Abstract
De huidige studie was gericht op het onderzoeken van associaties van automatische en gecontroleerde cognitie met seksueel functioneren en moderatie van deze associaties door geheugencapaciteit te werken in een steekproef van heteroseksuele vrouwen (N = 65) en mannen (N = 51). De deelnemers voerden twee single-target Implicit Association Tests (ST-IAT's) uit om de impliciete voorliefde en wens van erotische stimuli te beoordelen. De Sexual Opinion Survey (SOS) werd gebruikt om de expliciete voorkeur voor seks te beoordelen. De International Index of Erectile Function (IIEF) en de Female Sexual Function Index (FSFI) werden gebruikt om de seksuele functie te beoordelen. De werkgeheugencapaciteit werd bepaald met behulp van de taak en stemming van de Towers of Hanoi met behulp van de Hospital Anxiety and Depression Scale (HADS). Bij vrouwelijke deelnemers kwamen hogere niveaus van seksueel functioneren samen met sterkere impliciete associaties van erotische stimuli met willen, terwijl impliciete seksuele voorkeur niet gerelateerd was aan het niveau van seksueel functioneren. Bij mannelijke deelnemers kwamen hogere niveaus van seksueel functioneren samen met een lagere impliciete voorliefde voor erotische stimuli, terwijl impliciet seksueel willen geen verband hield met seksueel functioneren. Hogere erotofiliescores waren gerelateerd aan hogere niveaus van seksueel functioneren bij zowel vrouwen als mannen, maar angst- en depressiesymptomen waren niet gerelateerd aan seksueel functioneren. Werkgeheugencapaciteit matigde de associaties tussen erotofilie en seksueel functioneren niet.
Conceptuele modellen van seksuele opwinding bij vrouwen en mannen hebben de betrokkenheid van zowel gecontroleerde (of opzettelijke) als automatische cognitieve processen gepostuleerd (Barlow, 1986; Janssen, Everaerd, Spiering, & Janssen, 2000 van Lankveld et al., 2015). Het cognitieve interferentiemodel van seksuele opwinding (Barlow, 1986) toegewezen, samen met affectieve factoren, een hoofdrol aan storende gedachten en vooringenomen aandachtsverwerking bij disfunctionele seksuele prestaties. Met betrekking tot gecontroleerde, opzettelijke cognitieve verwerking, stelde Barlow voor dat, in vergelijking met niet-symptomatische mannen, mannen met erectiestoornissen verwachten seksuele problemen te ervaren wanneer ze geconfronteerd worden met een mogelijke seksuele ontmoeting. Bewuste verwachtingen zijn voorbeelden van gecontroleerde cognities. Terugkerende problemen met seksuele prestaties versterken de negatieve verwachtingen van de persoon, wat resulteert in chronische seksuele disfunctie. Asymptomatische mannen daarentegen verwachten succesvolle erectiele prestaties, ervaren positieve gevoelens en richten zich adequaat op erotische stimuli. Barlow baseerde zijn model op een aantal experimentele onderzoeken onder mannen (Abrahamson, Barlow en Abrahamson, 1989; Bach, Brown en Barlow, 1999; Barlow, Sakheim en Beck, 1983; Beck & Barlow, 1986, 1986b; Mitchell, DiBartolo, Brown en Barlow, 1998; Weisberg, Bach en Barlow, 1995). Manipulatie van de verwachtingen van deelnemers van succesvolle versus niet-succesvolle seksuele prestaties bleek de erectiestoornissen te beïnvloeden bij mannen met en zonder erectiestoornissen (Bach et al., 1999; Stone, Clark, Sbrocco en Lewis, 2009). De laatste jaren is het model ook toegepast op vrouwen (Laan & Everaerd, 1995; Wiegel, Scepkowski en Barlow, 2007). In een experimenteel onderzoek bij vrouwen bleek vals-positieve feedback, die vermoedelijk leidde tot positieve verwachtingen, te resulteren in hogere subjectieve seksuele opwinding, en vals-negatieve feedback resulteerde in een lagere subjectieve opwinding bij vrouwen met en zonder seksuele opwindingsstoornis (McCall & Meston, 2007). Valse positieve feedback leidde echter niet tot hogere genitale seksuele opwinding bij gezonde vrouwen, maar resulteerde in minder genitale opwinding bij seksueel disfunctionele vrouwen. Genitale opwinding in beide groepen werd niet beïnvloed door vals negatieve feedback. Cross-sectionele vragenlijstonderzoeken hebben het model verder ondersteund. Mannen en vrouwen met seksuele disfuncties bleken meer negatieve opzettelijke cognities te hebben dan niet-symptomatische individuen vóór, tijdens en na seksuele activiteit met partners, waaronder bepaalde soorten negatieve seksuele gedachten, seksuele attitudes en seksuele zelfschema's (Andersen, Cyranowski en Espindle , 1999; Nobre en Pinto-Gouveia, 2009, 2009b).
Het informatieverwerkingsmodel van Janssen et al. (2000) postuleerde een cruciale rol voor de automatische beoordeling van erotische stimuli als een bepalende factor voor seksuele opwinding. Een centrale veronderstelling in dit model is dat stimuli, wanneer ze worden waargenomen, worden gecodeerd als seksueel of niet-seksueel, wat resulteert in respectievelijk facilitering of remming van genitale en subjectieve seksuele reacties. Aanvankelijk zijn codering en evaluatie van erotische stimuli automatische processen, waarvan het individu zich mogelijk niet bewust is, hoewel bewust bewustzijn kan ontstaan in latere stadia van verwerking (Nisbett & Wilson, 1977; Schneider en Shiffrin, 1977). Volgens het model initiëren stimuli die gecodeerd zijn als seksuele betekenis automatisch genitale seksuele respons. Bewustwording van de stimulus is hiervoor niet vereist. Empirische ondersteuning voor dit model begint te ontstaan uit experimenteel onderzoek bij zowel mannen als vrouwen (Macapagal & Janssen, 2011; Spiering, Everaerd en Janssen, 2003; Spiering, Everaerd, Karsdorp, Beide, & Brauer, 2006).
Meer recentelijk, dual-process theorie (Corr, 2010; Evans en Frankische, 2009; Olson en Fazio, 2008) is voorgesteld om de fluctuerende relatieve bijdragen van gecontroleerde en automatische verwerking van erotische stimuli aan het genereren van seksuele opwinding te verklaren (van Lankveld, 2010 van Lankveld et al., 2018, 2015). Dubbelprocesmodellen, cruciaal, veronderstellen dat de relatieve impact van automatische en gecontroleerde cognitie op gedragsresultaten wordt bepaald door zowel situationele als dispositionele randvoorwaarden (Hofmann & Friese, 2008; Strack & Deutsch, 2004) (zien Figuur 1). Een centrale rol tussen deze voorwaarden is toegewezen aan werkgeheugencapaciteit (WMC; Baddeley, 1992 Dehaene, 2014). Situationele factoren, zoals vermoeidheid, alcoholintoxicatie, onaangename emotionele toestand (Figueira et al., 2017) en angst (Moran, 2016), belemmeren de werking van het werkgeheugen. Individuele verschillen in WMC blijken significant gerelateerd te zijn, maar niet identiek aan zowel gekristalliseerde als vloeibare intelligentie (voor een meta-analyse, zie Ackerman, Beier, & Boyle, 2005). Het matigende effect van randvoorwaarden is te wijten aan de verschillende operationele kenmerken van de twee soorten informatieverwerking. Het automatische proces is permanent actief tijdens de waaktoestand van een persoon. Het is in staat om gelijktijdig meerdere stukjes informatie uit een breed perceptueel veld en verschillende sensorische modaliteiten te verwerken en vereist minimale WMC. Gecontroleerde verwerking vindt daarentegen serieel plaats en is langzamer. Het is in staat om automatische (impulsieve) reacties (Hofmann & Friese, 2008; Strack & Deutsch, 2004), maar de werking ervan is cruciaal afhankelijk van de beschikbaarheid van WMC. Dalingen in WMC tasten daarom de regulerende functie van gecontroleerd waarnemen aan en zorgen ervoor dat automatische processen gedrags- en fysiologische uitkomsten domineren. Wanneer toegepast op seksualiteit, voorspelt de dual-process theorie dat een lage of verlaagde WMC de impact van (negatieve) automatische beoordelingen zal vergroten en die van (positieve) gecontroleerde beoordelingen op seksueel functioneren zal verminderen. Automatische associaties worden verondersteld algemene culturele stereotypen weer te geven die worden overgedragen door socialisatie (Nosek et al., 2009; Steffens & Buchner, 2003) en de leergeschiedenis van het individu (Gonzalez, Dunlop & Baron, 2017). Ze worden geleerd door frequente combinaties van stimuli met een emotionele toestand (Gawronski & Bodenhausen, 2006).
Verschillende elementen van het dual-process-model van seksueel functioneren zijn empirisch getest. De eerste groep onderzoeken die zal worden beoordeeld, richt zich op het aspect van beperkte cognitieve verwerkingscapaciteit. In verschillende experimentele onderzoeken onder mannen en vrouwen, waarbij gebruik werd gemaakt van dubbeltaak- of afleidingsparadigma's, bleken genitale seksuele reacties te variëren afhankelijk van de beschikbaarheid van informatie verwerkingscapaciteit (Adams, Haynes, & Brayer, 1985; Anderson & Hamilton, 2015; Elliott en O'Donohue, 1997; Geer & Fuhr, 1976; Salemink & van Lankveld, 2006; van Lankveld & Bergh, 2008; van Lankveld & van Den Hout, 2004). Merk op dat deze onderzoeken, op het moment dat ze werden uitgevoerd en gepubliceerd, niet werden ingekaderd als tests van voorspellingen die waren afgeleid van het dual-process-model. In plaats daarvan werden ze bijvoorbeeld ingekaderd als het testen van de effecten van afleiding, verhoogde cognitieve belasting en verminderd aandachtsvermogen op genitale en subjectieve seksuele opwinding. Genitale reacties op erotische stimuli bleken af te nemen wanneer een tweede, gelijktijdig uitgevoerde, cognitieve taak stapsgewijs grotere delen van de beschikbare verwerkingscapaciteit vastlegde, hoewel sommige onderzoeken daarentegen ontdekten dat cognitieve afleiding erectiele reacties vergemakkelijkte (Abrahamson, Barlow, Sakheim, Beck , En Athanasiou, 1985; Janssen, Everaerd, Van Lunsen, & Oerlemans, 1994).
