중국과 헝가리 (18)의 지역 사회 및 준 임상 표본에서 문제가있는 포르노 소비 규모 (PPCS-2020)의 특성

1. 소개

데이터에 따르면 인터넷 사용 증가는 음란물 소비 증가와 문제가 있는 음란물 사용(PPU) 빈도 증가를 동반했으며 이는 임상적으로 관련된 현상을 나타냅니다(Brand, Antons, Wegmann, & Potenza, 2019a; Brand, Blycker, & Potenza, 2019b; de Alarcón, de la Iglesia, Casado 및 Montejo, 2019). 인터넷 관련 문제 및 장애에 대한 연구가 증가함에도 불구하고 PPU의 개념에 대한 논쟁은 여전히 ​​남아 있습니다.허틀린과 크레이븐스, 2014, 로페스-페르난데스, 2015, Potenza 등, 2017, Stark et al., 2018, 2017, Wéry and Billieux, 영, 2008). 현상을 설명하기 위해 여러 용어가 사용되었습니다(예: 인터넷 섹스 중독, 문제가 있는 온라인 성 활동, 사이버 섹스 중독, 문제가 있는 인터넷 음란물 사용). 도덕적 부조화로 인해 주관적으로 스스로 인식한 음란물 중독이 PPU로 간주되는지 여부 논의되었습니다(Brand et al., 2019a; Vaillancourt‑Morel & Bergeron, 2019). 또한, PPU에 대한 구체적인 진단 기준은 없습니다(Brand 외., 2020, 첸과 지앙, 2020, Cooper 등, 2001, 페르난데스와 그리피스, 2019, 허틀린과 크레이븐스, 2014, 2017, Wéry and Billieux). PPU를 연구하고 치료하기 위해 연구자들은 PPU의 다양한 측면을 측정하는 척도를 개발했습니다. 그러나 문화와 다양한 인구 집단에 걸쳐 검증된 사례는 거의 없습니다(첸과 지앙, 2020, 페르난데스와 그리피스, 2019, 2017, Wéry and Billieux).

2. 문제가 있는 음란물 사용에 대한 평가

PPU의 개념화 및 진단 기준에 대한 논쟁을 고려할 때, 평가 도구는 연구마다 다양하고 다양한 특성을 강조했습니다(Fernandez & Griffiths, 2019 년). 다양한 척도는 주로 성과다 장애에 대해 제안된 기준(예: 성과다 행동 목록, 리드, 가로스, 퐁, 2012). 그러나 최근 연구에서는 PPU와 성욕 과잉 사이의 차이점을 제시합니다(Böthe et al., 2019c). 하이퍼섹슈얼에는 자위, 사이버 섹스, 음란물 사용, 전화 섹스, 동의한 성인과의 성적 행동, 스트립 클럽 방문 및 기타 행동을 포함한 다양한 성적 행동에 대한 높은 참여가 포함될 수 있습니다.Karila et al., 2014). 지속적으로, 과잉성애 행동 목록(HBI)은 과잉성애적 행동을 보다 광범위하게 평가합니다(브라힘, 로텐, 비앙키데미켈리, 쿠르투아, 카자알, 2019). 일부 척도는 보다 일반적으로 강박적인 성적 행동(예: 성적으로 노골적인 인터넷 자료의 강박적 사용)에 중점을 두고 있으며, 이러한 척도는 인터넷에서 음란물에 대한 강박적인 검색/보기의 특징을 평가합니다(Doornwaard, Eijnden, Baams, Vanwesenbeeck 및 Bogt, 2016), 일반적인 강박적인 음란물 사용보다는 광범위한 정신 측정 평가를 거치지 않았습니다. PPU를 측정하는 것을 목표로 하는 몇 가지 간결한 척도가 존재하지만 때때로 구성 타당성과 관련하여 비판을 받거나 논쟁이 있었습니다. 예를 들어 사이버 포르노 사용 목록-9(CPUI-9, 그럽스, 세솜스, 휠러, 볼크, 2010)은 자가 보고된 중독을 평가하고 도덕적 불일치를 고려하는 데 사용되었지만, 그것이 정확히 무엇을 측정하는지에 대해서는 의문이 제기되었습니다(Brand et al., 2019a). 온라인 성행위에 적용되는 단기 인터넷 중독 테스트(s-IAT-sex; Wéry, Burnay, Karila 및 Billieux, 2015), 문제가 있는 음란물 사용 척도(PPUS; Kor 등, 2014) 및 문제가 있는 음란물 소비 규모(PPCS-18; Böthe et al., 2018b). 마지막 두 척도는 최근의 체계적 검토에서 권장되었습니다(Fernandez & Griffiths, 2019 년). 최근에는 PPUS 및 s-IAT-sex와 비교하여 PPCS-18이 PPU 선별에서 더 높은 민감도와 정확도를 보여주었습니다.첸과 장, 2020).

