習慣性行動
オンラインで入手可能31年2020月106591日、XNUMX
プレスでは、ジャーナルの事前校正
LijunChena、XiaohuiLua、BeátaBőthe、XiaoliuJiang、ZsoltDemetrovics、Marc.N。Potenza
特徴
- PPCS-18は、中国人男性の間で強い心理測定特性をもたらしました。
- ネットワーク分析アプローチは、PPCS-18のXNUMXつの要素を裏付けました。
- PPCS-18は、文化間で高い一般化可能性を示しました。
- PPCS-18は、コミュニティおよび無症状の男性全体で高い一般化可能性を示しました。
- PPCS-18は、無症状のサンプルで確実に使用できます。
習慣性行動
抽象
問題のあるポルノの使用（PPU）を評価するいくつかの尺度が利用可能です。 ただし、これまでのほとんどの研究では、主に非臨床サンプルと西洋サンプルを使用してこれらのスケールを検証していました。 したがって、無症状の集団を含む多様なサンプルにわたる問題のあるポルノの使用を評価するためのスケールを検証するには、さらなる研究が必要です。 本研究の目的は、ハンガリーと中国のコミュニティサンプルおよび無症状の男性におけるPPCS-18の心理測定特性を調べて比較することでした。 中国のコミュニティ男性のサンプル（N1 = 695）、簡単なポルノスクリーンを使用してPPUについてスクリーニングされた無症状の男性のサンプル（N2 = 4651）、およびハンガリーのコミュニティ男性のサンプル（N3 = 9395）が、 PPCS-18の信頼性と妥当性。 項目-合計スコア相関、確認因子分析、信頼性、および測定不変性テストは、PPCS-18がハンガリー人と中国人のコミュニティの男性の間で強い心理測定特性をもたらし、無臨床の男性における潜在的な有用性を示したことを示しました。 ネットワーク分析アプローチは、PPCS-18の18つの要素が、さまざまな文化的背景からの参加者、およびコミュニティや無症状の集団からの参加者の特性を反映できることも裏付けています。 要約すると、PPCS-XNUMXは、文化、コミュニティ、および無症状の男性全体で高い一般化可能性を示しました。
キーワード
はじめに
データは、インターネットの使用の増加は、ポルノの消費と問題のあるポルノの使用（PPU）の頻度の増加を伴い、臨床的に関連する現象を表していることを示唆しています（Brand、Antons、Wegmann、およびPotenza、2019a; Brand、Blycker、およびPotenza、2019b; deAlarcón、de la Iglesia、Casado、Montejo、2019年）。 インターネット関連の問題や障害に関する研究が増えているにもかかわらず、PPUの概念化については議論が続いています（Hertlein and Cravens、2014年, López-Fernández、2015年, Potenzaら、2017, Starkら、2018, ウェリとビリュー、2017, ヤング、2008）。 現象を説明するために複数の用語が使用されており（たとえば、インターネットセックス依存症、問題のあるオンライン性行為、サイバーセックス依存症、問題のあるインターネットポルノの使用）、道徳的な不一致によるポルノへの主観的な自己認識依存症がPPUと見なされているかどうか討論された（Brand et al。、2019a; Vaillancourt‑Morel＆Bergeron、2019）。 さらに、PPUの特定の診断基準はありません（Brandら、2020, 陳と江、2020年, Cooperら、2001, フェルナンデスとグリフィス、2019年, Hertlein and Cravens、2014年, ウェリとビリュー、2017）。 PPUを研究および治療するために、研究者はPPUのさまざまな側面を測定するスケールを開発しました。 ただし、文化やさまざまな集団で検証されているものはほとんどありません（陳と江、2020年, フェルナンデスとグリフィス、2019年, ウェリとビリュー、2017).
2.問題のあるポルノ使用の評価
PPUの概念化と診断基準に関する議論を考えると、評価ツールは研究によって異なり、さまざまな特性を強調しています（フェルナンデス＆グリフィス、2019）。 複数の尺度は、主に異常性欲障害の提案された基準に基づいています（例えば、異常性欲行動目録、 Reid、Garos、およびFong、2012年）。 しかし、最近の研究では、PPUと異常性欲の違いが示唆されています（Bőtheetal。、2019c）。 異常性欲には、マスターベーション、サイバーセックス、ポルノの使用、テレフォンセックス、同意した大人との性行動、ストリップクラブへの訪問、その他の行動など、さまざまな性行動への高い関与が含まれる場合があります（カリラ他、2014）。 一貫して、異常性欲行動インベントリー（HBI）は、異常性欲行動をより広く評価します（ブラヒム、ローテン、ビアンキデミチェリ、クルトワ、カザール、2019年）。 一部の尺度は、より一般的に強迫的な性行動に焦点を当てており（たとえば、性的に露骨なインターネット資料の強迫的使用）、これらの尺度は、インターネット上でのポルノの強迫的な検索/閲覧の特徴を評価しています（Doornwaard、Eijnden、Baams、Vanwesenbeeck、およびBogt、2016年）、一般的な強迫的なポルノ使用のものではなく、それは広範な心理測定的評価を受けていませんでした。 PPUを測定することを目的とした簡潔な尺度がいくつか存在しますが、これらは構成概念妥当性に関して批判されたり議論されたりすることがあります。 たとえば、Cyber-Pornography Use Inventory-9（CPUI-9、 Grubbs、Sessoms、Wheeler、およびVolk、2010年）は、自己申告による依存症を評価するために使用されており、道徳的な不一致を考慮していますが、正確に何を測定するかは疑問視されています（Brand et al。、2019a）。 PPUの側面とドメインをより一般的に評価するために、いくつかの最近の尺度が開発されました。これには、オンラインの性的活動に適応したショートインターネット依存症テスト（s-IAT-sex; Wéry、Burnay、Karila、およびBillieux、2015年）、問題のあるポルノ使用スケール（PPUS; Korら、2014）、および問題のあるポルノ消費スケール（PPCS-18;Bőtheetal。、2018b）。 最後のXNUMXつのスケールは、最近の系統的レビューによって推奨されました（フェルナンデス＆グリフィス、2019）。 最近では、PPUSおよびs-IAT-sexと比較して、PPCS-18はPPUのスクリーニングでより高い感度とより高い精度を示しました（Chen＆Jiang、2020年).
