女性の間で問題のあるポルノ使用を求める治療法(2017)

2017年10月16日:1-12. doi: 10.1556/2006.6.2017.063.

Lewczuk K 1Szmyd J 2Skorko M 3 Gola M 3、4

 

抽象

背景とねらい

以前の研究は男性の間で問題のあるポルノ使用(PU)を求める治療に関連する心理的要因を調べた。 本研究では、問題のあるPUの治療を求める女性に焦点を当て、問題のあるPUに関連する変数に関して、問題のないポルノユーザーと比較した。 第二に、問題のあるPUに関連する重要な構成要素間の関係を経路分析法を用いて検討し、女性間での治療探索の予測因子を強調した。 また、男性の以前の研究と私たちの結果を比較しました。

メソッド

719-14歳の63ポーランド語を話す白人女性を対象とした、問題のあるPUに対する39治療シーカーを含む調査研究が行われました。

結果

単なるPUの量と治療を求めることとの間の正の関係は、治療を求めることの他の2つの予測因子、すなわちPUに関連する宗教性および否定的な症状を導入した後にその重要性を失う。 このパターンは、男性に関する以前の研究で得られた結果とは異なります。

議論

男性のサンプルに関する以前の研究とは異なり、我々の分析は、女性の場合、PUに関連する陰性症状を説明した後でさえ、単なる量のPUが治療を求める行動に関連し得ることを示した。 さらに、宗教は女性の間で治療を求める重要な予測因子であり、女性の場合、問題のあるPUを求める治療は、PUの経験した否定的症状だけでなく、PUおよび社会規範に関する個人的信念によっても動機付けられることを示し得る。

結論

女性の場合、PUに関連する陰性症状、PUの量、および宗教性は、治療を求めることに関連しています。 これらの要因は治療において考慮されるべきです。

イントロダクション

セクション:
 
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人間の性行動は、さまざまな生物学的要因、心理的要因、社会的要因、および文化的要因によって異なります。 おそらく最も重要なのは性別です。 男性と女性は、生理学的反応および性的反応の心理学の点で異なります。Ciocca et al。、2015; レビン、2005)、設定、およびアクティビティ(Hsu et al。、1994; ウィルソン、1987; Wilson&Lang、1981年; Wood、McKay、Komarnicky、およびMilhausen、2016年) たとえば、励起、プラトー、オルガスム、解像度など、古典的な4つの連続した段階を取ります。ジョージアディス&クリンゲルバッハ、2012年; Gola、Kowalewska、Wierzba、Wordecha、およびMarchewka、2015年) これらは男性の性的反応サイクルを非常に正確に記述していますが、女性の性的応答サイクルを同様の精度で記述するように拡張する必要がありました(バッソン、2000, 2005) また、男性の性的覚醒は 男女別、 一方、女性の性的興奮はもっとあるようです 性別不特定 (女性は両方の性からの性的刺激に対する覚醒を経験する可能性が高い)(Huberman&Chivers、2015年; Huberman、Maracle、およびChivers、2015年) さらに、ポルノ使用(PU)の観点から男女の違いを示す研究が増えています。 デンマークの代表的なサンプルのデータによると、男性よりも女性の方が3.7倍の通常(週単位)ポルノ利用者が少ない(18.3%対67.6%)(半分、2006) スカンジナビアの成人のサンプルから収集された最新のデータ(Kvalem、Træen、Lewin、およびŠtulhofer、2014年男性の81%と女性の18%は、毎週インターネットポルノグラフィーを使用していると報告している。 強迫的な性行動(CSB)の治療を求めている個人の間で、非常によく似た割合が観察されます:19.6%の女性と80.4%の男性(ドイツ社会学会の47セラピストによる報告; Klein、Rettenberger、およびBriken、2014年) さらに、ノルウェーのサンプルでは、​​生涯ポルノへの曝露は約30%低く、67%対94%です(Træen&Daneback、2013年)、および米国市民サンプルの62.1%と93.2%Sabina、Wolak、およびFinkelhor、2008年) また、最近の調査では、PUのエピソードのうち11.8%のみが同性愛者の女性の間でオナニーを伴うことが示された(同性愛者間の23.9%)(同性愛者の間で42.2%)(同性愛者間の51.4%)Træen&Daneback、2013年) さらに、あるタイプのエロティックな視覚刺激に対する感情的な反応の価数にも性差があります。Wierzba et al。、2015).

研究者らは、ポルノグラフィーは男性と同様に多くの点で女性にも有益である(Leiblum、2001)ことを示している(Häggström-Nordin、Tydén、Hanson、& Larsson、2009 ; Rothman、Kaczmarsky、Burke、Jansen、& Baughman、2015)。ただし、ポルノグラフィーが一部の個人にとって問題行動になり得ることを示す証拠が増えつつある(Gola、Lewczuk、& Skorko、2016 ; Gola & Potenza、2016 ; Gola、Wordecha、et al.、2017 ; Kraus、Martino、& Potenza、2016 ; Kraus、Voon、& Potenza、2016 ; Park et al.、2016 ; Potenza、Gola、Voon、Kor、& Kraus、2017)。最近の研究では、問題のあるPU(性的な欲求)の治療を求める人と治療を求めない人を区別する性行動の重要な特徴が特定されました(Gola et al., 2016 ; Kraus, Martino, et al., 2016)。これらの研究は、問題のあるPUに関する重要な情報を提供しましたが(この点については本節でさらに詳しく説明します)、男性サンプルのみに焦点を当てているという限界があります。私たちは、性行動とPUには男女間で明確な違いがあるため、これらの研究の結果を女性に一般化することはできないと主張し、その結果、女性の性行動の特異性を考慮した女性サンプルに関する個別の分析が必要であると考えています。同時に、女性の治療を求める予測因子を調査した先行研究が不足しているため、入手可能な男性サンプルに関する同様の研究は、女性に関する新しい分析の有用な参照点となります。私たちはまさにこの方法でそれらを使用するつもりであり、そのために、女性における問題のあるPUを調査するための出発点となる、男性サンプルに関する以前の研究について簡単に説明します。