In een klein aantal onderzoeken werd het Implicit Association Test (IAT) -paradigma (Greenwald, McGhee en Schwartz, 1998) werd gebruikt om een ander element uit het dual-process model te testen, namelijk de relatieve bijdrage van automatische en gecontroleerde cognitieve associaties met erotische stimuli aan seksueel functioneren. De IAT is bedoeld om de sterkte van automatische associaties in het geheugen tussen twee paar concepten (genoemd) te meten doel paren en attribuutparen). Om dit te doen, wordt de deelnemers geïnstrueerd om stimuli die op een computerscherm verschijnen toe te wijzen aan categorieën door op de daarvoor bestemde toetsen op hun toetsenbord te drukken. De IAT-index wordt berekend op basis van verschillen in reactietijden tussen het begin van de stimulus en de toetsaanslagen op verschillende combinaties van de conceptparen. We verwijzen naar het onderliggende cognitieve proces als "automatisch versus gecontroleerd" wanneer we conceptuele kwesties bespreken en naar de gemeten cognitieve resultaten als "impliciet versus expliciet" wanneer we gegevens en bevindingen bespreken. In de huidige studie werd de Single-Target Implicit Association Test (ST-IAT) gebruikt, wat een single-target modificatie is van de IAT (Bluemke & Friese, 2008). In de IAT zijn twee tegengestelde doelcategorieën opgenomen die van nature voorkomende tegengestelden vertegenwoordigen (bijv. Mannen versus vrouwen, levend versus levenloos). Dergelijke tegengestelde categorieën zijn niet direct beschikbaar voor seksuele stimuli, en seksuele stimuli werden daarom gebruikt als een enkele doelcategorie.
In een observationele studie werden impliciete associaties van vaginale penetratiestimuli met walging en dreiging beoordeeld (Borg, de Jong, & Weijmar Schultz, 2010) met behulp van twee ST-IAT's. Vrouwen met seksuele pijnstoornis of vaginisme bleken sterkere impliciete associaties tussen seks en walging te vertonen dan niet-symptomatische vrouwen. In een onderzoek onder gezonde jonge volwassenen waren impliciete ST-IAT-associaties tussen seks en walging niet sterk gerelateerd aan seksueel functioneren noch aan genitale of subjectieve seksuele opwindingsreacties op erotische stimuli (Grauvogl et al., 2015). In een ander ST-IAT-onderzoek (Brauer et al., 2012), vrouwen die destijds werden gediagnosticeerd met hypoactieve seksuele verlangenstoornis (HSDD), vertoonden minder positieve (maar niet meer negatieve) impliciete associaties van vaginale penetratiestimuli met positieve valentie, in vergelijking met seksueel functionele vrouwen.
Valence speelt een rol bij zowel affectieve ("lust") als motiverende ("lust") beoordelingen die een verschillend effect kunnen hebben op seksueel functioneren (Dewitte, 2015). Beide beoordelingstypes zijn geconceptualiseerd in de emotietheorie (zie Frijda, 1993) als het bepalen van het niveau van waardering (leuk vinden) van stimuli en de neiging om stimuli te benaderen of te vermijden (willen). Onlangs zijn deze constructen toegepast op een neurowetenschappelijk model van seksueel functioneren (Georgiadis, Kringelbach, & Pfaus, 2012). In dit model is willen een motiverende fase van de seksuele reactie die bewust kan worden ervaren als een toenemend seksueel verlangen, terwijl het leuk vinden een overheersende rol speelt in de consumerende fase en wordt weerspiegeld in subjectieve en genitale seksuele opwinding. Onderscheid tussen smaak en willen werden aangetoond in patiëntenmonsters met illegale drugsverslavingen (Robinson & Berridge, 1993, 2008) en eetstoornissen (Tibboel et al., 2011). Daarom kunnen, naast impliciete sex-like associaties, sex-willen associaties interessant zijn, wat een weerspiegeling is van automatische motivatie voor seks.
Impliciete associaties van erotische stimuli met zowel willen als willen werden onderzocht bij vrouwelijke gynaecologische patiënten met en zonder seksuele problemen (van Lankveld, Bandell, Bastin-Hurek, van Beurden, & Araz, 2018). In beide groepen werden sterkere impliciete associaties van erotische stimuli met willen geassocieerd met hogere niveaus van seksueel functioneren. In vergelijking met niet-symptomatische vrouwen bleken vrouwen met seksuele problemen meer negatieve impliciete associaties van erotische stimuli te hebben met een willen, indexerende automatische seksuele motivatie. Bovendien werden hogere positieve expliciete beoordelingen van erotische stimuli geassocieerd met lagere niveaus van seksuele nood in beide groepen. De twee groepen verschilden niet wat betreft de impliciete associaties van seksuele stimuli met sympathie.
Automatische voorkeuren en wensen, gemeten met ST-IAT's, werden ook onderzocht bij mannelijke urologische patiënten met en zonder seksuele disfunctie (van Lankveld et al., 2015). Hoewel de twee groepen verschilden wat betreft de impliciete associatie van erotische stimuli met liking, was de richting van het waargenomen verschil onverwacht: seksueel disfunctionele mannen bleken positievere impliciete associaties met erotische stimuli te herbergen dan gezonde mannen. De twee groepen verschilden niet wat betreft impliciet willen. In een tweede onderzoek onder mannelijke urologische patiënten met en zonder seksuele problemen werd deze bevinding gerepliceerd, waarbij deelnemers met een lager niveau van seksueel functioneren een sterkere automatische seks-positieve associatie vertoonden. Dit effect was het grootst in de jongere leeftijdsgroep (van Lankveld et al., 2018). In een niet-klinische steekproef van studenten werden verschillende aspecten van het seksuele gedrag van mannen het beste voorspeld op basis van hun impliciete scores voor seks, terwijl het seksuele gedrag van vrouwen het beste werd voorspeld met behulp van impliciete scores voor seks-willen (Dewitte, 2015).
In alle eerder beoordeelde studies van automatische cognitieve associaties met erotische stimuli werden individuen met en zonder seksuele disfunctie vergeleken, waarbij een discontinuïteit werd verondersteld tussen gezond en ongeordend seksueel functioneren, op basis van verschillende onderliggende processen (bijv. Barlow, 1986). In tegenstelling tot dergelijke medische of categorische modellen van seksueel functioneren en disfunctie (zie voor een bespreking Pronier & Monk-Turner, 2014), het dimensionale model van psychopathologie (Anderson, Huppert, & Rose, 1993) postuleert het bestaan van een continuüm van psychopathologiesymptomen in de populatie, variërend van totale afwezigheid bij niet-symptomatische individuen tot volledige symptoomconstellaties bij personen die lijden aan ernstige psychische stoornissen (Kessler, 2002). Bewijs voor het bestaan van een dimensionale, continue distributie van symptomen in de populatie blijkt te variëren tussen psychische stoornissen (bijv. Fraley & Spieker, 2003 Haslam, 2003; Haslam, 2003b; Solomon, Haaga en Arnow, 2001; Thewissen, Bentall, Lecomte, van Os, & Myin-Germeys, 2008). Forbes, Baillie en Schniering (2016) stelde een dimensionaal model van seksuele disfunctie voor als onderdeel van een internaliserende stoornisdimensie, samen met depressieve en angststoornissen. Met behulp van latente profielanalyse en structurele vergelijkingsmodellering (SEM) bleken gegevens van vrouwen beter te passen bij het dimensionale model dan gegevens van mannen (Forbes et al., 2016). De gegevens van mannen passen beter bij het categorische model. In overeenstemming met een dimensionaal perspectief, werden voor de huidige studie deelnemers gerekruteerd uit de algemene bevolking om de relaties te onderzoeken tussen seksueel functioneren en automatische en gecontroleerde wils- en smaakassociaties met erotische stimuli en de matiging van deze relaties door WMC. Voor zover wij weten, is de centrale aanname in het dual-process-model van seksuele opwinding - dat de effecten van automatische en gecontroleerde cognitieve associaties op seksueel functioneren worden gematigd door WMC - nog niet getest. In de huidige cross-sectionele studie wilden we een eerste test uitvoeren in de algemene populatie van deze veronderstelling dat seksueel functioneren wordt bepaald door zowel automatische als gecontroleerde cognitieve beoordelingen, en dat de relatieve invloed van deze beoordelingstypen wordt gemoduleerd door WMC. Aangezien de momenteel beschikbare cognitieve gedragsinterventies bij de behandeling van seksuele disfuncties zich voornamelijk richten op bewust beschikbare cognitieve factoren (Berner & Gunzler, 2012; Fruhauf, Gerger, Schmidt, Munder en Barth, 2013; Gunzler en Berner, 2012; Ter Kuile, Both, & van Lankveld, 2010), het testen van de veronderstellingen van een dual-procesmodel van seksuele functie kan belangrijke klinische implicaties hebben.
We hebben de volgende hypotheses getest:
H1: Bij vrouwen zal het niveau van seksueel functioneren aanzienlijk worden geassocieerd met impliciete associaties van erotische stimuli met willen: sterke impliciete seks-willen scores worden geassocieerd met hogere niveaus van seksueel functioneren.
H2: Bij mannen zal het niveau van seksueel functioneren aanzienlijk worden geassocieerd met impliciete associaties van erotische stimuli met liking: hogere niveaus van impliciete sex-liking zullen worden geassocieerd met hogere niveaus van seksueel functioneren.
H3: Bij zowel vrouwen als mannen zal het niveau van seksueel functioneren aanzienlijk worden geassocieerd met expliciete cognities met betrekking tot seksualiteit: een sterkere positieve houding ten opzichte van seks (erotofilie) zal worden geassocieerd met hogere niveaus van seksueel functioneren.
H4: Angst- en depressiesymptomen zullen negatief worden geassocieerd met niveaus van seksueel functioneren.
H5: Het niveau van WMC zal de relatie tussen automatische en gecontroleerde associaties en seksueel functioneren op verschillende manieren modelleren, en zal sterkere associaties tonen tussen gecontroleerde seksuele voorkeur en seks willen en niveaus van seksueel functioneren op hogere niveaus van WMC.