PPCS-18は、私たちの知る限り、XNUMXつの依存症モデルのXNUMXつの特定の要素、つまり、顕著性、気分の変化、葛藤、寛容、再発、離脱症状を評価する唯一の手段です（グリフィス、2005）。 特に、耐性と離脱は、PPUSとs-IAT-sexによって評価されないPPUの重要な側面です（Bőtheetal。、2018b; フェルナンデス＆グリフィス、2019）。 PPUの他の測定値（つまり、PPUS、s-IAT-sex、CPUI-9）と比較すると、PPCSのもう76つの強みは、検証済みのカットオフスコア（18以上、範囲126〜XNUMX）を提供する数少ない機器のXNUMXつであるということです。 ）問題のあるポルノと問題のないポルノの使用を区別する（フェルナンデス＆グリフィス、2019）、それはその研究と臨床的有用性に追加されます。 最近公開されたもうXNUMXつの画面、Brief Pornography Screen（BPS、 Krausら、2020）、PPUのスクリーニングにカットオフ（≥4、範囲0〜10）も提供します。 その簡潔さと一次元構造を考えると、BPSは公差などの要素を評価しません。 週あたりの使用時間のカットオフが提案されていますが（Cooperら、2000, Mechelmansら、2014）、使用時間は一貫してPPUに関連していません（Bőthe、Tóth-Király、Potenza、Orosz、およびDemetrovics、2020b; Chenら、2019, クーンとガリナット、2014）。 さらに、PPCSの収束的および発散的妥当性は、セクシュアリティ関連の研究でサポートされています（Bőthe、Tóth-Király、Demetrovics、およびOrosz、2017年）およびパーソナリティ関連（Bőthe、Koós、Tóth-Király、Orosz、およびDemetrovics、2019a;Bőtheetal。、2019c;Bőthe、Tóth-Király、Potenza、Orosz、およびDemetrovics、2020b）変数。
以前に提示されたPPCS-18の強力な心理測定特性にもかかわらず、文化的および臨床的/無症状のコンテキスト全体でその特性をさらに調査するための研究が必要です（Bőthe、Tóth-Király、Demetrovics＆Orosz、2020a;Bőtheetal。、2018b）。たとえば、文化的特徴はポルノの使用に対する否定的な態度に影響を与える可能性があります（グリフィス、2012, Vaillancourt-モレルとベルジェロン、2019年）。 ポルノの使用は、ある文化的、宗教的、または道徳的背景では問題があると自己見なされ、別の背景では問題がない可能性があると主張されてきました（Grubbs＆Perry、2019年）。 以前のPPCS-18研究は、主にハンガリーで実施されていたため、文化的な制限がある可能性があります（Bőtheetal。、2018a;Bőtheetal。、2019b;Bőtheetal。、2020a;Bőthe、Lonza et al。、2020）。 他の文化的背景を持つ個人の規範、価値観、経験は、ハンガリーの主に西洋の視点とは異なる可能性があるため、これは重大な制限を構成する可能性があります。 ポルノの使用やその他の性的行動に関しては、東洋と西洋の文化の間で性的態度、行動、幸福の違いが報告されています（Laumann et al。、2006）。 したがって、評価が文化間で翻訳可能かつ正確であることを保証するには、PPUに関する調査が必要です（Kraus＆Sweeney、2019年）。 中国や他の東部諸国では、PPUに関する実証研究は比較的少なく、東部諸国からの参加者が含まれている研究はわずかです（フェルナンデス＆グリフィス、2019）、および異文化コミュニティの比較は検討されていません。
PPUのある人は、強い渇望、自制心の欠如、社会的または職業的障害にもかかわらず継続的な関与、悪影響、ストレスやネガティブな気分状態からの脱出などの不適応な方法でのポルノの使用など、特定の特徴を示す場合があります（Chenら、2018, Cooperら、2004, Krausら、2016, Youngら、2000). ウェリー他 （2016） PPUの参加者の90％が精神医学的診断の同時発生を報告し、治療を求めるサンプルで検証された尺度はごくわずかであると報告しました（Bőtheetal。、2020a; Krausら、2020）。 したがって、オンラインの性的活動の頻度に加えて、渇望、強迫的な性行動、および一般的なメンタルヘルスを使用して、PPCSの基準の妥当性を調べました。 要約すると、PPCS-18のようなPPU評価のほとんどの研究では、主に非臨床および西洋のサンプルが使用されてきました。 したがって、臨床的または無症状の集団を含む、より多様なサンプル間および文化間でPPCS-18を検証するには、より多くの研究が必要です。
3.精神病理学におけるネットワークアプローチ
