Neigingen in de richting van internetpornografie-gebruikstoornis: verschillen in mannen en vrouwen ten aanzien van aandachtsbias voor pornografische stimuli (2018)

J Behav Addict. 2018 sep 11: 1-10. doi: 10.1556 / 2006.7.2018.70.

Pekal J1, Laier C1, Snagowski J1, Stark R2,3, Merk M1,4.

Abstract

Achtergrond en doelstellingen

Verschillende auteurs beschouwen internetpornografie-gebruiksstoornis (IPD) als verslavende aandoening. Een van de mechanismen die intensief zijn bestudeerd bij stoornissen in het gebruik van middelen en niet-middelen, is een verhoogde aandachtsbias voor verslavingsgerelateerde aanwijzingen. Attentionele vooroordelen worden beschreven als cognitieve processen van de perceptie van het individu die worden beïnvloed door de aan verslaving gerelateerde signalen die worden veroorzaakt door de geconditioneerde incentive-salience van de keu zelf. In het I-PACE-model wordt aangenomen dat bij individuen die vatbaar zijn voor het ontwikkelen van IPD-symptomen impliciete cognities evenals cue-reactiviteit en hunkering ontstaan ​​en toenemen tijdens het verslavingsproces.

Methoden

Om de rol van aandachtsbias in de ontwikkeling van IPD te onderzoeken, onderzochten we een steekproef van 174-mannelijke en vrouwelijke deelnemers. Aandachtsvertekening werd gemeten met de Visual Probe Task, waarbij deelnemers moesten reageren op pijlen die verschenen na pornografische of neutrale foto's. Bovendien moesten de deelnemers aangeven hun seksuele opwinding veroorzaakt door pornografische afbeeldingen. Verder werden tendensen in de richting van IPD gemeten met behulp van de Short-Internetsex Verslavingstest.

Resultaten

De resultaten van deze studie toonden een verband aan tussen aandachtsbias en symptoomzwaarte van IPD gedeeltelijk gemedieerd door indicatoren voor cue-reactiviteit en hunkering. Hoewel mannen en vrouwen over het algemeen verschillen in reactietijden als gevolg van pornografische afbeeldingen, toonde een gemodereerde regressieanalyse aan dat aandachtsverschuivingen onafhankelijk van seks plaatsvinden in de context van IPD-symptomen.

Discussie

De resultaten ondersteunen theoretische veronderstellingen van het I-PACE-model met betrekking tot de incentive saillantie van aan verslaving gerelateerde aanwijzingen en komen overeen met studies die betrekking hebben op cue-reactiviteit en hunkeren naar stoornissen in het gebruik van middelen.

KEYWORDS: Internet-pornografie-gebruikstoornis; verslaving; aandachtsbias

PMID: 30203692

DOI: 10.1556/2006.7.2018.70

Introductie

Aangezien internet een belangrijk hulpmiddel is geworden om met verschillende doelen om te gaan of om aan bepaalde behoeften te voldoen, is het duidelijk dat veel mensen het ook voor seksuele doeleinden gebruiken (Döring, 2009). De meerderheid van de internetpornografische gebruikers ervaart positieve effecten, zoals een verrijking van het seksuele leven van een persoon of inspiratie van seksuele verbeelding (Grov, Gillespie, Royce en Lever, 2011; Hald en Malamuth, 2008; Paul, 2009; Shaughnessy, Byers, Clowater en Kalinowski, 2014). Sommige gebruikers lijken echter een buitensporig gebruikspatroon te ontwikkelen dat wordt gekenmerkt door langere gebruikstijden en een verminderde controle over het gebruik en ze ondervinden ernstige negatieve gevolgen door hun ongecontroleerde gebruik van internetpornografie (Griffiths, 2012). Vanwege de gemakkelijke toegankelijkheid en betaalbaarheid van pornografische inhoud en de waargenomen anonimiteit van gebruikers (Cooper, 1998), het gebruik van internet-pornografie lijkt riskant te zijn vanwege het verslavende potentieel (Griffiths, 2001; Meerkerk, van den Eijnden, & Garretsen, 2006; Young, Pistner, O'Mara en Buchanan, 1999). Met betrekking tot verschillende andere internettoepassingen (bijv. Sociaal netwerken of winkelen), wordt besproken of het fenomeen van een ongecontroleerd en overmatig gebruik van internetpornografie al dan niet kan worden beschouwd als een type specifieke internetgebruiksstoornis (Brand, Young, Laier, Wölfling en Potenza, 2016; Garcia & Thibaut, 2010; Kuss, Griffiths, Karila en Billieux, 2014; Laier & Brand, 2014). Hoewel controversieel besproken, beschouwen verschillende auteurs Internet-pornography-use disorder (IPD) als een verslavende aandoening die vergelijkbaar is met internetgaming of gokproblemen. Het toepassen van het verslavingsraamwerk is daarom nuttig voor het bestuderen van psychologische mechanismen die mogelijk ten grondslag liggen aan IPD. Een van de mechanismen die intensief zijn bestudeerd in stoornissen in verband met drugsgebruik is een toegenomen aandachtsbias voor verslavinggerelateerde signalen (Bradley, Mogg, Wright, & Field, 2003; Field, Marhe en Franken, 2014; van Hemel-Ruiter, de Jong, Ostafin, & Wiers, 2015).