Methode
Deelnemers
Geïnteresseerde personen kwamen in aanmerking als ze 18 jaar of ouder waren, zichzelf identificeerden als heteroseksueel, enige seksuele ervaring hadden met een partner, aangaven seksueel contact te hebben gehad in de afgelopen vier weken en voldoende vaardig waren om Nederlands te lezen om de onderzoeksvragen te beantwoorden en om de computertaken uit te voeren. Niet-gegradueerde studenten rekruteerden studiedeelnemers in hun persoonlijke kennissenkring. Geïnteresseerden kregen een persoonlijke uitnodiging per e-mail waarin het doel en de procedures voor deelname werden uitgelegd. Deelname was vrijwillig en er werd geen compensatie geboden. Individuen die reageerden en hun interesse en bereidheid toonden om deel te nemen, ontvingen persoonlijke inlogcodes en een URL die linkt naar een online onderzoeksplatform.
Maatregelen
Seksuele functie
Na het invullen van een korte demografische vragenlijst, beantwoordden de deelnemers een eerste vraag met de vraag of ze momenteel seksuele problemen hadden. Als ze antwoordden dat ze dat waren, vroeg een vervolgvraag naar de soort (en) van seksuele problemen die ze hadden.
Vrouwelijke seksuele functie-index (FSFI). De FSFI (Rosen et al., 2000) is een zelfrapportagevragenlijst die het seksueel functioneren van vrouwen beoordeelt met 19 items georganiseerd in zes subschalen die seksueel verlangen, seksuele opwinding, smering, orgastische functie, seksuele bevrediging en seksuele pijn meten. Ons theoretisch kader stelt cruciale verbanden tussen cognitieve beoordelingsprocessen en seksuele opwinding. Om deze voorspellingen te onderzoeken, werden de subschalen die seksueel verlangen, seksuele opwinding, vaginale smering en orgasme indexeren, geselecteerd om deze aspecten van vrouwelijk seksueel functioneren weer te geven. Samengevoegde subschaalscores vormen een globale index van seksueel functioneren (FSFI-totaalscore). Antwoorden worden gegeven op schalen van vijf en zes items, waarbij hogere scores duiden op beter seksueel functioneren. De oorspronkelijke factorstructuur werd gerepliceerd in de Nederlandstalige versie (Ter Kuile, Brauer, & Laan, 2006). De interne consistentie van de FSFI bleek uitstekend te zijn (Cronbach's αs> 0.82). De test-hertestbetrouwbaarheid varieerde van voldoende tot hoog voor alle subschalen (r = 0.79 tot 0.86) en voor de totale schaal (r = 0.88; Rosen et al., 2000). In de huidige studie varieerde de interne consistentie van bevredigend tot uitstekend (subschaal seksueel verlangen: Cronbach's α = .77; seksuele opwinding: Cronbach's α = .94; smering: Cronbach's α = .96; orgasme: Cronbach's α = .92).
Internationale index van erectiele werking (IIEF). Het IIEF (Rosen et al., 1997) is een zelfrapportage-vragenlijst om het seksueel functioneren van mannen te beoordelen. Het heeft 15 items georganiseerd in vijf subschalen die de erectiele functie, orgastische functie, seksueel verlangen, geslachtsgemeenschap tevredenheid en algemene seksuele tevredenheid meten. De subschalen die seksueel verlangen, erectiele functie en orgastische functie indexeren, werden gekozen om deze aspecten van mannelijk seksueel functioneren weer te geven. Deelnemers gaven antwoorden op vijf- en zes-item schalen, met hogere scores die wijzen op beter seksueel functioneren. Een somscore wordt berekend om een globale index van seksueel functioneren te bieden (totale IIEF-score). De interne consistentie van het IIEF bleek uitstekend te zijn in eerder onderzoek (Cronbach's α tussen 0.92 en 0.96) en de betrouwbaarheid van de test-hertest was hoog (r = 84; Rosen et al., 1997). In de huidige studie varieerde de interne consistentie van goed tot uitstekend (erectiele functie: Cronbach's α = .95; orgastische functie: Cronbach's α = .96; seksueel verlangen: Cronbach's α = .84).
Depressie en angst
De schaal van angst en depressie in ziekenhuizen (HADS; Zigmond & Snaith, 1983) werd gebruikt om de ernst van depressie en angstsymptomen te beoordelen. De HADS is een 14-item vragenlijst met zelfrapportage met twee subschalen voor angst en depressie. Hoge scores vertegenwoordigen hogere niveaus van angst en depressie. Bevredigende tot hoge interne consistentie werd aangetoond in Nederlandse monsters, met Cronbach's α variërend van .71 tot .90 (Spinhoven et al., 1997). In de huidige studie was de interne consistentie goed voor de subschaal angst (Cronbach's α = .81) en bevredigend voor de subschaal depressie (Cronbach's α = .77).
Impliciete associaties met seksuele stimuli
Impliciete associatietest met één doel. De ST-IAT is een gemodificeerde versie van de IAT (Greenwald et al., 1998) en werd in de huidige studie gebruikt om impliciete beoordelingen van erotische stimuli te meten. De psychometrische aspecten van zowel de IAT (Houben & Wiers, 2008; Nosek, Greenwald en Banaji, 2005) en de ST-IAT (Bluemke & Friese, 2008; Karpinski & Steinman, 2006) zijn bevredigend bevonden. Eerdere studies toonden aan dat de online en on-site prestaties van de IAT niet systematisch varieerden (Houben & Wiers, 2008).
De ST-IAT bevatte één doelcategorie (erotisch) en twee conceptueel tegenovergestelde attribuutcategorieën. Het erotische doelwit in de smaak en de verlangende ST-IAT's werd vertegenwoordigd door vier afbeeldingen van heteroseksuele interactie geselecteerd uit het International Affective Picture System (Lang, Bradley, & Cuthbert, 1999).1 Elk toonde een vrouwelijke en een mannelijke acteur die zich bezighouden met expliciete seksuele activiteit, maar er werden geen volledige close-ups van de geslachtsdelen getoond. Vrouwelijke borsten waren volledig zichtbaar. De kenmerkcategorieën voor de ST-IAT die leuk zijn, waren 'positief' (weergegeven door de woorden humor, gezondheid, cadeau en vrede te brengen. [in het Nederlands: humor, gezondheid, kado, vrede]) en "negatief" (weergegeven door de woorden haat, oorlog, ziekte en pijn [in het Nederlands: haat, oorlog, Ziekte, pijn]). De attribuutcategorieën voor de willende ST-IAT waren 'Ik wil' (weergegeven door de werkwoorden 'verlangen naar', 'willen', 'wensen' en 'verlangen'; in het Nederlands: hunkeren, beginnen, wensen, verlangen) en "Ik wil niet" (met de werkwoorden "afweren", "afwenden", "vermijden" en "stoppen"; in het Nederlands: afweren, ontwijken, vermijden, stoppen).
De kenmerkcategorie-labels werden permanent weergegeven in de linkerbovenhoek (label "positief" of "Ik wil") en rechtsboven (label "negatief" of "Ik wil niet") op het scherm. Hun positie bleef tijdens de test hetzelfde. De doelcategorie ('geslacht') wisselde van positie en werd boven het linker of rechter kenmerkcategorie label getoond, afhankelijk van de instructies voor elk blok.
Deelnemers ontvingen de instructie om elk woord of elke afbeelding, die in het midden van het scherm van een laptop verschijnt, in de doelcategorie of een van de kenmerkcategorieën te categoriseren door op de z en m toetsen op een QWERTY-toetsenbord. Na een juiste reactie werd de volgende stimulus gepresenteerd. Wanneer een onjuist antwoord werd gegeven, werd foutfeedback gepresenteerd als een rode X die de stimulus in het midden van het scherm verving; de rode X bleef op het scherm totdat het juiste antwoord werd gegeven.
Tabel 1 toont de ST-IAT setup die identiek was in de liking en want-versies en geeft voorbeelden van de instructies voor deelnemers. De ST-IAT begon met een oefenblok met alleen attribuutstimuli. Vervolgens waren er twee identieke blokken, eerst een oefenblok van 16 proeven waarin zowel erotische afbeeldingen als positieve en negatieve attribuutwoorden werden gepresenteerd, gevolgd door een testblok van 48 proeven (zie Tabel 1). Binnen de oefen- en testblokken werd het aantal toetsaanslagen op beide responstoetsen gelijk gehouden om de ontwikkeling van responsbias te voorkomen (de Jong, 2015). Dezelfde stimuli werden gebruikt in de praktijk en testproeven (Nosek et al., 2005). De doel- en attribuutprikkels werden in quasi-willekeurige volgorde gepresenteerd, waarbij werd gewaarborgd dat elke doelstimulus zowel werd voorafgegaan als gevolgd door een attribuutstimulans. Niet meer dan twee attribuutstimuli werden gepresenteerd in een rij tussen twee doelstimuli. In het eerste oefen- en testblok werden erotische afbeeldingen en positieve woorden in kaart gebracht op dezelfde responssleutel (geslacht-positieve combinatie), terwijl in het tweede oefen- en testblok erotische afbeeldingen en negatieve woorden dezelfde responssleutel deelden (geslacht-negatieve combinatie) . Verwacht werd dat een van de combinaties (seks-positief of seks-negatief) tot kortere reactietijden zou leiden. Deze verwachting is gebaseerd op de veronderstelling dat toetsaanslagen sneller zijn wanneer de associatie tussen doel en kenmerk sterker is binnen het representatienetwerk van de deelnemer, vergeleken met wanneer deze associatie incongruent is.
Tafel 1. Toewijzing van doelwit- en kenmerksleutel in opeenvolgende blokken in de ST-IAT zoals Liking en Wanting
Er werd geen foutcorrectieprocedure gebruikt in de gewenste ST-IAT, om het meer gepersonaliseerde karakter van deze ST-IAT-versie (Olson & Fazio, 2004). De volgorde van uitvoering van de ST-IAT's die leuk en gewenst waren, was vastgesteld, met de ST-IAT die de voorkeur had als de eerste taak. Eerdere studies toonden aan dat de online en on-site prestaties van de IAT niet systematisch varieerden (Houben & Wiers, 2008).
Expliciete associaties met seksuele stimuli
Seksuele opiniepeiling (SOS). The SOS (Fisher, Byrne, White, & Kelley, 1988) werd gebruikt om de expliciete voorkeur van de deelnemer voor seksuele prikkels te meten. Het bestaat uit 21 items en bevat een enkele schaal die de positie van de deelnemer op een erotofilie-erotofobiedimensie beoordeelt, een "neiging om te reageren op seksuele signalen langs een negatief-positieve dimensie van affect en evaluatie" (Fisher et al., 1988, p. 123). De psychometrische kenmerken van de SOS waren bevredigend, met Cronbach's a variërend van .82 tot .90) in mannelijke en vrouwelijke monsters (Fisher et al., 1988). In de huidige studie was de interne consistentie goed, met Cronbach's α = .81. Er werd geen maatstaf voor expliciet willen zijn gebruikt.