精神病理学的状態は、相互作用するコンポーネントを含む複雑な動的システムとして存在する可能性があります（Borsboom、2017年）。 いくつかの潜在モデルとは対照的に、ネットワークアプローチは、心理的障害が関連する症状のネットワークを含み、個々の心理状態が潜在変数の存在よりも症状間の直接的なつながりに依存する可能性があることを提案しています（ヴェルナー、シュトゥルホーファー、ヴァルドルプ、ジュリン、2018年）。 ネットワーク理論と方法論は、アルコール使用障害を含むさまざまな精神病理学的現象に実りある形で適用されてきました（Anker et al。、2017）、不安（Beard et al。、2016）、うつ病（Schweren、van Borkulo、Fried、およびGoodyer、2018年）、および異常性欲（ヴェルナー他、2018年）。 このようなネットワークモデルは、特定のドメインの中心性とそれらの関係のパターンに関する重要な洞察を提供する可能性があります。 したがって、現在の研究では、ネットワークアプローチを使用してPPUネットワークトポロジを評価し、ネットワークの中心的な位置を占める症状を特定し、さまざまな母集団の症状ドメインの関係のパターンを調査しました。 このアプローチは、PPUが文化やコミュニティおよび無症状のサンプル全体の症候学とどのように相互作用するかについての洞察を提供します。
4.現在の研究の目的
女性に比べて男性は通常、ポルノに対するより強い渇望とより頻繁な使用を示すことを考慮すると（ワインスタイン、ゾレク、バブキン、コーエン、レジョワイ、2015年）、より頻繁なPPU（カフカ、2010, Krausら、2016, Krausら、2015）、およびPPUのより多くの治療を求める（Bőtheetal。、2020a）、本研究の目的は、（1）中国人のコミュニティおよび無症候性サンプルの両方におけるPPCS-18の信頼性、構造、および収束的妥当性を調べることでした。男性; （2）ハンガリーと中国のサンプル間、およびコミュニティと無症状のサンプル間でPPCS-18の因子構造を調べて比較する。 （3）PPCS-18が、ネットワークタイポロジー分析のさまざまな母集団に関連する特性をどの程度反映しているかを調査する。
5 方法
5.1。 参加者と手順
この研究はヘルシンキ宣言に従って実施され、プロトコルは福州大学心理学部の倫理委員会とエトヴェシュ・ロランド大学によって承認されました。 データ収集はオンライン調査を通じて実施されました。 参加者は研究の目的について知らされた。 18歳以上の個人のみが参加を許可されました。
サンプル1：中国人男性のコミュニティサンプル。 このオンライン調査は、人気のある中国の調査WebサイトであるWenjuanxing（www.sojump.com、Survey MonkeyのようなWebサイト）を通じて実施されました。 合計695人の成人男性（18〜48歳、 M年齢 = 25.39、 SD = 7.18）は、中国の110の州/地域のうち28の34の都市からの参加者から募集されました（つまり、インターネットプロトコルアドレスを使用して識別されました）。 2019年94.4月に、調査Webサイトにリダイレクトするリンクと調査の簡単な紹介が記載された電子メールが潜在的な参加者に送信され、興味があれば個人が調査に参加するよう招待されました。 このサンプルでは、報告された最も一般的な性的指向は、異性愛者（656％、4.2）、両性愛者（29％、1.4）、および同性愛者（9％、50.5）でした。 独身（351％、48.0）、性的パートナーを犯した（334％、1.4）、カジュアルな性的パートナー（14％、XNUMX）を含む関係ステータスが報告されました。
サンプル2：中国人男性の亜臨床サンプル。 5536人の男性を招待しました（M年齢 = 22.70年、 SD = 4.33）PPUを経験したと感じ、ウェブサイト（www.ryeboy.org/、PPUへの介入に焦点を当てた非営利ウェブサイト）で助けを求めた人。 これらの参加者は新しく登録されたユーザーであり、BPSを使用して潜在的なPPUについてスクリーニングされました（Krausら、2020). Kraus etal。 （2020） PPUを示すために4以上のBPSカットオフスコアを提案し、4651人がこの基準を満たしました。 このサンプルでは、報告された性的指向は異性愛者（93.1％、4330）、両性愛者（3.1％、144）、および同性愛者（3.8％、177）でした。 報告された関係の状況には、独身（81.6％、3795）、性的パートナーを犯した（16.9％、786）、カジュアルな性的パートナー（1.5％、70）が含まれていました。
サンプル3：ハンガリー人男性のコミュニティサンプル。 ハンガリーでの調査は、より大きなプロジェクトの一部でした（https://osf.io/dzxrw/?view_only=7139da46cef44c4a9177f711a249a7a4;Bőtheetal。、2019b）。 回答者は、2017年10,582月にハンガリー最大のニュースポータルの18つに広告を介して参加するよう招待されました。合計48人の男性がこの調査に参加しました。 ただし、年齢を中国のサンプルに一致させるために、9395〜XNUMX歳の参加者のみを選択し、XNUMX人のハンガリー人男性（XNUMX人のハンガリー人男性）のサンプルを作成しました。M年齢 = 23.35年、 SD = 3.34）。 PPCSは別のハンガリーのサンプルで開発され（Bőtheetal。、2018b）、信頼性と構造的妥当性はハンガリーの文化的文脈で以前に報告されています（Bőtheetal。、2018b;Bőtheetal。、2019b;Bőtheetal 。、2020b）。 関係の状況については、30.3％（2847）が独身で、68.5％（6436）があらゆる種類の恋愛関係（つまり、関係にある、婚約中、結婚している）であり、1.2％（113）が「その他」を示しましたオプション。
6 対策
簡単なポルノ画面（BPS、 Krausら、2020)1. BPSはPPUのスクリーニングツールです（Efrati and Gola、2018, Golaら、2017）。 これは0項目の評価であり、各項目に1段階の評価尺度を使用します（2 =まったくない、XNUMX =時々、XNUMX =常に）. BPSのクロンバックのアルファは、中国のコミュニティサンプルでは.89、中国の無症状サンプルでは.74でした。