上記の研究(Gola et al., 2016)では、問題のあるポルノ使用(PU)の治療を求めている異性愛者の男性132人を評価しました。治療を求めていないポルノ使用者437人と比較することで、PUの量(週あたりの時間数で測定)が治療を求めるかどうかを予測できるのか、それともこの関係がPUに関連する否定的症状(性依存症スクリーニングテスト改訂版(SAST-R)で測定)によって媒介されるのかを明らかにすることを目的としました(Carnes, Green, & Carnes, 2010 ; Gola, Skorko, et al., 2017)。私たちの分析では、PUの量自体は治療を求めることと弱い関係しかなく、この関係はPUに関連する否定的症状の量によって完全に媒介されることが示されました。後者の変数はPUの量よりもはるかに強く治療を求めることと関連しており、治療を求めることの分散の42%を説明しました。また、過去の研究で問題のあるPUにとって重要であると仮定された他の変数、例えばPUの開始時期と年数、宗教性、年齢、二者間の性行為、関係状況なども調査しました(女性の問題のあるPUを反映するこのモデルの形状の初期再現については図1を参照)( Gola et al., 2016)。

図親削除  

図1.拡張モデルのパス解析。標準化パス係数は、95%バイアス補正信頼区間(** p ≤ .001; * p < .05)を用いて検定した。括弧内の値は、間接経路を考慮する前の直接効果の標準化係数である。太字の矢印は、主要仮説に関連する関係性を示す。その他のパスは、副次的仮説を表す。変数名のPUはポルノグラフィーの使用を意味する。破線は、女性の最終モデルから除外されたパスを示す。各変数のサンプルサイズは表1に示されている。

PUにおける性差が大きいことを考慮すると、女性サンプルでは関係性の状況が異なると我々は仮説を立てる。まず、PUの否定的症状を考慮した後でも、PUの量そのものが男性よりも女性において治療を求める行動とより強く関連している可能性があると考える。18歳から30歳の女性のうち、毎週定期的にポルノを見るのはわずか18%であるため(Hald, 2006)、男性ではそのような行動が規範的であると認識されるのとは対照的に、逸脱した行動と認識される可能性がある。男性の大多数(18歳から30歳の67.6%~81%)は毎週ポルノを見ている(Hald, 2006 ; Kvalem et al., 2014)。したがって、これが我々が予想できる主な性差である。2つ目の重要な違いは、宗教性が治療を求める行動に与える影響に関連している可能性がある。最近の研究では、Martyniuk、Dekker、Sehner、Richter-Appelt、およびBriken(2015)は、PUの量を予測する際に、宗教性と性別の間に興味深い相互作用があることを示しました。女性では、高い宗教性はPU​​の量と負の相関関係にありました。驚くべきことに、男性では、自己申告による宗教性はPU​​と正の相関関係にありました(Martyniuk et al.、2015)。これは、以前の研究(Gola et al.、2016)でも観察されたことです。Grubbs、Exline、Pargament、Volk、およびLindberg(2016)は、男性と女性の一般集団におけるPUの量(宗教的な人とそうでない人の間では同程度である)は、宗教的な個人の間でのより高い精神的葛藤と関連しており、ポルノへの自己認識された依存につながる可能性があることを示しました。したがって、PUに関連する否定的な症状と宗教性の両方が、女性における問題のあるPUの治療を求めることの重要な予測因子となる可能性があると我々は仮説を立てる。

要約すると、本稿では主に 2 つの目的があります。 1 つ目は、問題のある PU に関連する変数に関して、治療を求める女性グループと治療を求めない女性グループを比較することです。 2 つ目は、問題のある PU に関連する重要な変数間の関係のモデルを作成し評価することであり、特に女性における治療を求める潜在的な予測因子に焦点を当てています。 この目的を達成するために、治療を求める人と治療を求めない人の平均値の単純な比較に頼ることはできませんでした。この方法では、文献で想定され検証する必要のある複雑な媒介をテストすることができないからです。 代わりに、パス解析モデリングを使用し、治療を求めることを主な従属変数とするモデルを作成しました (詳細については、「方法」および「結果」のセクションを参照してください)。 この分析の部分では、男性向けの以前のモデル ( Gola et al., 2016 ) を出発点として扱いました。 次のステップでは、このモデルに重要な変更を加えて、女性の問題のある PU を反映するようにしました。さらに、「考察」のセクションでは、本研究における女性サンプルと、これまでの男性を対象とした分析との主な相違点を強調した。

メソッド

セクション:
 
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データ収集と課題

データは、2014 年 3 月から 2015 年 9 月の期間に、オンライン調査を通じてコーカサス系ポーランド市民のサンプルから収集されました。問題のある PU の治療を求める女性の十分な数 ( N = 39) を獲得するのに、ほぼ 18 か月かかりました。このために、23 人の専門セラピスト (心理学者/心理療法士 17 人、精神科医 4 人、性科学者 2 人) に、問題のある PU を申告する新規クライアントを調査に紹介するよう依頼しました。以前の研究 ( Gola et al., 2016 ) と同様に、主な包含基準は、問題のある PU の治療を求めていることと、過剰性欲障害の 5 つの基準のうち 4 つを満たしていること ( Kafka, 2010による) でした。除外基準は、次の質問で評価される併存する双極性障害または躁病でした。「双極性障害と診断されたことがありますか?」治療を求めていない女性 ( N = 676) は、ソーシャルメディア広告を通じて募集されました。調査に参加する際、回答者はインフォームド・コンセントに関する情報を受け取りました。参加者の平均年齢は 26.5 歳 ( SD = 5.93) で、462 人が異性愛者、86 人が両性愛者、19 人がレズビアンでした (152 人は性的指向に関する情報を提供しませんでした)。性的指向は、キンゼイの性的指向尺度 ( Wierzba et al., 2015 ) のポーランド語版で測定されました。欠損データのある観測値はペアごとに除外され (全体の回答率 = 70%)、各変数の最終的な参加者数はわずかに異なり、治療を求めるグループでは 39 人から 15 人まで変動しました (表1 )。性的指向に関しては、治療を求めるサンプルでは、​​17 人の女性が異性愛者、6 人が両性愛者、1 人がレズビアンであると回答しました (さらに 15 人の女性は回答しませんでした)。治療を求めていないグループでは、444人の女性が異性愛者、80人が両性愛者、18人がレズビアンであると回答した。