Werkgeheugencapaciteit
Herziene toren van Hanoi (ToH-R). Om de WMC van de deelnemer te meten, worden de ToH-R (Welsh & Huizinga, 2001) was gebruikt. Dit is een probleemoplossende taak die naar verluidt het uitvoerende functioneren meet. ToH-R-prestaties bleken in hoge mate te correleren met werkgeheugenkenmerken, vooral met het visuospatiale element (Handley, Capon, Copp & Harper, 2002). De geautomatiseerde administratie van de ToH-R verschilde niet van de prestaties met de houten versie (Mataix-Cols & Bartres-Faz, 2002). Vergelijkingen van on-site en online geautomatiseerde Tower of Hanoi-taken zijn niet gepubliceerd. Er is gebruik gemaakt van een online digitale versie van de TOH-R. Drie verticale pinnen, identiek in hoogte en diameter, en gelijkmatig verdeeld, werden op een vlakke ondergrond geplaatst. Vier schijven met verschillende diameters moesten op de pennen worden geplaatst, waardoor verschillende configuraties mogelijk waren. De ToH-R bevatte 22 proeven (zie Welsh & Huizinga, 2001). Aan het begin van elke proef werden zowel de startconfiguratie als de doelconfiguratie op het computerscherm weergegeven. Deelnemers werden geïnstrueerd om de startconfiguratie in de doelstatus te transformeren in het kleinst mogelijke aantal zetten door de schijven te verplaatsen. De bewegingen werden beperkt door drie regels: (1) er kon slechts één schijf tegelijk worden verplaatst; (2) een schijf moest op een van de pinnen worden geplaatst voor de start van de volgende beweging; en (3) een schijf mag niet bovenop een schijf met een kleinere diameter worden geplaatst. Verdere instructies waren om het doel in één poging te bereiken, met het vereiste aantal zetten, maar er werd geen tijdslimiet opgelegd. Deze regels werden voorafgaand aan de start van de eerste proef uitgelegd. Ze vereisen dat de deelnemer een reeks bewegingen plant voordat hij de eerste zet doet en dit plan tijdens de uitvoering van de taak bewaakt en aanpast. Hierdoor worden de ToH en andere objectoverdrachtstaken, zoals de Tower of London, beschouwd als gevoelig voor verschillen in frontale lobfunctie, werkgeheugen (Goldman-Rakic, 1987), remming (Goel & Grafman, 1995), of beide aspecten van uitvoerend functioneren (Zook, Davalos, DeLosh, & Davis, 2004). Elk proefresultaat werd gescoord als 0 (onjuiste oplossing) of 1 (juiste oplossing), resulterend in een totale score van correct opgeloste problemen met een mogelijk bereik van 0 tot 22. Hoge scores geven een hoge WMC aan.
Procedure
Er werd gekozen voor een vaste volgorde van tests om priming-effecten van het invullen van vragenlijsten over seksuele kwesties te vermijden die de latere uitvoering van impliciete tests zouden kunnen beïnvloeden, en om vermoeidheidseffecten van het voltooien van tests op de meting van WMC te vermijden. Zo werd eerst de ToH-R uitgevoerd; vervolgens werden de ST-IAT-taken en wensen uitgevoerd; Ten slotte werden de online vragenlijsten (demografische vragen, FSFI / IIEF, HADS en SOS) ingevuld. Samen duurden alle taken ongeveer 45 minuten om uit te voeren. Ethische goedkeuring voor het onderzoek werd verkregen van de ethische beoordelingsraad van de universiteit.
Statistische analyse
Om de impliciete associaties van erotische stimuli te indexeren met leuk en willen, een verbeterd D600 berekeningsalgoritme van Greenwald, Nosek en Banaji (2003) werd aangenomen. Gecombineerde gegevens van oefen- en testfasen werden gebruikt om de D600 ST-IAT-index te berekenen. Conform de standaardpraktijk werden in deze maat reactietijden (RT's) onder 400 ms weggegooid, RT's boven 2,500 ms vervangen door 2,500 ms, en, alleen naar wens ST-IAT, werden onjuiste proeven vervangen door de gemiddelde RT met een toegevoegde straf van 600 ms vóór berekening van de gemiddelde RT's. De gewenste ST-IAT is ontworpen als een gepersonaliseerde IAT (Dewitte, 2015; Olson en Fazio, 2004); voor dit doel werden geen foutieve antwoorden gedefinieerd. De D600-indexscore werd berekend als de verschilscore tussen de gemiddelde reactietijden op de seks-positieve / ik wil en seks-negatieve / ik wil geen combinatieblokken, gedeeld door de standaarddeviatie berekend over alle blokken met uitzondering van de kenmerk oefenblok. Lagere D600-scores gaven aan dat erotische stimuli sterker geassocieerd waren met leuk vinden en willen. Gebruik makend van d = 0.65 als een conservatieve schatting van de gemiddelde effectgrootte van IAT-verschillen, gebaseerd op groepsvergelijkingsstudies (Nosek et al., 2005), hadden we 60 deelnemers nodig om 80% statistische power van een onafhankelijke steekproef te verkrijgen t testen, gebruiken p <.05. Om hypothesen 1 tot en met 3 te testen, werden Pearson-product-momentcorrelaties berekend. Om hypothese 4 te testen, werd een reeks hiërarchische lineaire regressieanalyses uitgevoerd met scores voor seksueel functioneren (gestandaardiseerde FSFI / IIEF-subschaalscores) als afhankelijke variabelen. Effectgroottes en hun 95% betrouwbaarheidsintervallen (BI's) werden berekend (Steiger, 2004). Analyses werden uitgevoerd met SPSS versie 24.
Resultaten
De steekproef bestond uit 116 deelnemers, van wie 65 vrouwen (56%, Mleeftijd = 31.6 jaar; SD = 10.1), en 51 mannen (44%, Mleeftijd = 37.0 jaar; SD = 12.0). In totaal gaf 77% van de vrouwelijke deelnemers en 73% van de mannelijke deelnemers aan een toegewijde relatie te hebben. De duur van de relatie liep sterk uiteen, met gemiddelden van respectievelijk 10.1 en 12 jaar voor vrouwelijke en mannelijke deelnemers. Meer dan 50% van de deelnemers gaf aan een opleiding op hbo- of universitair niveau te hebben gevolgd. Seksuele problemen werden gemeld door 3% van de vrouwelijke en 2% van de mannelijke deelnemers. Relatiekenmerken, andere demografische gegevens en gemiddelden en standaarddeviaties van de variabelen die van belang zijn, worden weergegeven in Tabel 2.
Tafel 2. Demografische, medische, seksuele en psychologische kenmerken van deelnemers (N = 116)
Pearson correlatieanalyses werden afzonderlijk uitgevoerd voor vrouwelijke en mannelijke deelnemers (zie Tabel 3). Bij vrouwelijke deelnemers werden significante correlaties aangetoond tussen impliciet willen en zelfgerapporteerde niveaus van seksuele opwinding (r = −.26, p <.05) en orgasme (r = −.35, p <.01). Sterkere impliciete associaties met seksueel verlangen waren gecorreleerd met hogere niveaus van seksuele opwinding en orgastisch functioneren. Impliciete associaties met seksualiteit waren niet significant gecorreleerd met indices voor seksueel functioneren. Bij mannelijke deelnemers werden significante correlaties onthuld tussen impliciete sympathie en zelfgerapporteerde niveaus van orgasme (r = .33, p <.05). In het bijzonder waren sterkere associaties met seksualiteit gecorreleerd met lagere niveaus van orgastisch functioneren.
Tafel 3. Bivariate correlaties bij vrouwelijke en mannelijke deelnemers tussen automatische associaties van erotische stimuli met liken en willen, erotofilie, angst- en depressiesymptomen en seksueel functionerende indexen
Bij vrouwelijke deelnemers werden significante correlaties aangetoond tussen erotofilie en zelfgerapporteerde niveaus van seksueel verlangen (r = .25, p <.05), seksuele opwinding (r = .40, p <.001), vaginale smering (r = .32, p <.01) en orgasme (r = .31, p <.01). Bij mannelijke deelnemers werd een significante correlatie gevonden tussen erotofilie en zelfgerapporteerd niveau van seksueel verlangen (r = .30, p <.05). Sterkere erotofilie was gecorreleerd met een beter functioneren op deze aspecten van seksualiteit bij zowel vrouwen als mannen. Bij mannelijke deelnemers waren hogere erotofiliescores gecorreleerd met hogere impliciete sekswensen (r = −.31, p <.01). Expliciete en impliciete metingen van seksliefde en -wil waren niet significant gecorreleerd bij vrouwelijke deelnemers.
Moderatie door WMC van de associaties van impliciete en expliciete sex-like en seks-willen associaties werd onderzocht door het uitvoeren van twee reeksen hiërarchische meervoudige lineaire regressieanalyses (Enter-methode) met seksueel verlangen, seksuele opwinding, vaginale smering en orgasme (alle FSFI-subschaal maten) als criteriumvariabelen bij de vrouwelijke deelnemers, en seksueel verlangen, erectiele functie en orgastische functie (alle IIEF-subschaalmaten) als criteriumvariabelen bij de mannelijke deelnemers. In de eerste stap werden scores voor impliciete seks, zoals impliciete seks en erotofilie ingevoerd. In de tweede stap werd de interactieterm van erotofilie en WMC ingevoerd. In de derde stap werden HADS angst- en depressiescores toegevoegd. Onder de vrouwelijke deelnemers werden vier univariate uitbijters uitgesloten van de analyses. Twee deelnemers hadden extreem hoge scores op de ToH-R, één had een extreem lage score op de HADS-angstschaal en één had een extreem lage score op de HADS-depressieschaal. Onder de mannelijke deelnemers werden twee eenduidige uitbijters uitgesloten. Beide scoorden extreem hoog op de ToH-R. Er zijn geen multivariate uitbijters geïdentificeerd.