問題
aticポルノ消費スケール（PPCS-18、Bőtheetal。、2018b). PPCSの翻訳は、自己申告措置の異文化適応のプロセスに関するガイドラインに従った（Beaton、Bombardier、Guillemin、およびFerraz、2000年）。 最初のPPCSは、心理学を専攻する大学院生と中国語を専攻する大学院生の18人によって中国語に翻訳されました。 PPCSには、7項目と1つのコア要素（顕著性、気分の変化、葛藤、寛容、再発、離脱）が含まれ、各要素には2つの項目が含まれていました。 回答は次の3段階で記録されました：4 =まったくない、5 =まれに、6 =時々、7 =時々、18 =頻繁に、95 =非常に頻繁に、94 =常に。 PPCS-94のクロンバックのアルファは、中国のコミュニティサンプルで.XNUMX、ハンガリーのサンプルで.XNUMX、中国の無症状サンプルで.XNUMXでした。
ポルノ渇望アンケート（PCQ、 Kraus＆Rosenberg、2014年). この12項目のアンケートは一次元評価です（クラウスとローゼンバーグ、2014年, ローゼンバーグとクラウス、2014）。 回答者は、次のXNUMXつの回答オプション（数字なしで表示）を使用して、各項目にどの程度同意したかを示す必要がありました。「完全に同意しない」、「やや同意しない」、「少し同意しない」、「どちらともいえない」、「同意する」少し」、「やや同意する」、「完全に同意する」。 より高いスコアは、ポルノに対するより大きな渇望を示しています。 PCQの中国語版は、以前の調査で使用されています（Chenら、2019）。 このスケールのクロンバックのアルファは、中国のコミュニティサンプルでは.92、中国の無症状サンプルでは.91でした。
性的強制力尺度（SCS、 Kalichman＆Rompa、1995年). 参加者が性的衝動の特徴を示す程度は、1項目のSCSを使用して評価されました。 回答は2段階の評価尺度で記録されました（3 =まったく私のようではない、4 =少し私のように、XNUMX =主に私のように、XNUMX =非常に私のように）。 SCSの中国語版は以前に説明されています（Chen＆Jiang、2020年）。 SCSは、本研究で優れた信頼性を示しました（αは地域の男性で.91、無症状の男性で.90でした）。
オンライン性行為の中国語版（OSA、 Zheng＆Zheng、2014年). 1項目を使用して、参加者のインターネットの使用を次の目的で測定しました：（2）性的に露骨な資料（SEM）の表示、（3）性的パートナーの検索、（4）サイバーセックス、（84）いちゃつくおよび性的関係の維持。 全体のスケールのクロンバックのアルファは、中国のコミュニティの男性で.81、無症状の男性で.XNUMXでした。 スコアが高いほど、OSAへの関与がより頻繁であることを示しています。
12項目の一般健康アンケート（GHQ-12、 ゴールドバーグ＆ヒリアー、1979年). GHQ-12は、一般的な精神障害のスクリーニング機器として広く使用されており、簡潔で効果的かつ堅牢であり、より長いバージョンと同様に機能するため、症例検出器として推奨されます（ゴールドバーグ他、1997, Petkovska et al。、2015）。 GHQ-12は中国語を含む多くの言語に翻訳されており、その心理測定特性は多くの異なる集団の間で研究されてきました（パンとゴールドバーグ、1990年, Petkovska et al。、2015）。 GHQ-12には、合計12項目（89つのポジティブと93つのネガティブ）が含まれ、それぞれがXNUMXポイントのリッカート尺度でスコア付けされます。スコアが高いほど、心理的健康状態が悪化します。 クロンバックのα係数は、中国人コミュニティの男性で.XNUMX、無症状の男性で.XNUMXでした。
7 統計分析
最初に、ハンガリー人男性に対してCFAを実施し、次にサンプル1とサンプル2に対して実施して、中国人男性のコミュニティおよび無症状サンプルでの結果を相互検証しました。 パラメータ推定には、平均および分散を調整した加重最小二乗推定量（WLSMV）を使用しました。 モデル適合指数は、比較適合指数（CFI）、タッカールイス指数（TLI）、および近似の二乗平均平方根誤差（RMSEA）と標準化された二乗平均平方根残余（SRMR）によって決定されました。 .95を超えるCFIおよびTLI値は、優れた適合と見なされました（許容可能な適合の場合は≥.90）。 .06未満のRMSEA値は優れていると見なされました（適切な適合の場合は≤.08、10％の信頼区間で許容可能な適合の場合は≤.90）（ブラウンとカデック、1993年, Schermelleh-Engel et al。、2003）。 0.08未満のSRMR値（良好な適合の場合は≤.06）は、許容可能なモデルを示していると見なされました（Hu＆Bentler、1999年）。 さらに、さまざまな文化的背景（ハンガリー語と中国語）、およびコミュニティと無症状の集団の間の測定の不変性をテストするために、010つのサンプルに対してマルチグループCFAが実施されました。 構成、メトリック、スカラー、残差、潜在分散、潜在平均の010つのレベルの不変性がテストされ、それぞれの場合に比較されました。 ますます制約されるモデルを比較すると、適合指数の相対的な変化が観察され、推奨される許容範囲は次のとおりです。ΔCFI≤.015; ΔTLI≤.XNUMX; およびΔRMSEA≤.XNUMX（ミード、ジョンソン、ブラディ、2008年).