 

  

表

表1.女性における治療受診の有無(あり/なし)に応じた、モデルで使用した変数の記述統計量と平均順位比較(マン・ホイットニーU検定、対応する効果量)

 

 


  

 

表1.女性における治療受診の有無(あり/なし)に応じた、モデルで使用した変数の記述統計量と平均順位比較(マン・ホイットニーU検定、対応する効果量)

  N 平均 SD レンジ η2 効果の大きさ
変数名 はい いいえ はい いいえ はい いいえ はい いいえ
1 陰性症状(0〜20) 29 589 11.34 3.99 4.71 3.15 18 20 0.081 **
2 ポルノの消費頻度(分/週) 13 265 639.92 103.02 857.85 218.19 2,384 2,398 0.031 **
3 主観的宗教(0〜4) 21 461 2.19 1.05 1.44 1.33 4 4 0.027 **
4 宗教的慣行(分/週) 15 185 339.93 87.70 298.31 95.73 1,140 540 0.115 **
5 ポルノの消費年数 22 420 10.36 9.20 6.32 6.15 25 37 0.002
6。ポルノ消費量の開始(年) 21 412 17.00 17.52 8.59 5.56 35 36 0.005
7。 年齢 39 651 27.38 26.43 8.72 5.57 27 49 0.000
8 最後の二項性行為からの経過時間(0〜7) 28 549 2.96 3.80 2.59 1.98 7 7 0.006
9 1日中の最大のオナニー数 20 433 7.15 3.72 5.74 3.00 20 20 0.021 *
10 ポルノを見続ける最長期間 20 433 197.05 75.40 258.75 99.15 1,199 1,199 0.088 **

注:マン・ホイットニーU検定により、グループ間の平均スコアに有意差が認められました。治療を求めるかどうか(0:いいえ、1:はい)に関して、 χ²検定により、関係の状態(0:関係なし、1:関係あり)は治療を求めるかどうか(はい/いいえ)によって差がありませんでした。χ²(1)= 1.87、p = .172、効果量:φ = 0.07。

* p < .05。** p < .001。

結果の測定

すべての評価指標は、以前の研究( Gola et al., 2016 )と全く同じであり、より詳細な説明はそちらに記載されている。主な評価指標である治療探索行動は、問題のある性欲(PU)に対する実際の治療探索行動(スクリーニングを行い、調査に案内した心理学者、精神科医、または性科学者との接触)である。対照群として、治療探索を行わなかった被験者に対する調査では、性行動のために何らかの援助を受けたことがあるかどうかを尋ねた。そのようなケースはなかった。

PUの量は、過去1か月間にPUに費やした平均時間(分/週)として測定されました。陰性症状は、SAST-Rのポーランド語版[はい/いいえで回答する20項目(Gola、Skorkoら、2017)]で評価され、(a) 性行動への執着、(b) 感情、(c) 性行動による人間関係の障害、(d) 性行動を制御できなくなったという感覚を測定しました。ポルノ中毒症状の潜在構造の分析は直接の目的ではなかったので、SAST-R質問票の総合スコアを観測変数として扱いました。この研究における質問票の内的整合性は非常に高かった(クロンバックのα = .82)。

回答者の年齢は年単位で表され、PUの開始は回答者が露骨な性的画像や動画を見始めたと申告した年齢として測定され、PUの年数はPUの開始と回答者の実際の年齢から計算されました。主観的な宗教性は、次の質問を通して、0(絶対にいいえ)から4(絶対にはい)までのアンカーを持つリッカート型の尺度で測定されました。「あなたは自分を宗教的な人だと思いますか?」この尺度で 0 より大きい値を申告した人には、宗教的または精神的な実践(祈り、礼拝/儀式への参加、精神的な本の読書、瞑想など)に費やした平均時間(分/週)を申告してもらい、宗教的実践に関する追加の質問をしました。また、 0 から 7までの順序尺度(0 – 今日、1 – 昨日、2 – 過去 3 日、3 – 過去 7 日、4 – 過去 30 日、5 – 過去 3 か月、6 – 90 日以上前、7 – 他の人と性行為をしたことがない)を使用して、最後の二者間性行為からの経過時間も尋ねました。被験者には、最も正確な回答を選択するように求めました。関係の状態は、関係にあるかどうかの申告(正式な関係または非公式な関係 = 1、そうでない場合 = 0)として測定しました。変数「1日の最大自慰回数」は、1日の間に行った自慰の最大回数を自己申告したものであり、変数「ポルノをノンストップで視聴した最長時間」は、ポルノを中断せずに視聴した最長のエピソード(分単位)を自己申告したものである。

統計分析

まず、問題のあるPUと治療を求めることに関連する変数の平均値を、マン・ホイットニーU検定を用いて比較しました。この検定を用いたのは、比較対象グループ(治療を求めるグループと治療を求めないグループ)のサンプルサイズが不均等であり、両グループで分散が不均一であったためです。次に、パス解析を用いて、問題のあるPUに関連する変数間の仮説的な関係の有意性を検定しました。パス解析法を選択したのは、1つのモデル内で複数の外生変数と内生変数間の複雑な階層的関係を検定できるためです。この分析では、治療を求めるグループと治療を求めないグループを比較するのではなく、治療を求めることを主要な従属変数とし、問題のあるPUに関連するその他の重要な変数をその予測変数として検定しました。分析には、最尤推定法を用いたIBM SPSS Amos( Arbuckle、2013 )を使用しました。変数の一部が正規分布に従わなかったため、標準化係数の有意性を 5,000 回のブートストラップ反復で推定し、相関行列を入力として使用しました。間接効果の有意性は、95% バイアス補正ブートストラップ信頼区間を使用してテストしました ( MacKinnon、2008 )。モデルの適合度は、いくつかの確立された統計量を使用してテストしました。適合度が良好であるとは、χ 2検定の結果が有意でないこと、比較適合度指数 (CFI) の値が 0.95 より大きいこと、近似の二乗平均平方根誤差 (RMSEA) が 0.06 より小さいこと、標準化二乗平均平方根残差 (SRMR) が 0.08 より小さいことによって示されます ( Hu & Bentler、1999 )。