In de vrouwelijke deelsteekproef was het regressiemodel met behulp van seksuele opwindingsscores als criteriumvariabele en impliciete sex-like, impliciete seks-willende en erotofiliescores als voorspellende variabelen in de eerste stap significant in vergelijking met een constant-only model, R2 = .23, F (3, 52) = 5.18, p = .003 (zie online aanvullende tabel 1). Erotofilie (β = .456, p = .001) significant bijgedragen aan het model. In de tweede en derde stap werd geen aanvullende verklaarde variantie onthuld. Het regressiemodel met orgastische functiescores als criteriumvariabele en impliciete scores voor seksueel verlangen, impliciet seksueel verlangen en erotofilie als voorspellende variabelen in de eerste stap was significant in vergelijking met een alleen-constant-model, R2 = .18, F (3, 52) = 3.90, p = .014. Impliciet verlangen naar seks (β = −.313, p = .021) en erotofilie (β = .327, p = .014) bijgedragen aan voorspelling. In de tweede en derde stap werd geen aanvullende verklaarde variantie onthuld. Regressiemodellen met scores voor seksueel verlangen en vaginale smering als criteriumvariabelen waren niet significant.
In de mannelijke deelsteekproef was het regressiemodel met behulp van erectiele functiescores als criteriumvariabele en met impliciete sekse-achtige, impliciete seks-willende en erotofiliescores als voorspellende variabelen in de eerste stap significant in vergelijking met een constant-only model, R2 = .20, F (3, 40) = 3.26, p = .03 (zie online aanvullende tabel 2). Impliciete seksuele voorkeur (β = .319, p = .035) en erotofilie (β = .321, p = .038) significant bijgedragen aan het model. Lagere impliciete associaties met seksualiteit en sterkere erotofilie waren geassocieerd met hogere niveaus van erectiel functioneren. In de tweede en derde stap werd geen aanvullende verklaarde variantie onthuld. Het regressiemodel met scores voor orgastische functies als criteriumvariabele en impliciete scores voor seksueel verlangen, impliciet seksueel verlangen en erotofilie als voorspellende variabele in de eerste stap was significant in vergelijking met een alleen-constant-model, R2 = .19, F (3, 40) = 3.17, p = .03. Impliciete seksuele voorkeur (β = .407, p = .008) significant bijgedragen aan het model. Nogmaals, lage impliciete seks-liking associaties waren gerelateerd aan hogere niveaus van orgastisch functioneren. In de tweede en derde stap werd geen aanvullende verklaarde variantie onthuld. Het regressiemodel met seksueel verlangen als criteriumvariabele was niet significant.
Discussie
In deze studie onderzochten we de relaties tussen seksueel functioneren en automatische en gecontroleerde wil- en vind-associaties met erotische stimuli en de moderatie van deze relaties door WMC in een niet-klinische gemeenschapssteekproef. Onze resultaten ondersteunden gedeeltelijk het veronderstelde genderpatroon van associaties van aspecten van seksueel functioneren enerzijds en impliciet willen en willen van seks anderzijds. Terwijl bij vrouwelijke deelnemers hogere niveaus van seksueel functioneren (seksuele opwinding en orgasme) werden geassocieerd met sterkere impliciete associaties van erotische stimuli met willen, werd impliciete seksuele voorkeur niet geassocieerd met enig aspect van seksueel functioneren. De volledig tegenovergestelde bevinding werd onthuld bij mannelijke deelnemers. Bij mannen werd een beter orgasmisch functioneren geassocieerd met lagere niveaus van impliciete voorkeur voor erotische stimuli, maar impliciete seks-willende associaties correleerden niet met enig aspect van seksueel functioneren. Deze sterk contrasterende bevindingen repliceerden niettemin resultaten in eerdere studies van onze onderzoeksgroep in vrouwelijke en mannelijke patiëntenmonsters met en zonder zelf- en clinicus-gediagnosticeerde seksuele disfuncties (van Lankveld, Bandell et al., 2018 van Lankveld, de Jong, et al., 2018 van Lankveld et al., 2015), met vergelijkbare methodologie. De huidige bevindingen bij vrouwelijke deelnemers zijn ook vergelijkbaar met die van Dewitte (2015), die een aanzienlijk jongere steekproef onderzocht. In zowel de huidige studie als de Dewitte (2015) studie, was het hogere impliciete willen gerelateerd aan hogere niveaus van seksueel functioneren en frequentie van seksueel gedrag bij vrouwelijke deelnemers. Hoewel deze studies ook beide een significant verband vonden tussen impliciete seksuele voorkeur en seksueel functioneren / gedrag bij mannelijke deelnemers, waren de richtingen van deze relaties tegengesteld. In Dewitte's (2015) studie werd een verband gevonden tussen een hoge impliciete seksuele voorkeur en een hoge frequentie van seksueel gedrag; in de huidige studie was er een verband tussen een hoge impliciete seksuele voorkeur en een laag niveau van seksueel functioneren.
Met betrekking tot expliciete seksuele attitudes, werden erotofiele scores geassocieerd met beter functioneren op verschillende aspecten van seksueel functioneren bij zowel vrouwen als mannen in de huidige studie: bij vrouwen op subschaal scores van seksueel verlangen, seksuele opwinding, vaginale smering en orgasme; en bij mannen op seksuele verlangenscores. De associaties bij vrouwen met hogere erotofiliescores en sterkere impliciete seks willen met beter seksueel functioneren waren in lijn met de literatuur en met eerdere bevindingen in een niet-klinische steekproef (Dewitte, 2015). Positievere automatische en gecontroleerde evaluaties van erotische stimuli afgestemd en positief gerelateerd aan seksueel functioneren. Ze leken echter onafhankelijk bij te dragen aan de variantie in seksueel functioneren, omdat er bij vrouwelijke deelnemers geen significante correlaties werden waargenomen tussen expliciete en impliciete maten van seksachtig willen en willen.
Terwijl er geen associatie werd gevonden tussen impliciete voorkeur voor erotische stimuli en seksueel functioneren bij vrouwelijke deelnemers aan de huidige studie, werd een dergelijke associatie aangetoond in een studie van vrouwen met HSDD (Brauer et al., 2012). De methodologie die werd gebruikt in de studie van Brauer et al. En de huidige studie was zeer vergelijkbaar, hoewel de selectie van erotische afbeeldingen slechts gedeeltelijk overlapt. Het waargenomen significante effect bij vrouwen met de diagnose HSDD kan een sterkere impliciete associatie in deze klinische groep weerspiegelen in vergelijking met de huidige steekproef in de gemeenschap en is consistent met een dimensionale visie op seksuele psychopathologie.
Het aanvankelijk contra-intuïtieve verband bij mannen tussen een lage impliciete seksuele voorkeur en een hoger niveau van seksueel functioneren, dat zowel in de huidige studie als in de twee eerdere ST-IAT-onderzoeken in klinische monsters werd gevonden (van Lankveld, de Jong, et al., 2018 van Lankveld et al., 2015), veroorzaakt speculatie. Een mogelijke verklaring kan zijn dat mannen met een geschiedenis van mislukte en teleurstellende seksuele ontmoetingen hun eigen partner niet als een positieve seksuele prikkel ervaren, ook al hebben ze een sterke positieve waardering voor seksuele prikkels in het algemeen. De erotische stimuli in de ST-IAT beeldden anonieme porno-acteurs af. Een sterke, positieve impliciete associatie met dit soort stimuli bij mannen met een lager niveau van seksueel functioneren zou de eindfase van een leerproces kunnen zijn (Georgiadis et al., 2012). Zo'n eindstadium zou het gevolg kunnen zijn van frequente blootstelling aan expliciete pornografie en de koppeling van deze stimuli met de beloningen die worden verkregen door orgasme door middel van masturbatie, in tegenstelling tot niet lonende seksuele ervaringen met hun partners. In verschillende onderzoeken werden dergelijke verbanden gevonden, ook bij mannen met een laag seksueel verlangen (Carvalheira, Træen, & Štulhofer, 2015) en bij vrouwen en mannen in een steekproef van de gemeenschap (Vaillancourt-Morel et al., 2017), hoewel een andere studie onder jonge mannen uit de gemeenschap geen sterke link vond (Landripet & Štulhofer, 2015). Om deze speculatieve verklaring te testen, van Lankveld, de Jong, et al. (2018) stelde voor om afbeeldingen in te bedden die de eigen partner van elke deelnemer uitbeelden in de erotische stimuli in een ST-IAT. Als alternatief kunnen de associaties van seksuele stimuli met positieve valentie, zoals bij mannen met een laag niveau van seksueel functioneren, een sterk verlangen naar seksuele interacties vertegenwoordigen, zoals te zien was op de erotische afbeeldingen. De discrepantie tussen dit verlangen en hun feitelijke seksuele interacties zou in feite een van de drijvende krachten kunnen zijn van hun disfunctionele seksuele ervaringen. Een laatste mogelijkheid is dat mannen met een hogere impliciete seksuele voorkeur ook zeer veeleisende, prestatiegerelateerde seksuele overtuigingen hebben ('macho-overtuigingen') die fungeren als kwetsbaarheidsfactoren voor de ontwikkeling van seksuele disfunctie (Peixoto & Nobre, 2017). Het testen van de hypothese dat sterke impliciete seksuele voorkeuren worden verklaard door sterkere macho-overtuigingen, rechtvaardigt de opname van seksuele overtuigingen in toekomstige studies.
In tegenstelling tot de ogenschijnlijk tegenstrijdige bevindingen bij mannen met betrekking tot het verband tussen automatische seksliefde en seksueel functioneren, is het waargenomen significante verband bij mannen tussen hogere erotofiliescores en hogere seksuele verlangenscores eenvoudig. Hoewel hogere erotofiliescores werden geassocieerd met hogere impliciete seks ontbreekt bij mannelijke deelnemers, om te herhalen, impliciete seks wil ontbreekt geen verband met seksueel functioneren bij mannen.
Meerdere regressieanalyses konden de veronderstelde moderatie-effecten van WMC en angst- en depressiesymptomen op de associaties tussen impliciete en expliciete maatregelen en seksueel functioneren niet bevestigen. Onze bevindingen werpen dus geen verder licht op de theoretische veronderstellingen die een tweeledig raamwerk moet bieden voor de verklaring van de variabiliteit in het seksueel functioneren van mannen en vrouwen. Angst- en depressiesymptomen droegen niet bij aan de voorspelling van enig aspect van seksueel functioneren, waarschijnlijk vanwege de lage symptoomniveaus, gecombineerd met voldoende niveaus van seksueel functioneren in de onderzoekssteekproef.