クロンバックのアルファ係数と複合信頼性（CR）値も計算されました。 性的衝動尺度（SCS）、ポルノ渇望質問票（PCQ）、一般健康質問票（GHQ-12）、OSA、BPS、およびPPCS-18の頻度の間の関連を評価して、PPCS-18の有効性を裏付けました。 変数間の相関は、年齢、性的指向、および関係の状態を制御した後、ピアソン相関係数を使用して調べられました。
PPCS-18ネットワークをXNUMXつのステップで推定および分析しました。 最初のステップは、マルコフ確率場としても知られる正規化されたネットワークを確立することでした。 LASSO回帰は、誤った接続の出現を減らすための調整に採用されました。 前に説明したように（Epskamp＆Fried、2017）、EBICハイパーパラメータは.5に設定されました。 次に、中心性統計を使用してノードの相対位置を評価し、ノードの強度、近接性、および中間性の中心性というXNUMXつの一般的な中心性メトリックをテストしました。 その中で、中間中心性とは、ノードが他のノード間の最短パス上にとどまる回数を指します。 近接中心性は、XNUMXつのノードから他のすべてのノードへの最短パスの合計の逆数です。 さらに、ネットワーク比較テストを使用して、各ネットワークの接続のグローバルな強度（つまり、関連するすべての強度の合計）を比較しました。 すべてのネットワーク分析は、 qgraph、dplyr、NetworkComparisonTest, ボットネット Rのパッケージ（バージョン3.6.2）。
8。 結果
8.1。 中国のコミュニティと無症状の男性におけるPPCS-18の妥当性と信頼性
アイテム全体の相関関係、CFA、信頼性、および収束の妥当性に関連する調査結果を以下に示します。 テーブル1。 アイテムの相関係数とそれに対応する合計スコアは、アイテム分析の適切な適合性を示すために計算されました。PPCS-18は無症候性の中国人男性のアイテム間に強い相関関係があり、PPCS-18はCFAを使用して良好または許容可能な適合指数を示しました。 18つのコミュニティサンプル。 RMSEAは無症候性男性の閾値よりわずかに高かったが、CFI、SRMRは良好であり、TLIは許容範囲内であった。 相関分析に基づいて、PPCS-XNUMXは、性的衝動、ポルノへの渇望、および一般的なメンタルヘルスの定性的指標と正の関連があり、OSAの頻度を含む定量的指標がそれに続きました。
テーブル1。 男性の18つのグループにおけるPPCS-XNUMXの信頼性と妥当性
| サンプル | rs（アイテム-合計相関） | 確認因子分析 | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| WLSMVχ 2/df | CFI | TLI | RMSEA [90％CI] | SRMR | α | CR | ||
| ハンガリーのコミュニティの男性 | （.58-.73） *** | 7155.758/120 | .973 | .965 | .079 [.077、.081] | .029 | .94 | .97 |
| 中国のコミュニティの男性 | （.61-.83） *** | 723.926/120 | .980 | .974 | .085 [.079、.091] | .026 | .95 | .97 |
| 中国の助けを求める男性 | （.53-.79） *** | 6381.479/120 | .951 | .938 | .106 [.104、.108] | .035 | .94 | .96 |
ノート。 CFI =比較適合指数、TLI =タッカー・ルイス指数、RMSEA =近似の二乗平均平方根誤差、CI =信頼区間、SRMR =標準化された二乗平均平方根残余。 α=クロンバックのアルファ; CR =複合信頼性 *** p <.001。
9.文化間および地域社会および無症状の男性におけるPPCS-18の測定不変性試験
測定の不変性の結果を以下に示します。 テーブル3。 構成の不変性については、RMSEAは推奨されるしきい値（つまり、.10）よりもわずかに高かったが、モデルはCFI、TLI、およびSRMRで許容可能な適合指数を示した。 したがって、不変性テストの次のステップのために、このモデルを保持しました。 メトリックモデルでは、適合指数は前のモデルと比較してより適切でした。 その後、スカラーと残差の不変性が達成されましたが、潜在的な平均の不変性は達成されませんでした。これは、コミュニティと無症候性の男性の間に潜在的な平均の違いが存在することを示唆しています（参照 テーブル3）。 モデル識別の目的で無症候性男性の潜在的平均差がゼロに制限された場合、コミュニティ男性の個人の潜在的平均は、無症候性男性の参加者の潜在的平均よりも大幅に低かった（サンプル1：-0.88〜-1.81 SD XNUMXつの要因で、 p <.001; サンプル3：-0.39〜-2.46 SD XNUMXつの要因で、 p <.01）、無症状の個人がPPCSで、中国およびハンガリーのコミュニティサンプルよりも有意に高いスコアを示したことを示しています。 要約すると、PPCS-18は、中国人とハンガリー人のコミュニティの男性で同様の意味と潜在的な構造を持っており、中国人とハンガリー人の男性の比較に使用される可能性があります。
10.各サンプルにおけるPPCS-18のXNUMXつの要因の相互作用
マルコフ確率場の結果は、ハンガリー人と中国人の男性の間に有意差があることを示しました（p <.01）。 中国のコミュニティと無症状の男性の間では、対立は顕著性と負の関係がありました。 そうでなければ、紛争は顕著性に直接関係せず、ハンガリー人男性の間で他の要因と正の相関関係がありました（参照 図1）。 中国のコミュニティと無症候性の男性の概略図は類似しており、接続性の世界的な強さに有意差は観察されませんでした（p = 0.6）。 中心性の推定値は、 図2 （中心性プロット）。 76.8つのサンプルのネットワークでは、撤退が最も中心的なノードでしたが、寛容は無症状の個人のネットワークの中心的なノードでもありました。 これらの推定を支持して、撤退はすべてのネットワークで高い予測可能性によって特徴づけられました（中国のコミュニティの男性：68.8％、中国の無症状の男性：64.2％、およびハンガリーのコミュニティの男性：XNUMX％）。