倫理

研究資料およびプロトコールは、ポーランド科学アカデミーの心理学研究所の倫理委員会によって承認された。 すべての被験者は研究について知らされ、そして全員がインフォームド・コンセントを与えられた。

結果
セクション:
 
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問題のあるPU

分析は、問題のあるPUに関連する変数に関して、治療を求める女性と治療を求めない女性を比較することから始めました。表1は、対応するマン・ホイットニーU検定の結果と、イータ二乗(η²)係数で示される効果量、および両グループの基本的な記述統計を示しています治療を求める女性は、治療を求めない女性と比較して、PUに関連する否定的症状の量とPUの量に関して高いスコアを示しました。さらに、治療を求める女性は、1日あたりの自慰行為の最大回数と、ポルノの連続視聴のエピソードがより長いと申告しました。興味深いことに、治療を求めるグループは、宗教的実践と主観的宗教性でより高いスコアを達成しました。

最後に、我々の結果は、治療を求めているグループと治療を求めていないグループは、最後の二項性行為からの経過時間、年齢、発症、およびポルノの消費年数に関して差がないことを示しています。

治療を求めることに関連する要因

次に、パス解析モデルを用いて、問題のあるPUと女性における治療を求めることに関連する変数間の関係を調べました。これらのモデル内で検証した仮説は、入手可能な文献(Kraus、Martinoら、2016年Kraus、Voonら、2016年)と、以前に男性サンプルで実施した同様の分析の結果(Golaら、2016年)に基づいて決定しました。言い換えれば、このセクションでは、治療を求めるグループと治療を求めないグループにおける特定の変数の平均値を比較することに焦点を当てていません。代わりに、この分析部分では、問題のあるPUに関連する重要な構成概念間の関係の強さを調査し、特に治療を求める可能性のある予測因子に重点を置いています。

パスモデルで使用したすべての変数の相関係数を表2に示します。ダミーコード化された変数(治療の受診状況と交際状況)には点双列相関係数を、その他の変数にはピアソン相関係数を使用しました。

 

 

  

表

表2.女性を対象とした分析に含まれる全変数の記述統計量と相関係数

 

 


  

 

表2.女性を対象とした分析に含まれる全変数の記述統計量と相関係数

変数名 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11
1 陰性症状(0〜20) 1                    
2 ポルノの消費頻度(分/週) 0.45 ** 1                  
3 主観的宗教(0〜4) 0.09 * 0.17 * 1                
4 宗教的慣行(分/週)a 0.25 ** 0.55 ** 0.28 ** 1              
5 ポルノの消費年数 0.06 0.04 −0.16 * -0.06 1            
6。ポルノ消費量の開始(年) −0.14 * -0.12 0.17 * 0.07 −0.53 ** 1          
7。 年齢 -0.01 −0.15 * -0.03 -0.06 0.46 ** 0.45 ** 1        
8 最後の二項性行為からの経過時間(0〜7) −0.09 * 0.04 0.14 * 0.10 −0.14 * 0.09 -0.01 1      
9 治療を求める(1:はい、0:いいえ) 0.43 ** 0.38 ** 0.17 ** 0.49 * 0.04 -0.02 0.03 0.09 * 1    
10.Relationshipステータス(1:関係内、0:関係内) −0.10 * -0.08 -0.01 -0.12 0.16 ** -0.02 0.07 −0.57 ** -0.05 1  
9。1日間のオナニーの最大数 0.39 ** 0.44 ** -0.06 0.28 * 0.14 * -0.07 0.02 -0.06 0.22 ** 0.01 1
10 ポルノを見続ける最長期間 0.39 ** 0.67 ** 0.03 0.37 ** 0.17 * −0.18 ** -0.05 0.01 0.22 ** -0.06 0.48 **

注:宗教的慣習に関する質問は、前の質問で宗教的であると回答した参加者のみに尋ねられました(主観的宗教性)。

* p < .05。** p < .001。

統計分析のこの部分では、まず、女性におけるPUの量と、問題のあるPUに対する治療を求める行動との間に有意な関連性があるという主要な仮説を検証しました。分析の結果、この関連性は確かに有意であることが示されました(推定値 = 0.38、p < .001)。

仮説上の媒介変数(PUに関連する陰性症状の重症度)を導入した後、PUの量と治療を求めることの間の直接的な関係の強さは低下しましたが、正で有意なままでした[推定値 = 0.23 (95% バイアス補正区間 = 0.15–0.31); p < .001]。議論された媒介経路も有意であることが判明し[0.15 (0.11–0.19)]、中程度の効果量: κ 2 = 0.130 ( Preacher & Kelley, 2011が提案したカッパの二乗)。結論として、私たちの結果は、PUに関連する陰性症状の重症度が、PUの量と治療を求めることの間の直接的な関係を部分的に媒介していることを示しています (図1 )。

次のステップでは、PUに関連する陰性症状の潜在的な予測因子として、(a)PUの発症時期、(b)PUの罹病年数、(c)主観的な宗教性、(d)宗教的実践の4つを導入しました(図1)。分析の結果、PUの発症時期のみがPUに関連する陰性症状の重症度を有意に予測することが明らかになりました[推定値 = -0.10、(95%バイアス補正区間 = -0.18~-0.02)、p = .002]。

また、分析の結果、年齢はPUの量と有意に負の相関関係にあることが示されました[−0.15 (−0.23 ~ −0.07)]。若い女性は年配の女性よりもポルノグラフィーを多く使用していました。さらに、現在交際中の女性は、最後の二者間性行為からの経過時間が短いと回答しました。推定値 = −0.57 (図1 )。ただし、最後の二者間性行為からの経過時間は、年齢とPUの量の関係を媒介しませんでした (推定値 = 0.001、p = .259、効果量: κ 2 = 0.001)。