Er kunnen verschillende voorlopige verklaringen worden gegeven voor het niet vinden van een moderatie-effect van WMC. De eerste is dat een dergelijk effect van WMC echt niet bestaat. Sommige eerdere empirische studies geven echter aanwijzingen dat werkgeheugen, en mogelijk ook andere aspecten van executief functioneren, betrokken zijn bij seksueel functioneren, met name seksuele opwinding bij jonge mannen (Amezcua-Gutierrez et al., 2017; Ruiz-Diaz, Hernandez-Gonzalez, Guevara, Amezcua en Agmo, 2012). Een andere voorlopige verklaring is dat moderatie door WMC werd verduisterd door instrumentatieproblemen. Hoewel de ToH-R werd gebruikt om werkgeheugenkenmerken te indexeren (Goel & Grafman, 1995; Goldman Rakic, 1987 Zook et al., 2004), het visuospatiale element daarin kan domineren (Handley et al., 2002) en het minder geschikt maken om de verbale / taalkundige aspecten van het werkgeheugen weer te geven die worden ingeroepen voor de uitvoering van deze specifieke taak. Andere instrumenten, waaronder woord- en cijferbereiktests, zijn wellicht geschikter om het relevante aspect van het werkgeheugen vast te leggen. Een laatste speculatieve verklaring kan zijn dat de effectgrootte van de beperkingen van beperkte WMC in een niet-klinische steekproef kleiner is dan verwacht, wat resulteert in onvoldoende statistische kracht van de (kleine) huidige steekproefgrootte, die zelfs kleiner werd omdat verschillende deelnemers technische problemen ondervonden en konden de ToH-R niet uitvoeren. Een ander aanzienlijk deel van de deelnemers slaagde er niet in om de prestatiedrempel van de minimaal drie mislukte proeven te halen omdat ze hun testdeelname voortijdig stopten. Toekomstig onderzoek is gerechtvaardigd om deze speculatieve verklaringen te testen.
De scores van vrouwelijke deelnemers in onze steekproef waren vrij laag, wat wijst op lagere niveaus van seksueel functioneren (Ter Kuile et al., 2006), en kan twijfel doen rijzen over de vraag of ze echt een niet-klinische populatie vertegenwoordigden. De FSFI-scores van de twee vrouwelijke respondenten die zelf meldden dat ze seksuele problemen hadden, bevonden zich echter in het tussenliggende en bovengemiddelde bereik van FSFI-scores. Vergelijkbare bevindingen van lage FSFI-scores werden ook gerapporteerd in een Nederlandse algemene populatie steekproef (Lammerink et al., 2017).
Concluderend hebben we in deze steekproef van de gemeenschap bewijs gevonden dat verschillende aspecten van seksueel functioneren geassocieerd zijn met impliciete associaties van erotische stimuli met willen en willen, naast expliciete aspecten van seksuele cognitie. Onze bevindingen repliceerden bevindingen in eerdere studies. We hebben geen bewijs gevonden voor de matiging van deze associaties door WMC, zoals gesuggereerd door een dual-procesmodel van seksualiteit.
Dankwoord
We danken Anne Camper, Chantal Bos, Jill Philipsen, Marcella Hagenaar, Marije Koppenens, Marissa van der Velde, Myrinne M. Tinselboer en Esther Stehouwer voor hun deelname aan gegevensverzameling.
Online aanvullende tabel 2
Online aanvullende tabel 1
Opmerkingen
1 Erotische foto's naar de smaak van ST-IAT waren IAPS-nummers 4658, 4659, 4664 en 4680. Deze foto's werden eerder gebruikt in de studie van van Lankveld et al. (2015). Geselecteerde erotische foto's voor de ontbrekende ST-IAT-stimuli waren IAPS-nummers 4611, 4652, 4690 en 4800.
Referenties
- Abrahamson, DJ, Barlow DH, & Abrahamson, LS (1989). Differentiële effecten van prestatievraag en afleiding op seksueel functionele en disfunctionele mannen. Journal of Abnormal Psychology, 98, 241-247. doi:10.1037 / 0021-843X.98.3.241
- Abrahamson, DJ, Barlow DH, Sakheim, DK, Wenk, JG, & Athanasio, R. (1985). Effecten van afleiding op seksuele reacties bij functionele en disfunctionele mannen. Gedragstherapie, 16, 503-515. doi:10.1016/S0005-7894(85)80028-9
- Ackerman, PL, Beier, ME, & Boyle, MO (2005). Werkgeheugen en intelligentie: dezelfde of verschillende constructies? Psychologisch Bulletin, 131, 30-60. doi:10.1037 / 0033-2909.131.1.30
- Adams, AEIII, Haynes, SN, & brayer, MA (1985). Cognitieve afleiding bij seksuele opwinding bij vrouwen. psychofysiologie, 22, 689-696. doi:10.1111 / j.1469-8986.1985.tb01669.x
- Amezcua-Gutiérrez, C., Ruiz-Diaz, M., Hernandez-Gonzalez, M., Guevara MA, Aggo, A., & Sanz Martin, A. (2017). Effect van seksuele opwinding op corticale koppeling tijdens uitvoering van de Tower of Hanoi-taak bij jonge mannen. Journal of Sex Research, 54, 398-408. doi:10.1080/00224499.2015.1130211
- Andersen, BL, Cyranowski, JM, & Espindel, D. (1999). Seksueel zelfschema voor mannen. Journal of Personality and Social Psychology, 76, 645-661. doi:10.1037 / 0022-3514.76.4.645
- Anderson, AB, & Hamilton, LD (2015). Beoordeling van afleiding van erotische stimuli door niet-erotische interferentie. Journal of Sex Research, 52, 317-326. doi:10.1080/00224499.2013.876608
- Anderson, J., Huppert, F., & Roos, G. (1993). Normaliteit, afwijking en lichte psychiatrische morbiditeit in de gemeenschap. Een populatiegebaseerde benadering van algemene gezondheidsvragenlijstgegevens in de gezondheids- en levensstijlenquête. Psychological Medicine, 23, 475-485. doi:10.1017 / S0033291700028567
- Bach, AK, bruin TA, & Barlow DH (1999). De effecten van vals-negatieve feedback op de werkzaamheidsverwachtingen en seksuele opwinding bij seksueel functionele mannen. Gedragstherapie, 30, 79-95. doi:10.1016/S0005-7894(99)80047-1
- Baddeley, A. (1992). Werkgeheugen. Wetenschap, 255, 556-559. doi:10.1126 / science.1736359
- Barlow DH (1986). Oorzaken van seksuele disfunctie: de rol van angst en cognitieve interferentie. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 54, 140-148. doi:10.1037 / 0022-006X.54.2.140
- Barlow DH, Sakheim, DK, & Wenk, JG (1983). Angst verhoogt seksuele opwinding. Journal of Abnormal Psychology, 92, 49-54. doi:10.1037 / 0021-843X.92.1.49
- Wenk, JG, & Barlow DH (1986). De effecten van angst en aandacht op seksueel reageren: I. Fysiologische patronen bij erectiestoornissen. Gedrag Onderzoek en therapie, 24, 9-17. doi:10.1016/0005-7967(86)90144-0
- Wenk, JG, & Barlow DH (1986b). De effecten van angst en aandacht op seksueel reageren: II. Cognitieve en affectieve patronen bij erectiestoornissen. Gedrag Onderzoek en therapie, 24, 19-26. doi:10.1016/0005-7967(86)90145-2
- Berner, M., & Günzler, C. (2012). Werkzaamheid van psychosociale interventies bij mannen en vrouwen met seksuele disfuncties - Een systematische review van gecontroleerde klinische studies: Deel 1 - De werkzaamheid van psychosociale interventies voor mannelijke seksuele disfunctie. Journal of Sexual Medicine, 9, 3089-3107. doi:10.1111 / j.1743-6109.2012.02970.x
- Blauwmke, M., & Fries, M. (2008). Betrouwbaarheid en geldigheid van de Single-Target IAT (ST-IAT): beoordeling van automatisch effect op meerdere attitude-objecten. European Journal of Social Psychology, 38, 977-997. doi:10.1002 / ejsp.487
- borg, C., de Jong, PJ, & Weijmar Schultz, W. (2010). Vaginismus en dyspareunie: automatische versus opzettelijke afkeergevoeligheid. Journal of Sexual Medicine, 7, 2149-2157. doi:10.1111 / j.1743-6109.2010.01800.x
- Brauer, M., van Leeuwen, M., janssen, E., Nieuw huis, SK, heiman, JR, & laan, E. (2012). Aandacht en affectieve verwerking van seksuele stimuli bij vrouwen met een hypoactieve seksuele luststoornis. Archives of Sexual Behavior, 41, 891-905. doi:10.1007/s10508-011-9820-7
- Carvalheira, A., Træen, B., & tulhofer, A. (2015). Masturbatie en pornografie gebruik onder gekoppelde heteroseksuele mannen met verminderd seksueel verlangen: hoeveel rollen van masturbatie? Journal of Sex & Marital Therapy, 41, 626-635. doi:10.1080 / 0092623x.2014.958790
- Cor, PJ (2010). Automatische en gecontroleerde processen in gedragscontrole: implicaties voor persoonlijkheidspsychologie. Europees tijdschrift voor persoonlijkheid, 24, 376-403. doi:10.1002 / per.779
- de Jong, PJ (2015). Redactionele reactie op "Impliciete en expliciete associaties met erotische stimuli bij seksueel functionele en disfunctionele mannen". Journal of Sexual Medicine, 12, 1805-1806. doi:10.1111 / jsm.12953
- Dehaene, S. (2014). Bewustzijn en de hersenen: ontcijferen hoe de hersenen onze gedachten coderen. New York, NY: Viking.
- dewitte, M. (2015). Genderverschillen bij het leuk vinden en willen van seks: onderzoek naar de rol van motivationele context en impliciete versus expliciete verwerking. Archives of Sexual Behavior, 44, 1663-1674. doi:10.1007/s10508-014-0419-7
- Elliott, EEN, & O'Donohue, WT (1997). De effecten van angst en afleiding op seksuele opwinding in een niet-klinische steekproef van heteroseksuele vrouwen. Archives of Sexual Behavior, 26, 607-624.
- Evans, J., & Frankische K. (2009). twee geesten: dubbele processen en verder. New York, NY: Oxford University Press.