図1。 男性のXNUMXつのグループのネットワーク概略図。 ノート。 左側に中国のコミュニティ男性ネットワーク、右側にハンガリーのコミュニティ男性ネットワークが表示されます。 真ん中は中国の無症状のサンプル男性のネットワークです。 実線のエッジは正の関係を示し、破線のエッジは負の関係を示します。
図2。 男性のXNUMXつのグループのノード中心性プロット
11。 討論
PPUを評価するためのいくつかの尺度が研究者や臨床医に利用可能ですが、その後、異なる文化間で再検証されたものはほとんどなく、無症状の男性の尺度の心理測定特性はめったに調べられていません。 さらに、そのようなサンプルにおいて、PPUに関連する症状領域がどのように関連するか（すなわち、顕著性、離脱、耐性、気分の変化、葛藤、および再発の間の相互関係）はよくわかっていません（Bőthe、Lonza、et al。、2020）。 したがって、中国の文脈でPPCS-18の信頼性と妥当性を調べ、中国のコミュニティと無症状の男性での使用に対するサポートを示しました。 PPCS-18の中国語版は、中国のコミュニティと無症状の男性の両方で、高い内部一貫性、複合的な信頼性、および収束の妥当性を示しました。 測定不変性テストは、スケールがハンガリーのコミュニティ、中国のコミュニティ、および中国の無症状の集団に同様に適用可能であることを示唆し、スケールの潜在的な異文化間および臨床的有用性を支持しました。 ネットワーク分析は、PPCS-18のXNUMXつの要因間の相互作用がハンガリー人と中国人の男性で有意に異なることを示しました。 中心性の推定では、無症状サンプルの主要な症状は離脱症状と耐性でしたが、離脱ドメインのみが両方のコミュニティサンプルの中心ノードでした。
12.中国人集団におけるPPCS-18の妥当性と信頼性
PPCS-18の構成概念妥当性と信頼性は、これら18つの独立した別個のサンプルで相互検証されました。 PPCS-2020の構成概念妥当性がサポートされただけでなく、ポルノへの渇望、強迫的な性行動、OSAの頻度、および参加者の一般的な心理的健康レベルとの関連を報告することによって、その収束的妥当性も確立されました。 以前の研究（Bőtheetal。、18b）と同様に、OSAの18つのサブタイプとPPCS-XNUMXの間の相関係数が小さいものから大きいものまであるため、OSAの頻度はPPUの信頼できる指標としては見えませんでした。これは、PPCS-XNUMXが中国の状況におけるPPUの定量的側面にも敏感である可能性があることを示唆していますが、この可能性は追加の研究を必要とします。
消費の頻度に加えて、ポルノへの渇望を誘発する可能性のあるコンテンツなどの定性的な側面を考慮する必要があります（Kraus＆Rosenberg、2014年）。 渇望の主観的な経験は中毒の一般的な要素です（Kraus＆Rosenberg、2014年）、そして離脱後の中毒性のある行動の発生、維持、再発の予測に関連しています（ドラモンド、リッテン、ローマン、ハント、2000年）。 以前の研究と一致している（ゴーラとポテンザ、2016, Youngら、2000）、より悪いメンタルヘルススコアとより強迫的な性行動はより高いPPCSスコアと相関しました。 これらの結果は、PPUのスクリーニングと診断において、渇望、メンタルヘルス要因、および強迫的使用を考慮することが賢明である可能性があることを示唆しています（Brand、Rumpf et al。、2020）。
PPCS-18は、ハンガリー人と中国人のコミュニティの男性でスケール不変性を示しました。これは、18つの文化の両方で確実に使用できる可能性があることを示しています。 さらに、測定不変性テストは、PPCS-2020スコアの潜在平均がコミュニティの男性よりも無症状の男性の方が高いことを示し、以前の調査結果を裏付けています（Bőtheetal。、2020a;Bőthe、Lonza、et al。、18）。 無症候性の男性は、コミュニティの男性と比較して、PPCS-XNUMXのXNUMXつの要因すべてで高いスコアを報告しました（参照 テーブル2）、その有効性をさらにサポートし、スケールの潜在的な臨床的有用性も示しています。 現在の調査結果と一致して、PPUを持つ個人はしばしば渇望、不十分な自制心、より悪い精神的健康を示します（Chenら、2018, Cooperら、2004）。 さらに、過度の使用と不十分な管理（すなわち、衝動/渇望の管理の難しさ）は、PPUを評価するさまざまな定義と尺度の間で共有されています（Bőtheet al。、2017, グッドマン、1998, カフカ、2013, Krausら、2016, ウェリとビリュー、2017）。 私たちのデータは、PPCS-18が中国で他の法域や無症候性の男性と同様の特徴を示していることを裏付けています。
テーブル2。 記述的分析およびPPCS-18スコアと中国人コミュニティおよび無症候性男性における他の測定値との関連
| 秤 | 中国のコミュニティの男性（N = 695） | 中国の無症状の男性（N = 4651） | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| レンジ | 歪度（SE) | 尖度（SE) | M（SD） | PPCS-18 | 歪度（SE） | 尖度（SE) | M（SD） | PPCS-18 | |
| 1-7 | .76（.09） | -0.15（.19） | 2.58（1.31） | _ | 0.10（.04） | -0.63（.07） | 4.36（1.33）*** | _ |
| 1.1サリエンシー | 1-7 | 1.01（.09） | 0.72（.19） | 2.22（1.20） | .78*** | 0.50（.04） | -0.88（.07） | 3.39（1.65）*** | .82*** |
| 1.2気分の変更 | 1-7 | 0.85（.09） | -0.06（.19） | 2.48（1.44） | .82*** | 0.22（.04） | -0.47（.07） | 3.76（1.74）*** | .82*** |