우리가 아는 바에 따르면 PPCS-18은 하나의 중독 모델의 XNUMX가지 특정 구성요소(현저함, 기분 변화, 갈등, 내성, 재발 및 금단)를 평가하는 유일한 도구입니다.그리피스, 2005). 특히 내성과 금단 현상은 PPUS 및 s-IAT-sex로 평가되지 않는 PPU의 중요한 차원입니다(Böthe et al., 2018b; Fernandez & Griffiths, 2019 년). PPU의 다른 측정(예: PPUS, s-IAT-sex, CPUI-9)과 비교할 때 PPCS의 또 다른 장점은 검증된 컷오프 점수(≥76, 범위 18-126)를 제공하는 몇 안 되는 도구 중 하나라는 것입니다. ) 문제가 있는 음란물 사용과 문제가 없는 음란물 사용을 구별하기 위해(Fernandez & Griffiths, 2019 년), 이는 연구 및 임상적 유용성을 추가합니다. 최근 공개된 또 다른 스크린인 Brief Pornography Screen(BPS, Kraus 등, 2020)은 또한 PPU를 선별하기 위한 컷오프(≥4, 범위 0-10)를 제공합니다. BPS는 간결성과 일차원적 구조를 고려하여 내성과 같은 구성 요소를 평가하지 않습니다. 주당 사용 시간 제한이 제안되었지만(Cooper 등, 2000, Mechelmans 등, 2014), 사용 시간은 PPU와 일관되게 관련이 없습니다(Böthe, Tóth-Király, Potenza, Orosz, & Demetrovics, 2020b; Chen 등, 2019, 쿤과 갈리 나트, 2014). 또한 PPCS의 수렴 및 발산 타당성은 성 관련 연구에서 뒷받침되었습니다.Böthe, Tóth-Király, Demetrovics, & Orosz, 2017) 및 성격 관련 변수(Böthe, Koós, Tóth-Király, Orosz, & Demetrovics, 2019a; Böthe et al., 2019c; Böthe, Tóth-Király, Potenza, Orosz, & Demetrovics, 2020b) 변수.

이전에 PPCS-18의 강력한 정신 측정 특성이 제시되었음에도 불구하고 문화 및 임상/무증상 맥락 전반에 걸쳐 그 특성을 추가로 조사하기 위한 연구가 필요합니다(Böthe, Tóth-Király, Demetrovics & Orosz, 2020a; Böthe et al., 2018b). 예를 들어, 문화적 특성은 음란물 사용에 대한 부정적인 태도에 영향을 미칠 수 있습니다(그리피스, 2012, 베일랑쿠르-모렐과 베르제롱, 2019). 음란물 사용은 어떤 문화적, 종교적, 도덕적 배경에서는 문제가 될 수 있지만 다른 배경에서는 그렇지 않을 수도 있다는 주장이 제기되어 왔습니다.그럽스 앤 페리, 2019). 이전 PPCS-18 연구는 주로 헝가리에서 수행되었기 때문에 문화적 한계가 있을 수 있습니다(Böthe et al., 2018a; Böthe et al., 2019b; Böthe et al., 2020a; Böthe, Lonza et al., 2020). 이는 다른 문화적 배경을 가진 개인의 규범, 가치 체계 및 경험이 헝가리의 서구 관점과 다를 수 있기 때문에 상당한 제한이 될 수 있습니다. 음란물 사용 및 기타 성행위와 관련하여 동양과 서양 문화 사이에 성적 태도, 행동 및 복지의 차이가 보고되었습니다(라우만 외, 2006). 따라서 평가가 문화 전반에 걸쳐 번역 가능하고 정확하다는 것을 보장하기 위해서는 PPU에 대한 연구가 필요합니다.크라우스 & 스위니, 2019). 중국과 기타 동부 국가에서는 PPU에 대한 실증적 연구가 상대적으로 적으며, 동부 국가의 참가자가 포함된 연구는 몇 개에 불과합니다.Fernandez & Griffiths, 2019 년), 문화 간 공동체 비교는 검토되지 않았습니다.