- Figueira JSB, Oliveira L., Pereira, MG, Pacheco, POND, Lobo, I., Motta Ribeiro, GC, & David, IA (2017). Een onaangename emotionele toestand vermindert de capaciteit van het werkgeheugen: elektrofysiologisch bewijs. Sociaal cognitieve en affectieve neurowetenschap, 12, 984-992. doi:10.1093 / scan / nsx030
- Visser, WA, Byrne D., Wit, LA, & Kelley K. (1988). Erotofobie-erotofilie als een dimensie van persoonlijkheid. Journal of Sex Research, 25, 123-151. doi:10.1080/00224498809551448
- Forbes MK, Baillie, AJ, & schniering, CA (2016). Moeten seksuele problemen worden opgenomen in het internaliserende spectrum? Een vergelijking van dimensionale en categorische modellen. Journal of Sex & Marital Therapy, 42, 70-90. doi:10.1080 / 0092623X.2014.996928
- Fralie, RC, & Spieker SJ (2003). Zijn baby hechtingspatronen continu of categorisch verdeeld? Een taxometrische analyse van vreemd situatiegedrag. Ontwikkelingspsychologie, 39, 387-404. doi:10.1037 / 0012-1649.39.3.387
- Frida, NH (1993). De plaats van beoordeling in emotie. Cognitie en emotie, 7, 357-387. doi:10.1080/02699939308409193
- Fruhauf, S., Gerger, H., Schmidt, HM, Munder, T., & Bart, J. (2013). Werkzaamheid van psychologische interventies voor seksuele disfunctie: een systematische review en meta-analyse. Archives of Sexual Behavior, 42, 915-933. doi:10.1007/s10508-012-0062-0
- Gawronski, B., & Bodenhausen, GV (2006). Associatieve en propositionele processen in evaluatie: een integratieve beoordeling van impliciete en expliciete attitudeverandering. Psychologisch Bulletin, 132, 692-731. doi:10.1037 / 0033-2909.132.5.692
- Geer, JH, & Führ, R. (1976). Cognitieve factoren bij seksuele opwinding: de rol van afleiding. Journal of Consulting and Clinical Psychology, 44, 238-243. doi:10.1037 / 0022-006X.44.2.238
- Georgië, JR, Kringelbach, ML, & Pfaus, JG (2012). Seks voor de lol: een synthese van neurobiologie van mens en dier. Natuurbeoordelingen urologie, 9, 486-498. doi:10.1038 / nrurol.2012.151
- Goël, V., & Grafman, J. (1995). Zijn de frontale lobben betrokken bij 'planning'-functies? Gegevens interpreteren vanuit de toren van Hanoi. Neuropsychologia, 33, 623-642. doi:10.1016/0028-3932(95)90866-P
- Goldman Rakic, PS (1987). Ontwikkeling van corticale circuits en cognitieve functie. Ontwikkeling van het kind, 58, 601-622. doi:10.2307/1130201
- González, AM, Dunlop WL, & Baron, AS (2017). Kneedbaarheid van impliciete associaties tijdens de ontwikkeling. Ontwikkelingswetenschap, 20. doi:10.1111 / desc.12481
- Grauvogl, A., de Jong, P., Peters, M., Evers, S., van Overveld, M., & van Langveld, J. (2015). Afschuw en seksuele opwinding bij jonge volwassen mannen en vrouwen. Archives of Sexual Behavior, 44, 1515-1525. doi:10.1007/s10508-014-0349-4
- Groenwald, AG, McGhee, DE, & Schwartz, JL (1998). Het meten van individuele verschillen in impliciete cognitie: de Implicit Association Test. Journal of Personality and Social Psychology, 74, 1464-1480. doi:10.1037 / 0022-3514.74.6.1464
- Groenwald, AG, Neus, BA, & Banaj, DHR (2003). De impliciete associatietest begrijpen en gebruiken: I. Een verbeterd score-algoritme. Journal of Personality and Social Psychology, 85, 197-216. doi:10.1037 / 0022-3514.85.2.197
- Günzler, C., & Berner, MM (2012). De werkzaamheid van psychosociale interventies bij mannen en vrouwen met seksuele disfuncties - Een systematische review van gecontroleerde klinische studies: Deel 2 - De werkzaamheid van psychosociale interventies voor vrouwelijke seksuele disfunctie. Journal of Sexual Medicine, 9, 3108-3125. doi:10.1111 / j.1743-6109.2012.02965.x
- Handley SJ, Kapoen, A., Kop, C., & Harper, C. (2002). Voorwaardelijk redeneren en de toren van Hanoi: de rol van ruimtelijk en verbaal werkgeheugen. British Journal of Psychology, 93, 501-518. doi:10.1348/000712602761381376
- Haslam, N. (2003). Categorische versus dimensionale modellen van psychische stoornissen: het taxometrische bewijs. Australian and New Zealand Journal of Psychiatry, 37, 696-704. doi:10.1111 / j.1440-1614.2003.01258.x
- Haslam, N. (2003b). De dimensionale kijk op persoonlijkheidsstoornissen: een overzicht van het taxometrische bewijs. Clinical Psychology Review, 23, 75-93. doi:10.1016/S0272-7358(02)00208-8
- Hofman, W., & Fries, M. (2008). Impulsen hebben me beter gemaakt: alcohol matigt de invloed van impliciete attitudes ten opzichte van voedselaanwijzingen op eetgedrag. Journal of Abnormal Psychology, 117, 420-427. doi:10.1037 / 0021-843X.117.2.420
- Houben, K., & Wiers, RW (2008). Impliciete alcoholassociaties meten via internet: validatie van op het web gebaseerde impliciete associatietests. Methoden, instrumenten en computers voor gedragsonderzoek, 40, 1134-1143. doi:10.3758 / BRM.40.4.1134
- janssen, E., Everaerd, W., Spieren, M., & janssen, J. (2000). Automatische processen en de beoordeling van seksuele prikkels: naar een informatieverwerkingsmodel van seksuele opwinding. Journal of Sex Research, 37, 8-23. doi:10.1080/00224490009552016
- janssen, E., Everaerd, W., van Lunsen, RH, & Oerlemans, S. (1994). Validatie van een psychofysiologische erectiele beoordeling (WAK) voor de diagnose van erectiestoornissen bij mannen. Urologie, 43, 686-695; discussie 695–686. doi:10.1016/0090-4295(94)90185-6
- Karpinski, A., & Steenman, RB (2006). De impliciete associatietest van één categorie als maat voor impliciete sociale cognitie. Journal of Personality and Social Psychology, 91, 16-32. doi:10.1037 / 0022-3514.91.1.16
- Kessler, RC (2002). De controverse tussen categorische versus dimensionale beoordeling in de sociologie van geestesziekten. Journal of Health and Social Behavior, 43, 171-188. doi:10.2307/3090195
- laan, E., & Everaerd, W. (1995). Determinanten van seksuele opwinding bij vrouwen: psychofysiologische theorie en gegevens. Jaaroverzicht van seksonderzoek, 6, 32-76. doi:10.1080/10532528.1995.10559901
- Lammerink, EAG, de Bock, GH, Pascal, A., van Beek, AP, van den Bergh, ACM, Zadelmaker, MGA, & Mourits, MJE (2017). Een onderzoek naar seksueel functioneren van vrouwen in de algemene Nederlandse bevolking. Journal of Sexual Medicine, 14, 937-949. doi:10.1016 / j.jsxm.2017.04.676
- landripet, IA, & tulhofer, A. (2015). Wordt pornografiegebruik geassocieerd met seksuele problemen en disfuncties bij jongere heteroseksuele mannen? Journal of Sexual Medicine, 12, 1136-1139. doi:10.1111 / jsm.12853
- lang, PJ, Bradley, MM, & Cuthbert, BN (1999). International Affective Picture System (IAPS): technische handleiding en affectieve beoordelingen. Gainesville, FL: Het Center for Research in Psychophysiology, University of Florida.
- macapagaal, KR, & janssen, E. (2011). De valentie van seks: automatische affectieve associaties bij erotofilie en erotofobie. Persoonlijkheid en Individuele Verschillen, 51, 699-703. doi:10.1016 / j.paid.2011.06.008
- Mataix-Cols, D., & Bartres-Faz, D. (2002). Is het gebruik van de houten en geautomatiseerde versies van de Tower of Hanoi-puzzel equivalent? Toegepaste neuropsychologie, 9, 117-120. doi:10.1207 / s15324826an0902_8
- McCall, KM, & meston, CM (2007). De effecten van vals-positieve en vals-negatieve fysiologische feedback op seksuele opwinding: een vergelijking van vrouwen met of zonder seksuele opwindingsstoornis. Archives of Sexual Behavior, 36, 518-530. doi:10.1007/s10508-006-9140-5
- Mitchell, WB, Dibartolo, P.M, bruin TA, & Barlow DH (1998). Effecten van positieve en negatieve stemming op seksuele opwinding bij seksueel functionele mannen. Archives of Sexual Behavior, 27, 197-207. doi:10.1023 / A: 1018686631428
- Moran, TP (2016). Angst en werkgeheugencapaciteit: een meta-analyse en narratieve review. Psychologisch Bulletin, 142, 831-864. doi:10.1037 / bul0000051
- Nisbet, OPNIEUW, & Wilson, TD (1977). Meer vertellen dan we kunnen weten: mondelinge rapporten over mentale processen. psychologische beoordeling, 84, 231-259. doi:10.1037 / 0033-295X.84.3.231
- Nobre, PJ, & Pinto Gouveia, J. (2009). Cognitieve schema's geassocieerd met negatieve seksuele gebeurtenissen: een vergelijking van mannen en vrouwen met en zonder seksuele disfunctie. Archives of Sexual Behavior, 38, 842-851. doi:10.1007 / s10508-008-9450-x
- Nobre, PJ, & Pinto Gouveia, J. (2009b). Vragenlijst over cognitieve schema-activering in seksuele context: een maat voor het beoordelen van cognitieve schema's die zijn geactiveerd in niet-succesvolle seksuele situaties. Journal of Sex Research, 46, 425-437. doi:10.1080/00224490902792616
- Neus, BA, Groenwald, AG, & Banaj, DHR (2005). De impliciete associatietest begrijpen en gebruiken: II. Methodevariabelen en constructvaliditeit. Bulletin Persoonlijkheid en Sociale Psychologie, 31, 166-180. doi:10.1177/0146167204271418
- Neus, BA, Smyth, FL, Sriram, N., Lindner, NM, Devos T., Ayala A., autodashborden en meer Groenwald, AG (2009). Nationale verschillen in stereotypen over gender-wetenschap voorspellen nationale sekseverschillen in wetenschap en wiskundeprestaties. Proceedings van de National Academy of Sciences van de Verenigde Staten van Amerika, 106, 10593-10597. doi:10.1073 / pnas.0809921106
- Olson, MA, & Fazio, RH (2004). Verminderen van de invloed van extrapersoonlijke associaties op de Impliciete Associatietest: de IAT personaliseren. Journal of Personality and Social Psychology, 86, 653-667. doi:10.1037 / 0022-3514.86.5.653
- Olson, MA, & Fazio, RH (2008). Impliciete en expliciete attitudematen: het perspectief van het MODE-model. in OPNIEUW kleinzielig, RH fazio, P. Briñol, OPNIEUW kleinzielig, RH fazio, & P. Briñol (Eds.), Attitudes: inzichten uit de nieuwe impliciete maatregelen (Pp. 19-63). New York, NY: Psychologie Pers.