| 1.3の競合 | 1-7 | 0.79（.09） | -0.36（.19） | 2.82（1.73） | .81*** | -0.50（.04） | -0.99（.07） | 5.09（1.49）*** | .75*** |
| 1.4公差 | 1-7 | 1.24（.09） | 0.83（.19） | 2.34（1.52） | .90*** | -0.07（.04） | -0.60（.07） | 4.34（1.73）*** | .88*** |
| 1.5再発 | 1-7 | 0.71（.09） | -0.61（.19） | 2.95（1.80） | .89*** | -0.60（.04） | -0.45（.07） | 5.30（1.47）*** | .77*** |
| 1.6撤退 | 1-7 | 0.92（.09） | 0.13（.19） | 2.53（1.48） | .91*** | 0.01（.04） | -0.89（.07） | 4.31（1.65）*** | .88*** |
| 1-4 | 0.76（.09） | 0.10（.19） | 1.99（0.71） | .75 *** | -0.29（.04） | -0.49（.07） | 2.90（0.68）*** | .57 *** |
| 1-7 | 0.57（.09） | -0.36（.19） | 2.94（1.30） | .74 *** | 0.26（.04） | -0.67（.07） | 4.23（1.37）*** | .65 *** |
| 0-2 | 0.40（.09） | -0.96（.19） | 0.75（0.61） | .81 *** | -0.43（.04） | -1.15（.07） | 1.55（0.39）*** | .61 *** |
| 0-3 | 1.10（.09） | 1.37（.19） | 0.93（0.55） | .43 *** | 0.18（.04） | -0.68（.07） | 1.57（0.69）*** | .38 *** |
| 1-9 | 1.39（.09） | 2.32（.19） | 2.20（1.01） | .56 *** | 1.68（.04） | 4.03（.07） | 2.90（1.15）*** | .39 *** |
| 6.1SEMの表示 | 1-9 | 0.83（.09） | 0.29（.19） | 2.91（1.44） | .63 *** | 0.32（.04） | -0.07（.07） | 4.49（1.55）*** | .48 *** |
| 6.2浮気と関係 | 1-9 | 1.62（.09） | 2.03（.19） | 2.10（1.56） | .14 *** | 2.12（.04） | 4.29（.07） | 1.95（1.58）*** | .08 *** |
| 6.3パートナーを求める | 1-9 | 2.35（.09） | 5.36（.19） | 1.63（1.24） | .26 *** | 2.87（.04） | 8.75（.07） | 1.64（1.43） | .15 *** |
| 6.4サイバーセックス | 1-9 | 2.27（.09） | 6.08（.19） | 1.65（1.13） | .41 *** | 1.98（.04） | 3.88（.07） | 2.02（1.61）*** | .22 *** |
ノート。 PPCS-18はハンガリーのサンプルで開発されたため、ハンガリーのサンプルの外部および収束は測定されませんでした。 SCS =性的衝動尺度、PCQ =ポルノ渇望アンケート、OSA =オンラインの性的活動、BPS =簡単なポルノ画面、GHQ =一般的な健康アンケート、SEM =性的に露骨な内容。 ***上記 M (SD）無症候性男性のは、コミュニティの男性との有意差を示しています。
- ***
p <.001。
テーブル3。 文化的背景およびコミュニティ/無症状の男性にわたるPPCS-18の測定不変性テストの指標
| モデル | WLSMVχ2(df) | CFI | TLI | RMSEA | 90％CI | SRMR | △χ2(df) | △CFI | △TLI | △RMSEA |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| （A）構成 | 25622.135 *（360） | .935 | .917 | .120 | .118-.121 | .035 | - | - | - | - |
| （B）メトリック | 15057.070 *（384） | .962 | .955 | .088 | .087-.089 | .031 | -12490.935 *（24） | .007 | .038 | - 032 |
| 16788.044 *（552） | .958 | .965 | .077 | .076-.078 | .034 | 1730.974 *（168） | - 004 | .010 | - 011 |
| （D）残差 | 17521.081 *（588） | .956 | .966 | .077 | .076-.078 | .038 | 733.037 *（36） | - 002 | .001 | .000 |
| （E）潜在分散 | 8649.892 *（630） | .981 | .986 | .049 | .048-.050 | .050 | -8871.189 *（42） | .025 | .020 | - 028 |
| （F）潜在的手段 | 74078.612 *（642） | .811 | .865 | .153 | .152-.154 | .082 | 65428.72 *（12） | - 170 | - 121 | .104 |
ノート。 WLSMV =加重最小二乗平均および分散調整済み推定量。 χ2 =カイ二乗; df =自由度; △TLIは、行モデルと前のモデルのTLIの違いです。 △CFIは行モデルと前モデルのCFIの違いです。 △RMSEAは、行モデルと前モデルのRMSEA変更です。 太字は、達成された不変性の最終レベルを示します。 *p <.01