Aandachtsvertekeningen worden beschreven als cognitieve processen van individuele waarneming beïnvloed door aan verslaving gerelateerde signalen (Field & Cox, 2008). De theoretische achtergrond van de aandachtsbias hypotheses is bijvoorbeeld de incentive sensitization theorie van Robinson en Berridge (1993). Robinson en Berridge (1993) stellen dat personen met verslavende stoornissen snelle verschuivingen van aandacht naar stimuli vertonen, die verband houden met het verslavende gedrag (bijv. medicijninname), vanwege de incentive van de keu. De incentive salience wordt beschouwd als het resultaat van klassieke conditioneringsprocessen (Robinson en Berridge, 2000, 2001, 2008). In het kader van de ontwikkeling en het onderhoud van een IPD, kunnen deze aandachtsbias de besluitvormingsgedragingen verstoren om op korte termijn voldoening te ontvangen in termen van seksuele opwinding. Aangenomen wordt dat het anticiperen op seksuele bevrediging een sleutelrol speelt in de ontwikkeling en het behoud van een IPD omdat de bevrediging zeer positief (en deels negatief) versterkt (Brand et al., 2011; Georgiadis & Kringelbach, 2012; Young, 1998). Bevindingen uit eerder onderzoek hebben de conditioneerbaarheid van seksuele opwinding en het versterkende potentieel aangetoond (Hoffmann, Janssen en Turner, 2004; Klucken et al., 2009) en daarom de rol van seksuele opwinding als voorspeller voor IPD aan te geven (Laier & Brand, 2014; Snagowski, Laier, Duka en Brand, 2016). Aandachtsbevestiging voor stimuli die geassocieerd zijn met het verslavende gedrag is al aangetoond voor internet-gokverslaving (Dong, Zhou en Zhao, 2011; Jeromin, Nyenhuis en Barke, 2016; Lorenz et al., 2012; Metcalf en Pammer, 2011) maar niet voor IPD, tot nu toe.

In het recent gepubliceerde theoretische raamwerk, het model Interaction of Person-Affect-Cognition-Execution (I-PACE) (Brand et al., 2016) van specifieke internetgebruiksaandoeningen nemen de auteurs interacties aan tussen subjectief waargenomen situationele triggers en cognitieve reacties op specifieke signalen. Deze aanname is gebaseerd op de dual-process theorie (Bechara, 2005), waarbij een verslavend gedrag kan worden gezien als een resultaat van een interactie tussen een automatische, impulsieve en een meer gecontroleerde reflectieve verwerking. Gezien de cognitieve en affectieve reacties op specifieke aanwijzingen in het verslavingsproces, ontstaan ​​aandachtsbiassen door een onbalans tussen deze twee processen en zijn eerder impulsief dan rationeel gestuurd omdat ze een gevolg zijn van cue-reactiviteit (Bechara, 2005). Een herhaalde confrontatie met aan verslaving gerelateerde aanwijzingen binnen het ontwikkelingsproces van de verslaving versterkt de vooroordelen van de verslaving en verhoogt daarom de hunkerende reacties op die aanwijzingen. Onderzoek naar hyperseksueel gedrag kan aantonen dat verslaafde personen sneller reageren op seksuele stimuli in termen van een verhoogde aandachtsbias in vergelijking met gezonde personen (Mechelmans et al., 2014). Het I-PACE-model veronderstelt dat bij personen die vatbaar zijn voor het ontwikkelen van IPD-symptomen, impliciete cognities, zoals aandachtsbias, evenals cue-reactiviteit en hunkering optreden en toenemen binnen het verslavingsproces. Hoewel hunkering meestal wordt verwezen naar een subjectief ervaren behoefte om een ​​medicijn te consumeren (Sayette et al., 2000), geeft cue-reactiviteit subjectieve en fysiologische reacties op aan verslaving gerelateerde signalen (Drummond, 2001) en is daarom een ​​bewustere reactie dan een impliciete aandachtsbias. We nemen dus aan dat het effect van aandachtsbias op IPD-symptomen gemedieerd wordt door cue-reactiviteit en hunkering.