次のステップでは、制約なしバージョンと制約ありバージョンを比較しました。制約なしバージョンは、分析されたすべてのパスで構成されていました。制約ありバージョンでは、有意でないパスをすべて 0 に固定しました (有意でないパスはすべて図1に示されています)。これら 2 つのモデルを比較することで、これらのパスがモデルに有意な量の情報価値を提供しているかどうかを確認できました ( Byrne、2009 )。この時点で、制約なしバージョンのモデルの適合度指標は次のとおりです。χ 2 (34) = 2,424.45、p < .001、CFI = 0.215、RMSEA = 0.313、SRMR =0.1733。制約ありバージョンの場合: χ 2 (39) = 2,427.63、p < .001。 CFI = 0.215、RMSEA = 0.292、SRMR = 0.1749。議論したモデルのこれら 2 つのバージョンは、有意差がありませんでした (χ 2 (5) = 3.179、p = .672)。この結果を受けて、モデルからすべての有意でないパスを削除しました。次のステップでは、関係の状態と最後の二者間性行為からの経過時間の間のパスも削除しました。このパスは、前のステップで削除された有意でないパスの 1 つを介してのみモデルの残りの部分に接続されていたため、冗長になりました。削除されたすべてのパスは、図1に破線の矢印で示されています。

この時点での適合度指標は、χ 2 (6) = 174.20、p < .001、CFI = 0.687、RMSEA = 0.217、SRMR = 0.1231 でした。年齢と PU の開始の誤差項間の共分散を追加しました。分析の結果、年齢は PU の開始と正の相関があることがわかりました ( r = .45)。高齢の女性は人生の後半にポルノグラフィーの使用を開始しました。この関係を含めた後、モデルはかなりよく適合しました: χ 2 (4) = 11.87、p = .018、CFI = 0.985、RMSEA = 0.052、SRMR = 0.0317。

このバージョンのモデルは、女性グループにおける治療探索行動の分散の23%を説明しました。男性を対象とした同様のモデルの以前の分析では、分散の43%が説明され、これははるかに高い値でした(Gola et al., 2016)。したがって、事前に立てた仮説と最近の研究(Grubbs et al., 2016 ; Martyniuk et al., 2015 ; Štulhofer, Jurin, & Briken, 2016 )に従って、宗教性が治療探索行動の重要な予測因子となり得るかどうか(図2に示すように、私たちのモデルでは治療探索行動の3番目の予測因子となります)を確認することにしました。また、宗教性とPUの量との関係も確認しました。

図親削除  

図2.女性を対象とした最終モデルのパス解析。標準化パス係数は、95%バイアス補正信頼区間(** p ≤ .001; * p < .05)を用いて検定した。括弧内の値は、間接経路を考慮する前の直接効果の標準化係数である。太字の矢印は、ポルノグラフィーの使用量と治療を求める行動との関係、および陰性症状を介したその媒介(本研究の主要仮説の主題)を表す。その他のパス(太字でない矢印)は、本研究の副次仮説を表す。破線の矢印は、媒介変数または追加の予測変数を含めた後に有意となったパスを示す。各変数のサンプルサイズは表1に示されている。

実施した分析では、宗教的慣習が女性の治療を求める行動の重要な予測因子であることが示されました (推定値 = 0.40、p < .001)。さらに、これは治療を求める行動の予測因子の中で最も強力なものでした (ただし、宗教的慣習と陰性症状の予測力の差​​は有意ではありませんでした)。議論した予測因子をモデルに導入した後、PU の量と治療を求める行動との関係は有意ではなくなりました (推定値 = 0.01、ns)。これらの変更の結果、モデルの予測力が向上し、女性の治療を求める行動の分散の 34% を説明できるようになりました。また、宗教的慣習と PU の量の間の相関もモデルに含めました (推定値 = 0.55)。これについては、以下でさらに詳しく説明します。さらに、PU の開始と PU の量の間の共分散項を追加しました。この関係は弱かった (推定値 = 0.10) が、有意でした ( p = .006) – ポルノグラフィーへの早期の接触は、PU の量の増加と関連しています。女性向けの最終版モデル(図2)は良好な適合度を示した:χ 2 (6) = 22.387、p < .001;CFI = 0.982、RMSEA = 0.062、SRMR = 0.0283。

さらに、ポルノ使用量と宗教的実践量との間の正の相関関係(推定値 = 0.55、 N = 89)を検証しました。この相関関係の強さは、ポルノ使用量が非常に多い(平均= 1,091 分/週)かつ宗教的実践量も多い(平均= 480.83 分/週)治療を求める少数のサブグループ( n = 6)によってほぼ独占的に生み出されていることが分かりました。治療を求める人を分析から除外すると、この相関関係は有意水準に達しませんでした(推定値 = 0.15、p = .165、N = 83)。結論として、この相関関係は治療を求めていない人の間では有意ではありませんが、治療を求めるグループではかなり強いことが分かりました。

議論

私たちの知る限り、これは問題のあるPUの治療を求める女性に関する非常に限られた数の研究の1つであり、治療を求める行動に関連する要因を調査した最初の研究です。女性に関するこのような研究が不足しているため、分析の参照点として、以前の男性サンプルに関する研究を使用しました。この研究の結果は、女性の問題のあるPUの結果と、この主題に関する男性に関する以前の研究(Gola et al., 2016 ; Kraus, Martino, et al., 2016)の結果との間に類似点と明確な相違点の両方を示しています。まず、私たちの分析では、問題のあるPUの治療を求める女性は、治療を受けない女性よりもPUに関連する否定的な症状のレベルが高く、ポルノグラフィーの消費量が多いことがわかりました。この特定の結果は、以前の研究で得られた結果(Gola et al., 2016 ; Kraus, Martino, et al., 2016)を考慮すると、驚くべきことではありません。しかし、さらに興味深いことに、私たちの分析では、治療を求める女性は脱抑制期(1日あたりの自慰行為の最大回数が明らかに多く、ノンストップでポルノを見るエピソードが長い)に陥りやすい可能性があることが示されました。入手可能な文献では、厳格な社会規範がポルノを控える期間を促し、その後に脱抑制期と過剰なポルノ鑑賞期間をもたらすため、場合によっては問題のあるポルノ鑑賞に寄与する可能性があるという証拠を見つけることができます(Carnes、1983年Kraus、Martino、他、2016年Wordecha、Wilk、Kowalewska、Skorko、& Gola、2017年)。この解釈を裏付ける最初の証拠は、治療を求める女性と求めない女性の宗教性の違いに見出すことができます。治療を求めるグループは、主観的な宗教性と1週間あたりの宗教的実践の平均量の両方で高い値を報告しました。以下では、女性の問題のある性欲において、社会的規範や宗教性が果たす可能性のある役割について、他の最近の研究結果と併せて詳しく考察する。