PPU를 가진 개인은 강한 갈망, 낮은 자제력, 사회적 또는 직업적 장애에도 불구하고 지속적인 참여, 부정적인 결과, 스트레스나 부정적인 기분 상태에서 벗어나기 위해 부적응적인 방식으로 음란물을 사용하는 등의 특정 특성을 나타낼 수 있습니다.Chen 등, 2018, Cooper 등, 2004, Kraus 등, 2016, 영 (Young) 등, 2000). 웨리 (Wéry) 등. (2016) PPU 참가자의 90%가 동시에 발생하는 정신과 진단을 보고했으며 치료를 원하는 샘플에서는 소수의 척도만이 검증되었다고 보고했습니다(Böthe et al., 2020a; Kraus 등, 2020). 따라서 온라인 성행위의 빈도 외에도 갈망, 강박적인 성행위 및 일반적인 정신 건강을 사용하여 PPCS의 기준 타당성을 조사했습니다. 요약하면, PPCS-18과 같은 대부분의 PPU 평가 연구에서는 주로 비임상 및 서양 샘플이 사용되었습니다. 따라서 임상 또는 무증상 집단과 문화 전반을 포함하여 보다 다양한 샘플에서 PPCS-18을 검증하려면 더 많은 연구가 필요합니다.

3. 정신병리학의 네트워크 접근

정신병리학적 상태는 상호작용하는 구성요소를 포함하는 복잡한 동적 시스템으로 존재할 수 있습니다(보르스붐, 2017). 일부 잠재 모델과 달리 네트워크 접근법은 심리적 장애가 관련 증상의 네트워크와 관련되어 있으며 개인의 심리 상태는 잠재 변수의 존재보다는 증상 간의 직접적인 연결에 더 의존할 수 있다고 제안합니다.베르너, 스툴호퍼, 발도르프, 유린, 2018). 네트워크 이론과 방법론은 알코올 사용 장애를 포함한 다양한 정신병리학적 현상에 효과적으로 적용되었습니다.Anker 등, 2017), 불안 (비어드 외, 2016), 우울증 (슈베렌, 반 보르쿨로, 프리드, & 구디어, 2018) 및 성욕 과잉 (베르너 외, 2018). 이러한 네트워크 모델은 특정 도메인의 중심성과 해당 관계 패턴에 대한 중요한 통찰력을 제공할 수 있습니다. 따라서 현재 연구에서는 네트워크 접근 방식을 사용하여 PPU 네트워크 토폴로지를 평가하고 네트워크의 중심 위치를 차지하는 증상을 식별하고 다양한 모집단에서 증상 영역의 관계 패턴을 탐색했습니다. 이 접근 방식은 PPU가 문화, 지역 사회 및 무증상 샘플 전반에 걸쳐 증상과 어떻게 상호 작용할 수 있는지에 대한 통찰력을 제공합니다.

4. 본 연구의 목적

일반적으로 여성에 비해 남성이 음란물에 대한 갈망이 더 강하고 포르노물 사용 빈도가 더 높다는 점을 고려하면(Weinstein, Zolek, Babkin, Cohen 및 Lejoyeux, 2015), 더 자주 PPU(카프카, 2010, Kraus 등, 2016, Kraus 등, 2015), 그리고 PPU에 대한 더 많은 치료 추구(Böthe et al., 2020a)에 따라 본 연구의 목표는 (1) 중국인의 지역사회 및 무증상 표본 모두에서 PPCS-18의 신뢰성, 구조 및 수렴 타당성을 조사하는 것이었습니다. 남자들; (2) 헝가리와 중국 표본, 지역 사회 및 무증상 표본 전반에 걸쳐 PPCS-18의 요인 구조를 조사하고 비교합니다. (3) PPCS-18이 네트워크 유형 분석에서 다양한 인구와 관련된 특성을 반영하는 정도를 탐색합니다.