13.コミュニティおよび無症状の男性におけるPPU症状のネットワーク
異常性欲におけるネットワークアプローチの適用に似ています（ヴェルナー他、2018年）、PPCS-18が異なるサンプル間で類似または異なる関係を示すかどうかを調べるために、このアプローチをPPUに適用しました。 18つのサンプルの全体的なネットワークトポロジは、PPCS-XNUMXのドメイン間の関係に文化関連の違いがある可能性があることを示唆しています。 中国人男性では、対立要因は顕著性と負の関連がありましたが、ハンガリー人男性では、顕著性は対立とは関連していませんでした。 中国における過去数十年にわたる大規模な社会経済的変化と並行して、ますます多くの中国人が保守的な性的態度、特にセックスを不道徳と定義する人々を批判し、代わりに性的快楽の重要性を強調し始めています（林、2018, ウォン、2014年）。 現在の研究では、参加者は男性でした。 中国で主流の性的スクリプトでは、男性は性的表現を追求し、より寛容な性的態度を示すことが奨励されています（Zheng et al。、2011）。 したがって、男性の考えがポルノに焦点を合わせている場合、彼らは対立を経験しないかもしれません。 一方、PPCSの「紛争」要素の評価は、紛争のより周辺的な側面（例えば、性生活への悪影響）の包含と、紛争のより中心的な側面（例えば、対人紛争）の除外に限定されます。 （（フェルナンデス＆グリフィス、2019）。 ただし、紛争と顕著性の関係における中国人男性とハンガリー人男性の関係の根本的な違いの正確な理由は、特に社会的受容や政府によるポルノ使用の規制などの要因が管轄区域によって異なる可能性があることを考えると、追加の調査が必要です。
さらに、PPCS-18のXNUMXつの要因の中心性の推定値は、XNUMXつのサンプルすべての中で最も重要な要因として離脱を示しました。 無症候性の参加者間の強さ、近さ、および中間性の中心性の結果によると、耐性も重要に寄与し、離脱に次ぐものでした。 これらの発見は、離脱症状と耐性が無症状の個人において特に重要であることを示唆しています。 耐性と離脱は、依存症に関連する生理学的基準と見なされます（ヒンメルスバッハ、1941）。 耐性や離脱などの概念は、PPUの将来の研究の重要な部分を構成する必要があります（deAlarcónetal。、2019, フェルナンデスとグリフィス、2019年). グリフィス（2005） 中毒性があると見なされる行動には、耐性と離脱症状が存在する必要があると仮定しました。 私たちの分析は、離脱および耐性ドメインがPPUにとって臨床的に重要であるという概念を支持しています。 リードの見解と一致している（リード、2016）、強迫的な性行動を伴う患者の耐性と離脱の証拠は、機能不全の性行動を習慣性として特徴づける上で重要な考慮事項である可能性があります。
14 限界と今後の研究
本研究は制限がないわけではない。 まず、時間的安定性はテストされていません。 次に、自己報告手段を使用してデータを収集しました。 したがって、結果の信頼性は、回答者の正直さと正確さ、および項目の理解に依存します。 第三に、RMSEA値は無症候性サンプルでわずかに高く、さらなる研究が必要です。 参加者には18〜48歳の男性のみが含まれていました。 したがって、高齢者および女性におけるPPCS-18の適用性をさらに調査する必要があります。 性別による違いが文化的要因または管轄的要因の影響を受ける可能性があるかどうかはまだ不明です。 したがって、女性、多様な年齢層、その他の文化や管轄区域など、より多様なサンプルでPPCS-18を検証するには、さらに多くの調査が必要です。 さらに、研究された無症状のグループは、オンラインフォーラムから派生しました。 調査結果が他の設定（例えば、対面治療を提供する設定）にまで及ぶ可能性がある範囲は、さらなる研究を必要とします。
結論
PPCS-18は、ハンガリーと中国のコミュニティの男性、およびポルノの使用が適切に管理されていないと報告した中国の無症状の男性に強い心理測定特性を持っていました。 したがって、PPCS-18は、特定の西部および東部の管轄区域全体でPPUを評価するための有効で信頼できる手段であるように思われ、無症状の個人の間で使用される可能性があります。 さらに、PPCS-18ドメイン間の関係は、さまざまな集団の明確な特性を反映している可能性もあり、現在の調査結果は、離脱症状と耐性がPPUで考慮することが重要であることを示唆しています。 調査結果は、中国の無症状およびコミュニティのサンプルを報告し、PPCS-18の一般化可能性を拡大し、文化間の異なる症状ドメイン間の関係を調査することにより、理解を深めます。
資金調達
この研究は、中国国立社会科学財団（助成金番号19BSH117およびCEA150173）および福建省の教育改革プロジェクト（FBJG20170038）によって支援されました。 BBは、Team SCOUP – Sexuality and Couples – Fonds de rechercheduQuébec、SociétéetCultureによるポスドクフェローシップ賞によって資金提供されました。 ZDは、ハンガリー国立研究開発イノベーションオフィス（助成金番号：KKP126835、NKFIH-1157-8 / 2019-DT）によってサポートされていました。 MNPの関与は、センターオブエクセレンスの助成金を通じて、国立責任あるゲームセンターによってサポートされました。 資金提供機関は原稿の内容に情報を提供しておらず、原稿に記載されている見解は著者の見解を反映しており、必ずしも資金提供機関の見解を反映しているわけではありません。
利害の衝突
著者は、この原稿の内容に関して利益相反を宣言しません。
引用されていない参考文献
Bőtheet al。、2018, Bőtheet al。、2019, Bőtheet al。、2019, Bőthe他、印刷中, Bőtheet al。、2020, Bőtheet al。、2019, Bőtheet al。、2020, Bőtheet al。、2018, Brandら、2019, Brandら、2019.
;