分析の第 2 部は、治療を求めることと問題のある PU に関連する変数間の関係の統計モデルに基づいています。性機能における性差を示す多くの以前の結果と一致して、女性サンプルで得られたこの研究の結果は、男性サンプルでの以前の研究とは異なります。女性サンプルでの現在の分析からの結果を要約する前に、男性に関する以前の研究 ( Gola et al., 2016 ) の主な結論を思い出したいと思います。私たちは、次のことを示しました。(a) PU の単なる量は治療を求めることの非常に弱い予測因子ですが、(b) 陰性症状の重症度 (SAST-R で測定) に関連しており、この要因が治療を求める行動を説明します。さらに、(c) 男性では、年齢は PU の量に関連しておらず、(d) PU の開始は PU に関連する陰性症状の重症度を予測しません。同様に、(e)宗教的実践の量は、治療を求めることやPUに関連する否定的症状の重症度を予測するものではない(Gola et al., 2016)。

我々の仮説どおり、女性の場合、PUの量そのものが問題のあるPUの治療を求めることとより強く関連していた。PUの量は関連するネガティブな症状の重症度とも関連しており(図1)、関連する症状の重症度は治療を求めることと関連していた。後者の関係は男性でははるかに弱かった(図b)。さらに、男性に対する我々の分析とは異なり、女性におけるPUの量と治療を求めることの関係は、ネガティブな症状の重症度による媒介を考慮しても有意なままであった。この興味深い結果は、問題のあるPUを持つ女性は、PUが生活に及ぼす悪影響だけでなく、PUの量そのものも治療を求める理由である可能性を示唆している(一方、男性サンプルに焦点を当てた以前の研究では、後者の要因は有意ではなかった)。これは、頻繁なPUという事実そのものが女性の間で問題として認識される理由についての考えられる説明を提起する。最も可能性の高い理由は、定期的なPUは、男性の場合よりも大多数の女性によって規範的ではない行動として認識されている可能性があるということである。男性の間では、週に一度のポルノ視聴は規範的な行動であるように思われる(18~30歳の男性の約70~80%)のに対し、女性では週に一度ポルノ視聴する人は20%未満である(デンマークとスカンジナビアの大規模調査で示されている:Hald, 2006 ; Kvalem et al., 2014)。この違いは、(女性の間で)頻繁なポルノ視聴は男性とは対照的に何らかの逸脱行動であるという認識を形成する可能性がある。男性の間では、同じ行動が規範的であると認識されることがある。したがって、定期的なポルノ視聴という事実だけで、特定の女性が大多数の女性と異なるという主観的な印象が生じ、定期的なポルノ視聴が治療を必要とする問題行動であると解釈される可能性がある。この解釈が正しいとすれば、ポルノ視聴や自慰行為に関する道徳的または宗教的な信念によって、女性の間でポルノ視聴に関連する問題を感じるという主観的な感覚が増幅される可能性がある。一般集団を対象とした最近の研究では、宗教性が自己認識による「ポルノ中毒」の傾向の高さ(Grubbs et al., 2016)や頻繁な性行為の報告された負の結果(Štulhofer et al., 2016 )と関連している可能性があること示されています。私たちは、宗教的実践の量を治療を求める予測因子として含めることで、宗教性が治療を求めることにも関連しているかどうかを検証し、同時にPUの量との関係も調査しました(図2)(ad. e)。実際、宗教的実践の量は、問題のあるPUを持つ女性の間で治療を求める行動の最も強力な予測因子です(男性の場合の対応する分析では有意ではありませんでした。Gola et al., 2016)。さらに、私たちの分析では、宗教的実践をモデルに導入した後、PUの量と治療を求めることとの関係は有意ではなくなったことが示されました(図2)。このような発見は、女性のセクシュアリティは男性よりも文化的・社会的側面とより密接に関連していることを示す数多くの研究と一致している(Adams & Turner, 1985 ; Barry & Schlegel, 1984 ; Baumeister, 2000 ; Christensen & Carpenter, 1962 ; Earle & Perricone, 1986 ; Ford & Norris, 1993)。ここで、これらの文化的側面が、定期的なPUを問題視する主観的な解釈に寄与し、治療を求めることにつながると言えるかもしれない。

私たちのモデルでは、宗教的実践の量もポルノの消費と正の相関がありました(概算= 0.55)。 しかし、この関連性は治療を求める人にのみ重要であり、治療を希望しないグループには重要ではないことがわかった。 これは、そのような関係が臨床グループの特徴であるように思われて、そして一般集団に必ずしも存在しないことを示します。 さらに、(宗教規範の重要性を反映して)消費されたポルノと宗教的実践の量が治療を求める人の間で高かったことは注目に値する。 これらの結果に対する1つの考えられる解釈は、一部の治療を求める個人にとって、行動を支える宗教的規範(宗教的慣行)への行動的関与は、これらの規範に違反する行動への従前の関与によって引き起こされた否定的な感情(ポルノ消費)を規制するためのツールであり得る。 提案されることができるもう一つの潜在的なメカニズムは、ポルノの消費と宗教的慣行への関与の両方が、治療を求める人々の間でポルノを見る衝動の強さが増した結果として見ることができるということです。 このように、ポルノの消費は単に衝動に屈することの兆候であり、宗教的慣行はそれらに対処する方法と見なすことができます。 このシナリオが真実であれば、PUの量と宗教的実践の両方は正の相関関係にありますが、この関係はPUへの欲求などの根本的な要因によって決定されます。