5. 방법

6. 조치

간략한 포르노 화면(BPS, Kraus 등, 2020)¹. BPS는 PPU(에프라티와 골라, 2018, Gola et al., 2017). 0개 항목으로 구성된 평가이며 각 항목에 대해 1점 평가 척도를 사용합니다(2 = 전혀 없음, XNUMX = 가끔, XNUMX = 항상).. BPS의 Cronbach's 알파는 중국 커뮤니티 표본에서 .89였고 중국 무증상 표본에서는 .74였습니다.

음란물 갈망 설문지(PCQ, Kraus & Rosenberg, 2014 년). 이 12개 항목 설문지는 XNUMX차원적 평가입니다(크라우스와 로젠버그, 2014, 로젠버그와 크라우스, 2014). 응답자들은 다음의 XNUMX가지 응답 옵션(숫자 없이 표시)을 사용하여 각 항목에 얼마나 강력하게 동의하는지 표시해야 했습니다: "전혀 동의하지 않음", "약간 동의하지 않음", "약간 동의하지 않음", "동의하지도 동의하지 않음", "동의함" 조금 있다', '다소 동의한다', '전적으로 동의한다'로 구성됐다. 점수가 높을수록 음란물에 대한 갈망이 더 크다는 것을 나타냅니다. PCQ의 중국어 버전은 이전 연구에서 사용되었습니다(Chen 등, 2019). 이 척도의 Cronbach's 알파는 중국 커뮤니티 표본에서 .92였고 중국 무증상 표본에서는 .91이었습니다.

성적 강박 척도(SCS, 칼리치만 & 롬파, 1995). 참가자가 성적 강박의 특성을 나타내는 정도는 1개 항목 SCS를 사용하여 평가되었습니다. 응답은 2점 평가 척도로 기록되었습니다(3 = 나와 전혀 같지 않음, 4 = 나와 약간 같음, XNUMX = 주로 나와 같음, XNUMX = 나와 매우 같음). SCS의 중국어 버전은 이전에 설명되었습니다(첸과 장, 2020). SCS는 본 연구에서 탁월한 신뢰성을 보여주었습니다(α는 지역사회 남성에서 .91, 무증상 남성에서 .90).

온라인 성행위 설문지 중국어 버전(OSA, Zheng & Zheng, 2014). (1) 성적으로 노골적인 자료 보기(SEM), (2) 성적 파트너 찾기, (3) 사이버 섹스, (4) 유혹 및 성적 관계 유지 등의 목적으로 참가자의 인터넷 사용을 측정하는 데 84개 항목이 사용되었습니다. 전체 척도의 Cronbach's 알파는 중국 공동체 남성의 경우 .81, 무증상 남성의 경우 .XNUMX이었습니다. 점수가 높을수록 OSA에 더 자주 참여한다는 의미입니다.

12개 항목 일반 건강 설문지(GHQ-12, 골드버그 & 힐리어, 1979). GHQ-12는 일반적인 정신 장애에 대해 널리 사용되는 선별 도구이며 간단하고 효과적이며 강력하고 긴 버전뿐만 아니라 작동하는 것으로 간주되므로 사례 탐지기로 권장됩니다(Goldberg et al., 1997, 페트코브스카 외, 2015). GHQ-12는 중국어를 포함한 여러 언어로 번역되었으며, 그 심리 측정 특성은 다양한 인구 집단에서 연구되었습니다.팬과 골드버그, 1990, 페트코브스카 외, 2015). GHQ-12에는 총 12개 항목(긍정 항목 89개, 부정 항목 93개)이 포함되어 있으며 각 항목은 XNUMX점 Likert 척도로 점수가 매겨져 있으며 점수가 높을수록 심리적 건강 상태가 좋지 않음을 나타냅니다. Cronbach's 알파 척도는 중국 사회 남성의 경우 .XNUMX, 무증상 남성의 경우 .XNUMX이었습니다.