- vis, MM, & Nobre, P. (2017). 'Macho'-overtuigingen modereren de associatie tussen negatieve seksuele afleveringen en activering van incompetentieschema's in seksuele context, bij homo- en heteroseksuele mannen. Journal of Sexual Medicine, 14, 518-525. doi:10.1016 / j.jsxm.2017.02.002
- PRONIER, C., & Monnik-Turner, E. (2014). Factoren die de seksuele tevredenheid van vrouwen bepalen: een vergelijking van medische en sociale modellen. Journal of Gender Studies, 23, 69-80. doi:10.1080/09589236.2012.752347
- Robinson, TE, & Berridge, KC (1993). De neurale basis van het hunkeren naar drugs: een stimulans-sensitisatie-theorie van verslaving. Brain Research Reviews, 18, 247-291. doi:10.1016/0165-0173(93)90013-P
- Robinson, TE, & Berridge, KC (2008). De incentive sensitization theorie van verslaving: een aantal actuele problemen. Philosophical Transactions of the Royal Society of London. Serie B, biologische wetenschappen, 363, 3137-3146. doi:10.1098 / rstb.2008.0093
- rozen, R., bruin C., heiman, J., Leiblum, S., meston, C., sjabbat, R., autodashborden en meer D'Agostino, R.Jr. (2000). De Female Sexual Function Index (FSFI): een multidimensionaal zelfrapportage-instrument voor de beoordeling van de vrouwelijke seksuele functie. Journal of Sex & Marital Therapy, 26, 191-208. doi:10.1080/009262300278597
- rozen, R., Riley, A., Wagner, G., stersterloh, IH, Kirkpatrick, J., & misra, A. (1997). De International Index of Erectile Function (IIEF): een multidimensionale schaal voor beoordeling van erectiestoornissen. Urologie, 49, 822-830. doi:10.1016/S0090-4295(97)00238-0
- Ruiz-Diaz, M., Hernandez-Gonzalez, M., Guevara MA, Amezcua, C., & Aggo, A. (2012). Prefrontale EEG-correlatie tijdens prestaties van de Tower of Hanoi en WCST: effect van emotionele visuele stimuli. Journal of Sexual Medicine, 9, 2631-2640. doi:10.1111 / j.1743-6109.2012.02782.x
- Salemink, E., & van Langveld, JJ (2006). De effecten van toenemende neutrale afleiding op seksuele reacties bij vrouwen met en zonder seksuele problemen. Archives of Sexual Behavior, 35, 179-190. doi:10.1007/s10508-005-9014-2
- Schneider, W., & Shiffrin, RM (1977). Gecontroleerde en automatische verwerking van menselijke informatie: I. Detectie, zoeken en aandacht. psychologische beoordeling, 84, 1-66. doi:10.1037 / 0033-295X.84.1.1
- Solomon, A., Haaga, DAF, & Arno, BA (2001). Is klinische depressie anders dan depressieve symptomen onder de drempel? Een overzicht van het continuïteitsprobleem in depressieonderzoek. Journal of Nervous and Mental Disease, 189, 498-506. doi:10.1097 / 00005053-200108000-00002
- Spieren, M., Everaerd, W., & janssen, E. (2003). Het seksuele systeem primen: impliciete versus expliciete activering. Journal of Sex Research, 40, 134-145. doi:10.1080/00224490309552175
- Spieren, M., Everaerd, W., Karsdorp, P., Beide, S., & Brauer, M. (2006). Onbewuste verwerking van seksuele informatie: een generalisatie voor vrouwen. Journal of Sex Research, 43, 268-281. doi:10.1080/00224490609552325
- Spinhoven, P., Ormel, J., Sloekers, PP, Kempen, GI, Spikkels, AE, & Van hemert, AM (1997). Een validatiestudie van de Hospital Anxiety and Depression Scale (HADS) bij verschillende groepen Nederlandse proefpersonen. Psychological Medicine, 27, 363-370. doi:10.1017 / S0033291796004382
- Steffens, MC, & Büchner, A. (2003). Impliciete associatietest: het scheiden van transsituationeel stabiele en variabele componenten van attitudes ten opzichte van homoseksuele mannen. Experimentele Psychologie, 50, 33-48. doi:10.1027 // 1618-3169.50.1.33
- Steiger JH (2004). Voorbij de F-test: betrouwbaarheidsintervallen voor effectgrootte en nauw aansluitende tests in de variantieanalyse en contrastanalyse. Psychologische methoden, 9, 164-182. doi:10.1037 / 1082-989X.9.2.164
- Steen, JM, Clark, R., Sbrocco, T., & Lewis, EL (2009). De effecten van valse fysiologische feedback op tumescentie en cognitieve domeinen bij seksueel functionele en disfunctionele mannen. Archives of Sexual Behavior, 38, 528-537. doi:10.1007/s10508-008-9370-9
- streep, F., & Deutsch, R. (2004). Reflecterende en impulsieve determinanten van sociaal gedrag. Persoonlijkheid en Sociale Psychologie Beoordeling, 8, 220-247. doi:10.1207 / s15327957pspr0803_1
- ter Kuile, MM, Beide, S., & van Langveld, J. (2010). Cognitieve gedragstherapie voor seksuele disfuncties bij vrouwen. Psychiatrische Klinieken van Noord-Amerika, 33, 595-610. doi:10.1016 / j.psc.2010.04.010
- ter Kuile, MM, Brauer, M., & laan, E. (2006). De Female Sexual Function Index (FSFI) en de Female Sexual Distress Scale (FSDS): Psychometrische eigenschappen binnen een Nederlandse bevolking. Journal of Sex & Marital Therapy, 32, 289-304. doi:10.1080/00926230600666261
- Thewisen, V., Bentall, RP, Lecomté, T., van Os, J., & Myin Germeys, I. (2008). Schommelingen in eigenwaarde en paranoia in de context van het dagelijks leven. Journal of Abnormal Psychology, 117, 143-153. doi:10.1037 / 0021-843X.117.1.143
- Tibboel, H., De Houwer, J., Spruit, A., Veld, M., Kempen, E., & Crombez, G. (2011). Het testen van de geldigheid van impliciete maten van willen en leuk vinden. Journal of Behaviour Therapy and Experimental Psychiatry, 42, 284-292. doi:10.1016 / j.jbtep.2011.01.002
- Vaillancourt-Morel, M.-P., Blais Lecours, S., Labadie, C., Bergerón, S., Sabourin, S., & Godbout, N. (2017). Profielen van gebruik van cyberpornografie en seksueel welzijn bij volwassenen. Journal of Sexual Medicine, 14, 78-85. doi:10.1016 / j.jsxm.2016.10.016
- van Langveld, JJDM (2010, Mei 9-13). Aandachtsmechanismen bij seksuele opwinding en seksuele disfunctie: een evaluatie en nieuwe gegevens. Paper gepresenteerd op het 10e congres van de Europese Federatie van Seksuologie, Porto, Portugal.
- van Langveld, JJDM, Bandel, M., Bastin-Hurek, E., van Beurden, M., & Araz, S. (2018). Impliciete en expliciete associaties met erotische stimuli bij vrouwen met en zonder seksuele problemen. Archives of Sexual Behavior, 47, 1663-1674. doi:10.1007/s10508-018-1152-4
- van Langveld, JJDM, & bergh, S. (2008). De interactie van staats- en eigenschapsaspecten van zelfgerichte aandacht beïnvloedt genitale, maar niet subjectieve, seksuele opwinding bij seksueel functionele vrouwen. Gedrag Onderzoek en therapie, 46, 514-528. doi:10.1016 / j.brat.2008.01.017
- van Langveld, JJDM, de Jong, PJ, Henckens, MJMJ, Den Hollander, P., van den hout, AJHC, & de Vries, P. (2018). Automatische associaties tussen seks en seks bij mannen met seksuele disfunctie. Journal of Sex Research, 55, 802-813. doi:10.1080/00224499.2017.1394960
- van Langveld, JJDM, Odekerken, I., Kok Verhoeven, L., van Hoorn, S., de Vries, P., van den hout, A., & Verboon, P. (2015). Impliciete en expliciete associaties met erotische stimuli bij seksueel functionele en disfunctionele mannen. Journal of Sexual Medicine, 12, 1791-1804. doi:10.1111 / jsm.12930
- van Langveld, JJDM, & van den hout, MA (2004). Toenemende neutrale afleiding remt genitale maar niet subjectieve seksuele opwinding van seksueel functionele en disfunctionele mannen. Archives of Sexual Behavior, 33, 549-558. doi:10.1023 / B: ASEB.0000044739.29113.73
- Weisberg, RB, Bach, AK, & Barlow DH (1995). Seksuele functionele en disfunctionele attributies van mannen voor erectiele prestaties tijdens een fysiologische meetsessie. Paper gepresenteerd op de jaarlijkse conventie van de Association for the Advancement of Behaviour Therapy, Washington, DC.
- Welsh, MC, & Huizinga, M. (2001). De ontwikkeling en voorlopige validatie van de Tower of Hanoi-Revised. Beoordeling, 8, 167-176. doi:10.1177/107319110100800205
- Wiegel, M., Scepkowski, LA, & Barlow DH (2007). Cognitieve affectieve processen bij seksuele opwinding en seksuele disfunctie. in E. Janssen (Vert), De psychofysiologie van seks (Pp. 143-165). Bloomington, In Indiana University Press.
- Zigmond, AS, & Snait, RP (1983). De schaal voor ziekenhuisangst en depressie. Acta Psychiatrica Scandinavica, 67, 361-370. doi:10.1111 / j.1600-0447.1983.tb09716.x
- Zoo, NA, Davalos, DB, Delosh, EL, & Davis, PK (2004). Werkgeheugen, remming en vloeiende intelligentie als voorspellers van prestaties bij Tower of Hanoi en Londen taken. Hersenen en cognitie, 56, 286-292. doi:10.1016 / j.bandc.2004.07.003
;