治療を求める人々の間でPUと宗教的実践との間に高い相関関係が見られることについて、もう一つ考えられる解釈は、精神制御理論の皮肉なプロセス(Wegner, 1994)に基づいている。より厳格で強固な宗教規範は、これらの規範に合致しない行動(あるいは行動に関連する思考)(例えばポルノ鑑賞)に対する抑制を高める可能性がある。しかし、数多くの認知研究(レビューについてはAbramowitz, Tolin, & Street, 2001を参照)で示されているように、抑制は時に逆説的な効果をもたらし、規範に違反する行動の頻度を高めることがある。これにより規範自体がより顕著になり、ひいては規範を支持する行動(この場合は宗教的実践)のレベルが高まる可能性がある。したがって、個人の意識的な意図が全く逆の効果を目指していたとしても、厳格な宗教規範を強制するあらゆる種類の行動と、この規範に違反する行動は相互に支え合うようになる可能性がある。抑制の逆説的効果に関するこれまでの研究は主に思考抑制に焦点を当てていましたが(Abramowitz et al., 2001)、感情抑制も同様の皮肉な効果をもたらす可能性があるという証拠がいくつかあります(Webb, Miles, & Sheeran, 2012)。さらに、一部の研究者は、抑制の逆説的効果が強迫性障害(OCD)などの精神障害の発症に関与している可能性を示唆しており(Purdon, 2004)、多くの臨床医はCSBとOCDの類似性を指摘しています(レビューについてはGola, 2016Kor, Fogel, Reid, & Potenza, 2013を参照)。上記で説明したメカニズムはすべて仮説であり、私たちのデータだけでは検証できません。しかし、問題のあるPUの治療を求める患者における宗教性とポルノ消費の関係性を明らかにすることを目的とした今後の研究で調査する価値があると考えています。

さらに、私たちの分析は、宗教性と経験した陰性症状の重症度との関係に関する以前の研究の知見を拡張しています(Grubbs et al., 2016 ; Štulhofer et al., 2016)。これら 2 つの変数間の二変量関係のみを考慮すると、私たちの結果は以前の研究の結論を裏付け、問題の関係が正で有意であることを示しています(宗教的実践についてはr = .25、主観的宗教性についてはr = .09、表2)。しかし、PU の量を陰性症状の追加予測因子として含めると、宗教性は後者の変数とは関連しなくなりますが、治療を求める強力な予測因子として残ります(図2)。

宗教性とネガティブな症状および問題のあるPUの治療を求めることとの関係に関する結果は、宗教性と他の形態の精神病理との関係というより広い文脈において特に興味深い。これまでの研究では、宗教性のレベルが高いほど、心理的幸福(Dilmaghani、2017年Ismail & Desmukh、2012年Joshi、Kumari、& Jain、2008年)、生活満足度(Pfeifer & Waelty、1995年)と正の相関があり、臨床患者の精神病理とは負の相関があることが示されている(Gupta、Avasthi、& Kumar、2011年Sharma et al.、2017年)。一方、いくつかの研究(McConnell、Pergament、Ellison、& Flannelly、2006)では、精神的な葛藤の度合いが高いほど、精神病理のいくつかの側面(不安、恐怖症性不安、抑うつ、妄想観念、強迫性障害、身体化)と正の相関関係にあることが示唆されています。さらに、少なくともいくつかの宗教宗派は、OCD症状のレベルが高いことと関連していることが実証されています(Abramowitz、Deacon、Woods、& Tolin、2004 ; Gonsalvez、Hains、& Stoyles、2010)。これは、宗教的信念が精神病理に及ぼす影響は、精神病理の種類と宗教的信念の特徴によって調整される可能性があることを示しています。さらに、最終モデルで示したように、女性における問題のあるPUの特定のケースでは、宗教性は精神病理学的症状よりも治療を求めることと関連しているようです。ここで、我々の結果は、宗教的信念の強さと宗教的実践の量がメンタルヘルスサービスの利用と正の相関関係にあることを示す以前の研究と一致している(Pickard、2006)。

興味深いことに、女性の場合、年齢はPUにおいて重要な役割を果たします。これには被験者の年齢(ad. c)とPUの発症年齢(ad. d)の両方が含まれますが、男性に関する以前の研究(Gola et al., 2016)ではこれらの変数はいずれも有意ではありませんでした。若い女性は年配の女性よりもポルノグラフィーの使用頻度が高いと申告しており、若い年齢でポルノグラフィーの使用を開始した人は、PUに関連する否定的症状の重症度が高いと報告する傾向がありました。この発見の説明は、間違いなくさらなる調査に値します。そのような調査では、2つの興味深い疑問に取り組むことができます。(Q1)PUの人気は若い世代の女性の間で増加していますか?(Q2)女性の脳は男性の脳よりも特定の種類の性的刺激の条件付けに対して脆弱ですか?