7. 통계 분석

먼저 헝가리 남성을 대상으로 CFA를 실시한 다음 샘플 1과 샘플 2를 대상으로 지역사회 및 중국 남성의 무증상 샘플 결과를 교차 검증했습니다. 모수 추정에는 평균 및 분산 조정 가중치 최소 제곱 추정기(WLSMV)가 사용되었습니다. 모델 적합 지수는 CFI(비교 적합 지수), TLI(터커-루이스 지수), RMSEA(근사 평균 제곱 오차) 및 SRMR(표준 SRMR)에 의해 결정되었습니다. .95보다 큰 CFI 및 TLI 값은 탁월한 적합도로 간주되었습니다(허용 적합도는 ≥.90). 06 미만의 RMSEA 값은 우수한 것으로 간주됩니다(적절한 적합도는 08 이하, 10% 신뢰 구간에서 허용 가능한 적합도는 90 이하)(Browne and Cudeck, 1993 년, Schermelleh-Engel 등, 2003). 0.08 미만의 SRMR 값(양호한 적합의 경우 06 이하)은 허용 가능한 모델을 나타내는 것으로 간주되었습니다(Hu & Bentler, 1999). 또한 다양한 문화적 맥락(헝가리와 중국), 지역 사회 및 무증상 인구 간의 측정 불변성을 테스트하기 위해 세 가지 샘플에 대해 다중 그룹 CFA가 수행되었습니다. 구성, 메트릭, 스칼라, 잔차, 잠재 분산 및 잠재 평균의 010가지 수준의 불변성을 각 경우에 대해 테스트하고 비교했습니다. 점점 더 제한되는 모델을 비교할 때 적합도 지수의 상대적인 변화가 관찰되었으며 권장 허용 범위는 다음과 같습니다. ΔCFI ≤ .010; ΔTLI ≤ .015; 및 ΔRMSEA ≤ .XNUMX(미드, 존슨, & 브래디, 2008).

Cronbach의 알파 및 복합 신뢰성(CR) 값도 계산되었습니다. 성적 강박 척도(SCS), 음란물 갈망 설문지(PCQ), 일반 건강 설문지(GHQ-12), OSA 빈도, BPS 및 PPCS-18 간의 연관성을 평가하여 PPCS-18의 타당성을 확증했습니다. 연령, 성적 취향, 관계 상태를 통제한 후 Pearson 상관 계수를 사용하여 변수 간의 상관 관계를 조사했습니다.

우리는 PPCS-18 네트워크를 두 단계로 추정하고 분석했습니다. 첫 번째 단계는 마르코프 무작위 필드라고도 알려진 정규화된 네트워크를 구축하는 것이었습니다. 잘못된 연결의 모양을 줄이기 위한 조정을 위해 LASSO 회귀가 채택되었습니다. 앞서 설명한 대로(엡스캠프 & 프라이드, 2017), EBIC 하이퍼파라미터는 .5로 설정되었습니다. 둘째, 중심성 통계를 사용하여 노드의 상대적 위치를 평가하고 노드 강도, 근접성 및 중간 중심성이라는 세 가지 공통 중심성 측정항목을 테스트했습니다. 그 중 매개중심성(Betweenness Centrality)은 한 노드가 다른 노드들 사이의 최단 경로에 머무르는 횟수를 의미한다. 근접 중심성은 한 노드에서 다른 모든 노드까지의 최단 경로 합계의 역수입니다. 또한 네트워크 비교 테스트를 사용하여 각 네트워크의 전체 연결 강도(즉, 관련된 모든 강도의 합계)를 비교했습니다. 모든 네트워크 분석은 다음을 사용하여 수행되었습니다. qgraph, dplyr, 네트워크 비교 테스트및 부트넷 R.(버전 3.6.2)의 패키지입니다.

8. 결과

9. 문화 전반, 지역 사회 및 무증상 남성에서 PPCS-18의 측정 불변성 테스트

측정 불변성의 결과는 다음과 같습니다. 3 테이블. 구성 불변의 경우 RMSEA는 권장 임계값(예: .10)보다 약간 높았지만 모델은 CFI, TLI 및 SRMR에서 허용 가능한 적합 지수를 보여주었습니다. 따라서 우리는 불변성 테스트의 추가 단계를 위해 이 모델을 유지했습니다. 미터법 모형에서는 적합도 지수가 이전 모형에 비해 더 적합한 것으로 나타났다. 그런 다음 스칼라 및 잔차 불변성은 달성되었지만 잠재 평균 불변성은 달성되지 않았으며 이는 지역 사회와 무증상 남성 사이에 잠재 평균 차이가 있음을 시사합니다(참조 표 3). 모델 식별을 위해 준임상 남성의 잠재 평균 차이를 1으로 제한했을 때, 지역 사회 남성의 개인 잠재 평균은 준임상 남성의 참가자의 잠재 평균보다 상당히 낮았습니다(샘플 0.88: -1.81 ~ -XNUMX). SD XNUMX가지 요소 중, p < .001; 샘플 3: -0.39 ~ -2.46 SD XNUMX가지 요소 중, p < .01), 이는 무증상 개인이 중국 및 헝가리 지역사회 표본보다 PPCS에서 상당히 높은 점수를 나타냄을 나타냅니다. 요약하면, PPCS-18은 중국과 헝가리 공동체 남성들에게 유사한 의미와 잠재 구조를 가지고 있으며, 중국과 헝가리 남성을 비교하는 데 사용될 수 있습니다.

