197 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| リード、 R.C。, ガロス、 S., 大工、 B.N。、＆ コールマン、 E. (2011). 性的欲求不満の男性の患者サンプルにおけるエグゼクティブコントロールに関連する驚くべき発見。 Journal of Sexual Medicine、8（8）、 2227–2236。 土井：https://doi.org/10.1111/j.1743-6109.2011.02314.x CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| ラッセル、 C., リヒターズ、 J., デ・ヴィッサー、 R.O。, マッキー、 A., ヨン、 A., ラッセル、 C.、＆ カルアナ、 T. (2016). オーストラリアのポルノユーザーのプロファイル：オーストラリアの健康と人間関係に関する2回目の調査結果。 Journal of Sex Research、54（2）、 227–240。 土井：https://doi.org/10.1080/00224499.2016.1191597 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| シュルツ、 K., フック、 J.N。, デイビス、 D.E。, ペンバーシー、 J.K。、＆ リード、 R.C。 (2014). 非パラフィリック性過性行動と抑うつ症状：文献のメタ分析的レビュー。 Journal of Sex＆Marital Therapy、40（6）、 477–487。 土井：https://doi.org/10.1080/0092623X.2013.772551 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| シェーベルグ、 E.A。、＆ コール、 G.G。 (2018). 抑制のGo / No-Goテストの性差。 性的行動のアーカイブ、47（2）、 537–542。 土井：https://doi.org/10.1007/s10508-017-1010-9 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| スケッグ、 K., adaラージャ、 S., ディクソン、 N.、＆ ポール、 C. (2010). ダニーデンの学際的健康と開発研究の若年成人のコホートにおける「制御不能と認識された」性的行動。 性的行動のアーカイブ、39（4）、 968–978。 土井：https://doi.org/10.1007/s10508-009-9504-8 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| トレーン、 B., ニルセン、 T.S。、＆ スティグム、 H. (2006). ノルウェーの伝統的なメディアおよびインターネットでのポルノの使用。 Journal of Sex Research、43（3）、 245–254。 土井：https://doi.org/10.1080/00224490609552323 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| トリバーズ、 R.L。 (1972). 親の投資と性的選択。 に B. キャンベル （編）、性的選択と人間の降下：1871–1971（pp。 136–179). シカゴ、イリノイ州: アルディン. Google Scholarの | |
| ヴァンダイバー、 D.M。、＆ カーチャー、 G. (2004). テキサスの登録女性性犯罪者の犯罪者と被害者の特性：女性性犯罪者の提案された類型学。 性的虐待：研究と治療のジャーナル、16（2）、 121–137。 土井：https://doi.org/10.1177/107906320401600203 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| ウォルトン、 M., カントール、 J., ブルラー、 N.、＆ ライキンズ、 A. (2017). 性欲亢進：批判的なレビューと「性行動サイクル」の紹介。 性的行動のアーカイブ、46（8）、 2231–2251。 土井：https://doi.org/10.1007/s10508-017-0991-8 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| ウォルトン、 M.T。, ライキンズ、 A.D。、＆ ブルラー、 N. (2016). 性的興奮と性的活動の頻度：性欲亢進を理解するための意味。 性的行動のアーカイブ、45（4）、 777–782。 土井：https://doi.org/10.1007/s10508-016-0727-1 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの | |
| ワイス、 D. (2004). 米国に居住する男性性中毒者のうつ病の有病率。 性依存症と強制性、11（1–2）、 57–69。 土井：https://doi.org/10.1080/10720160490458247 CrossRefの, Google Scholarの | |
| ウェリー、 A.、＆ ビリュー、 J. (2017). 中毒性のある問題のあるサイバーセックス：概念化、評価、治療。 中毒性の行動、64、 238–246。 土井：https://doi.org/10.1016/j.addbeh.2015.11.007 CrossRefの, メドライン, Google Scholarの |