(Q1) 私たちの知る限り、この質問に答えることができる縦断的データはありません。興味深いことに、英国の最近の調査データ ( Opinium Research、2014 年) によると、18 歳までにポルノを見ることは、男女ともに 98% で一般的で典型的なこととなっています。このような結果は、過去数年間で女子の PU が増加し (おそらくインターネットの利用可能性による)、男子の間では均等になったことを示唆している可能性があります。以前の研究では、PU に性差があることが示されていました。たとえば、Sabina らは、 ( 2008 ) は、アメリカの大学生の間で、18 歳までに男性の 93.2%、女性の 62.1% がインターネット ポルノを見たことがあると報告しているが、Træen、Spitznogle、および Beverfjord ( 2004 ) は、ノルウェー人の代表サンプルにおいて、生涯を通じて男性の 87.9%、女性の 62.9% がポルノ雑誌を見たことがあり、77.2% 対 55% がポルノ映画を見たことがあり、インターネット ポルノを見たのは 36.6% 対 8.9% に過ぎないと報告している。他のデータは、過去 10 年間で女性の過剰性行動のプロファイルも変化した可能性があることを示唆している。Briken、Habermann、Berner、および Hill ( 2007 ) は、治療を求める女性の間で最も支配的な性的行動は危険なカジュアル セックス (男性では PU と自慰行為) であったと報告しているが、Klein らのチームは、 (2014)は、ハイパーセクシャル行動インベントリー(Reid、Garos、& Carpenter、2011)で高得点を獲得した女性の間で最も一般的な行動としてPUを報告した。我々の見解では、ポルノグラフィー使用者の割合が増加しているという仮説は、慎重に研究されるべきである。また、治療を求める女性の間で支配的な性的活動の形態のパターンがどのように変化するかを調べることも興味深いだろう。

(Q2)薬物使用に関する数多くの研究(Grant & Dawson、1998)では、使用開始時期は症状の重症度に関連する重要な要因です。男性を対象とした私たちの研究(Gola et al.、2016)では、PUの開始時期とこのような関係が見られると予想していました。驚くべきことに、そうはなりませんでした。しかし、女性においては、PUの開始時期は、関連する否定的症状の重症度とPUの量の両方と有意に関連しています。女性のセクシュアリティは学習の影響を受けやすい可能性があります(Baumeister、2000)。もしそうであれば、若い女性の間でPUの人気が高まっているという問題(Q1)は、さらに研究する価値があるでしょう。

上述の影響に加えて、問題のあるPUの治療を求める男性と女性の比率に大きな不均衡があることも確認しました。私たちの募集手順は男性と女性でまったく同じでした。男性の場合、治療を求める132人を募集するのに12か月かかりましたが、女性の場合は39人を見つけるのに18か月かかりました。これは、問題のあるPUのために治療を求める男性は、女性の5.07倍多いことを示しています。この結果は、KuzmaとBlack(2008 )が以前に推定した5:1の比率を実証的に検証するものであり、4:1の比率を示した以前の研究( Brikenら、2007 )と一致しています。

臨床的意義

私たちの見解では、提示された結果は、問題のあるPUの治療を求める女性の場合、ポルノグラフィーに関する個人的な信念と宗教的規範の役割について議論することが重要であることを示している。これらの規範は、治療を決定する上で決定的な要因であるように思われる。個人的な宗教関連の信念は、治療中にサポート要因としての役割を果たす可能性もある。この側面は、より深く議論する価値がある。第二に、臨床面接で議論する価値のある要因は、PUの発症である。私たちの結果は、PUの早期発症が女性においてより重度の陰性症状と関連していることを示している(男性ではそうではなかった。Gola 、Skorkoら、2017)。PUの発症は、女性における治療結果の潜在的な予測因子として研究する価値がある。

最後に、世界保健機関が現在、次期ICD-11分類にCSB障害を含めることを検討していることから(世界保健機関、2017)、CSBの臨床像における性差(Briken et al.、2007Reid、Dhuffar、Parhami、& Fong、2012)や治療を求める要因を考慮した、女性と男性の治療ガイドラインに関する今後の議論を提案したいと思います。

製品制限

本研究は、問題のある性欲過多(PU)を抱える女性における治療を求める要因について新たな知見を提供するものの、言及すべき重要な限界点がいくつかある。まず、治療を求めるグループの参加者数が少ない。しかし、既に述べたように、治療を求める女性を多数集めることは非常に困難である。この困難さが、本研究が実際に治療を求める女性を対象とした数少ない研究の一つであり、治療を求める要因を調査した最初の研究である理由でもあると考えている。これまでの研究は、治療を求める男性と女性の診断上の違い( Briken et al., 2007 )や性格の違い( Reid et al., 2012)、羞恥心の役割(Dhuffar & Griffiths, 2014)、治療を受けることの困難さ(Dhuffar & Griffiths, 2016)に焦点を当ててきた。このような斬新な側面から、本研究の分析は探索的であり、多重比較補正は適用していないため、第一種過誤の可能性が高まる可能性がある。これらの問題は、治療を求める女性のより大きなサンプルで将来的に再現する必要があることを示しています。さらに、異なる文化の集団に同様の分析を適用することで、結果の文化的特異性を検証することができます。なぜなら、私たちのサンプルはすべて保守的で宗教的であると認識されているポーランドで募集されたからです。先に述べたように、文化的側面(宗教性を含む)は、女性が過剰な性的行動を問題のある行動または規範的な行動として自己定義する際に強い影響を与える可能性があります。しかし、宗教性と性的行動の自己認識された問題のある性質との間の同様の関係は、アメリカ人(Grubbs et al., 2016)とクロアチア人(Štulhofer et al., 2016)の集団でも示されています。

我々の調査結果が将来の研究のための、そして問題のあるPUの治療を求めている女性と働くセラピストのための基準点として役に立つことを願っています。

著者の貢献

MGは研究のための資金を得ました。 MG、KL、およびMSが設計し、研究を実施し、最初のプロトコールを書いた。 JSとMGは文献検索を行い、以前の研究研究の要約を提供した。 KLは統計分析を行った。 MG、KL、およびJSが原稿の最初のドラフトを書きました。 すべての著者は原稿の最終版に貢献し、承認しました。 すべての著者は研究の全データに完全にアクセスでき、データの完全性とデータ分析の正確性について責任を負います。

利害の衝突
 

著者は、利益相反がないと報告しています。

謝辞

著者らは、患者を当研究のインターネット調査に誘導してくださったすべての心理療法士、性科学者、精神科医の方々に感謝いたします。特に、ミハウ・レフ=スタロヴィチ博士、パヴェウ・ホラス博士、ドロタ・バラン氏、ダニエル・シサルツ氏、ジョアンナ・サントゥラ氏、そしてOgrody Zmian(www.ogrodyzmian.pl )のチームに感謝いたします。また、当研究の普及にご尽力いただいたwww.onanizm.plのチームにも感謝いたします。

参考情報

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