10. 각 샘플에서 PPCS-18의 XNUMX가지 요소의 상호 작용

Markov 무작위 필드의 결과는 헝가리 남성과 중국 남성 사이에 상당한 차이가 있음을 보여주었습니다.p < .01). 중국 공동체와 무증상 남성들 사이에서 갈등은 두드러짐과 부정적인 관련이 있었습니다. 그렇지 않은 경우, 갈등은 돌출성과 직접적으로 관련되지 않았으며 헝가리 남성의 다른 요인과 긍정적인 상관관계를 보였습니다(참조: 그림 1). 중국인 공동체와 무증상 남성의 도식적 다이어그램은 유사했으며, 연결성의 전체적인 강도에 있어서는 유의미한 차이가 관찰되지 않았습니다(p = 0.6). 중심성 추정치는 다음과 같습니다. 그림 2 (중심성 플롯). 세 샘플의 네트워크에서는 금단 현상이 가장 중심 노드인 반면, 내성은 무증상 개인 네트워크에서도 중심 노드였습니다. 이러한 추정을 뒷받침해 보면, 탈퇴는 모든 네트워크에서 높은 예측 가능성을 특징으로 합니다(중국 커뮤니티 남성: 76.8%, 중국 무증상 남성: 68.8%, 헝가리 커뮤니티 남성: 64.2%).

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그림 1. 세 그룹의 남성의 네트워크 회로도. 노트. 중국 커뮤니티 남성 네트워크는 왼쪽에, 헝가리 커뮤니티 남성 네트워크는 오른쪽에 표시됩니다. 중앙은 중국의 무증상 표본 남성 네트워크입니다. 실선 모서리는 양의 관계를 나타내고 점선 모서리는 음의 관계를 나타냅니다.

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그림 2. 세 남성 그룹의 노드 중심성 플롯

11. 토론

연구자와 임상의가 PPU를 평가하기 위한 여러 척도를 사용할 수 있지만 이후 다양한 문화에 걸쳐 재검증된 척도는 거의 없으며 무증상 남성의 척도에 대한 심리 측정 특성은 거의 검사되지 않았습니다. 또한, 이러한 샘플에서 PPU와 관련된 증상 영역이 어떻게 관련되는지(예: 두드러짐, 금단, 내성, 기분 변화, 갈등 및 재발 간의 상호 관계)는 잘 이해되지 않았습니다(Böthe, Lonza, et al., 2020). 따라서 우리는 중국 상황에서 PPCS-18의 신뢰성과 타당성을 조사하고 중국 지역 사회 및 무증상 남성에서의 사용에 대한 지원을 입증했습니다. PPCS-18의 중국어 버전은 중국 커뮤니티와 무증상 남성 모두에서 높은 내부 일관성, 복합 신뢰성 및 수렴 타당성을 보여주었습니다. 측정 불변성 테스트에서는 이 척도가 헝가리 공동체, 중국 공동체 및 중국 무증상 인구에 유사하게 적용 가능하며 척도의 잠재적인 교차 문화 및 임상적 유용성을 뒷받침하는 것으로 나타났습니다. 네트워크 분석에 따르면 PPCS-18의 XNUMX가지 요소 간의 상호 작용은 헝가리 남성과 중국 남성에서 크게 달랐습니다. 중심성 추정에 따르면 준임상 표본의 핵심 증상은 금단 및 내성이었지만 금단 영역만이 두 지역 사회 표본의 중심 노드였습니다.

12. 중국 인구에 대한 PPCS-18의 타당성과 신뢰성

PPCS-18의 구성 타당성과 신뢰성은 세 가지 독립적이고 구별되는 샘플에 대해 교차 검증되었습니다. PPCS-18의 구성 타당성이 뒷받침되었을 뿐만 아니라 음란물 갈망, 강박적인 성적 행동, OSA 빈도 및 참가자의 일반적인 심리적 건강 수준과의 연관성을 보고하여 수렴 타당도가 확립되었습니다. 이전 연구(Böthe et al., 2020b)와 유사하게 OSA의 18가지 하위 유형과 PPCS-18 사이의 상관 계수로 인해 OSA의 빈도는 PPU의 신뢰할 수 있는 지표로 나타나지 않았습니다. 이는 PPCS-XNUMX이 중국 상황에서 PPU의 정량적 측면에도 민감할 수 있음을 시사하지만, 이 가능성에 대해서는 추가 연구가 필요합니다.

소비 빈도 외에도 음란물에 대한 갈망을 유발할 수 있는 콘텐츠 등 질적인 측면도 고려해야 합니다(Kraus & Rosenberg, 2014 년). 갈망이라는 주관적인 경험은 중독의 공통 요소입니다.Kraus & Rosenberg, 2014 년), 금단 후 중독 행동의 발생, 유지 및 재발을 예측하는 데 관련이 있습니다(Drummond, Litten, Lowman 및 헌트, 2000). 이전 연구와 일치합니다 (고라와 포 텐차, 2016, 영 (Young) 등, 2000), 정신 건강 점수가 낮고 강박적인 성적 행동이 많을수록 PPCS 점수가 높아졌습니다. 이러한 결과는 PPU를 선별하고 진단할 때 갈망, 정신 건강 요인, 강박적 사용을 고려하는 것이 바람직할 수 있음을 시사합니다(Brand, Rumpf et al., 2020).

13. 지역사회 및 무증상 남성의 PPU 증상 네트워크

성욕 과잉에 네트워크 접근 방식을 적용하는 것과 유사합니다(베르너 외, 2018), 우리는 PPCS-18이 서로 다른 샘플 간에 유사하거나 별개의 관계를 나타내는지 여부를 조사하기 위해 이 접근 방식을 PPU에 적용했습니다. 세 가지 샘플의 전체 네트워크 토폴로지는 PPCS-18 도메인 간의 관계에 문화 관련 차이가 있을 수 있음을 시사합니다. 중국 남성의 경우 갈등 요인은 돌출과 부정적인 연관이 있는 반면, 헝가리 남성의 경우 돌출은 갈등과 관련이 없습니다. 지난 수십 년간 중국의 엄청난 사회경제적 변화와 병행하여 점점 더 많은 중국인들이 보수적인 성적 태도, 특히 성을 부도덕한 것으로 정의하는 사람들을 비판하고 있으며, 그 대신 성적 쾌락의 중요성을 강조하기 시작했습니다.린, 2018, 웡, 2014). 현재 연구에서 참가자는 남성이었습니다. 중국에서는 성적 대본이 지배적이기 때문에 남성이 성적 표현을 추구하고 보다 관대한 성적 태도를 보이도록 장려됩니다.Zheng 등, 2011). 그러므로 남성의 생각이 외설물에 집중될 때 갈등을 경험하지 않을 수 있습니다. 반면, PPCS의 "갈등" 구성 요소에 대한 평가는 갈등의 주변적인 측면(예: 성생활에 대한 부정적인 영향)을 포함하고 갈등의 더 중심적인 측면(예: 대인 관계 갈등)을 제외하는 것으로 제한됩니다. (Fernandez & Griffiths, 2019 년). 그러나 갈등과 두드러짐 사이의 관계에서 중국과 헝가리 남성의 관계에 근본적인 차이가 있는 정확한 이유는 특히 음란물 사용에 대한 사회적 수용 및 정부 규제와 같은 요소가 관할권마다 다를 수 있다는 점을 고려할 때 추가 연구가 필요합니다.

또한 PPCS-18의 XNUMX가지 요소에 대한 중심성 추정은 세 가지 샘플 모두에서 철수가 가장 중요한 요소로 표시되었습니다. 무증상 참가자들 사이의 강도, 친밀감, 중간성 중심성 결과에 따르면, 관용도 금단 다음으로 중요하게 기여했습니다. 이러한 결과는 금단증상과 내성이 무증상 개인에게 특히 중요하다는 것을 시사합니다. 내성과 금단은 중독과 관련된 생리학적 기준으로 간주됩니다(힘 멜스 바흐, 1941). 관용 및 금단과 같은 개념은 PPU에 대한 향후 연구의 중요한 부분을 구성해야 합니다(드 알라르콘 외, 2019, 페르난데스와 그리피스, 2019). 그리피스 (2005) 모든 행동이 중독성으로 간주되려면 내성과 금단 증상이 나타나야 한다고 가정했습니다. 우리의 분석은 금단 및 내성 영역이 PPU에 대해 임상적으로 중요하다는 개념을 뒷받침합니다. Reid의 견해와 일치합니다(리드, 2016), 강박적인 성적 행동을 보이는 환자의 내성과 금단의 증거는 기능 장애적인 성적 행동을 중독성으로 특성화하는 데 중요한 고려 사항이 될 수 있습니다.

14. 한계와 미래 연구

본 연구는 제한이 없는 것은 아니다. 첫째, 시간적 안정성이 테스트되지 않았습니다. 둘째, 자가 보고 방법을 사용하여 데이터를 수집했습니다. 따라서 결과의 신뢰성은 응답자의 정직성과 정확성, 항목에 대한 이해도에 따라 달라집니다. 셋째, RMSEA 값은 준임상 샘플에서 약간 더 높아 추가 연구가 필요합니다. 참가자에는 18~48세의 남성만 포함되었습니다. 따라서 노인 인구와 여성에 대한 PPCS-18의 적용 가능성을 추가로 조사해야 합니다. 성별과 관련된 차이가 문화적 요인이나 관할권 요인에 의해 영향을 받을 수 있는지 여부는 여전히 불분명합니다. 따라서 여성, 다양한 연령층, 기타 문화 및 관할 구역을 포함하여 보다 다양한 샘플에서 PPCS-18을 검증하려면 더 많은 연구가 필요합니다. 또한 연구된 준임상 그룹은 온라인 포럼에서 파생되었습니다. 연구 결과가 다른 환경(예: 대면 치료를 제공하는 환경)으로 확장될 수 있는 정도에 대해서는 추가 연구가 필요합니다.

15. 결론

PPCS-18은 헝가리와 중국의 지역 사회 남성과 음란물 사용을 잘 통제하지 못하는 중국의 무증상 남성에게 강력한 정신 측정 특성을 가지고 있었습니다. 따라서 PPCS-18은 특정 서부 및 동부 관할권에서 PPU를 평가하는 유효하고 신뢰할 수 있는 척도인 것으로 보이며 무증상 개인에게 사용될 수 있습니다. 또한, PPCS-18 도메인 간의 관계는 다양한 인구 집단의 뚜렷한 특성을 반영할 수 있으며, 현재 연구 결과는 PPU에서 철수 및 내성을 고려하는 것이 중요하다는 것을 시사합니다. 이번 연구 결과는 중국의 무증상 및 지역사회 샘플을 보고하고, PPCS-18의 일반화 가능성을 확장하고, 문화 전반에 걸쳐 다양한 증상 영역 간의 관계를 탐구함으로써 이해를 향상시킵니다.

기금

이 연구는 중국 국가사회과학재단(보조금 번호 19BSH117 및 CEA150173)과 푸젠성 교육 개혁 프로젝트(FBJG20170038)의 지원을 받았습니다. BB는 Team SCOUP – Sexuality and Couples – Fonds de recherche du Québec, Société et Culture의 박사후 연구원 상으로 자금을 지원 받았습니다. ZD는 헝가리 국립 연구 개발 혁신 사무소(보조금 번호: KKP126835, NKFIH-1157-8/2019-DT)의 지원을 받았습니다. MNP의 참여는 Center of Excellence 보조금을 통해 National Center for Responsible Gaming의 지원을 받았습니다. 자금 지원 기관은 원고의 내용에 대한 의견을 제시하지 않았으며 원고에 설명된 견해는 저자의 의견을 반영하며 반드시 자금 지원 기관의 의견을 반영하는 것은 아닙니다.

관심사 충돌

저자는 이 원고의 내용과 관련하여 이해 상충을 선언하지 않습니다.

인용되지 않은 참조

Bőthe et al., 2018, Bőthe et al., 2019, Bőthe et al., 2019, Böthe et al., 언론 보도 중, Bőthe et al., 2020, Bőthe et al., 2019, Bőthe et al., 2020, Bőthe et al., 2018, Brand 외., 2019, Brand 외., 2019.