In tegenstelling tot de algemene perceptie, wordt pornografie niet uitsluitend door mannen geconsumeerd, maar krijgt het steeds meer aandacht van vrouwelijke gebruikers, zelfs als het tijdstip van gebruik en de keuze van de inhoud verschillen van het verbruik van mannen (Daneback, Cooper en Månsson, 2005; Ferree, 2003; Shaughnessy, Byers en Walsh, 2011). Ondanks het beperkte aantal onderzoeken naar verslavend gedrag bij vrouwelijke gebruikers, bestaat er een empirisch bewijs voor overeenkomsten tussen mannelijke en vrouwelijke gebruikers (Green, Carnes, Carnes en Weinmann, 2012; Laier, Pekal en Brand, 2014). De resultaten voor mannen en vrouwen komen overeen met de eerdere bevindingen, wat suggereert dat seksuele opwinding en hunkering de belangrijkste voorspellers zijn voor de ontwikkeling en het onderhoud van een IPD en gebaseerd zijn op geleerde associaties met interne en externe signalen (Brand et al., 2011; Laier, Pawlikowski, Pekal, Schulte en Brand, 2013). Bovendien suggereert onderzoek dat aandachtsbias voor seksuele stimuli onafhankelijk van geslacht kan optreden. Kagerer et al. (2014) kon aantonen dat mannelijke en vrouwelijke deelnemers niet in reactietijden verschilden in termen van aandachtsbias voor seksuele aanwijzingen. Het is echter nog steeds onduidelijk hoe een aandachtsbias interageert met de symptomen van een IPD. Vanwege de theoretische aannames van het I-PACE-model (Brand et al., 2016) en eerste empirisch bewijs over het verschijnen van aandachtsbias voor seksuele prikkels bij mannelijke en vrouwelijke deelnemers (Kagerer et al., 2014), stellen we voor:

  • H1: Aandachtsprincipes voor pornografische afbeeldingen worden geassocieerd met een hogere ernst van de symptomen van IPD.
  • H2: Er is een verband tussen aandachtsbias en indicatoren voor cue-reactiviteit en hunkering.
  • H3: De relatie tussen aandachtsbias en de symptomen van IPD is onafhankelijk van het geslacht.
  • H4: Het effect van aandachtsbias op symptomen van IPD wordt gemedieerd door indicatoren voor hunkering en cue-reactiviteit.

Methoden

Deelnemers

We hebben 174-deelnemers onderzocht (n = 87 vrouwen, Mleeftijd = 23.59, SD = 4.93 jaar, bereik: 18-52 jaar) voor deze studie. Alle deelnemers werden gerekruteerd via offline en online advertenties aan de Universiteit Duisburg-Essen. In advertenties werd expliciet gevraagd naar volwassen deelnemers en werd geïnformeerd over de confrontatie met pornografische afbeeldingen van legale inhoud tijdens het onderzoek. Alle deelnemers gaven voorafgaand aan het onderzoek schriftelijke geïnformeerde toestemming. De studie werd goedgekeurd door de lokale ethische commissie. Onderzoek vond plaats in een laboratoriumomgeving. Studenten konden studiepunten verzamelen en niet-studenten kregen een uurtarief van 10 €. De gemiddelde tijd die de steekproef op pornografische websites doorbracht was Mtotaal = 70.82 (SD = 280.21) min per week. Terwijl mannelijke deelnemers aangaven 121.71 min (SD = 387.51) per week op pornografische websites, meldden vrouwen een wekelijks pornografisch gebruik van 19.92 minuten (SD = 50.44) gemiddeld.

Visual Probe-taak

De Visual Probe-taak (Bradley, Field, Healy en Mogg, 2008) werd gebruikt om aandachtsbias te beoordelen. Voor de context van internetpornografie werd het paradigma aangepast met 16-pornografische foto's uit vier categorieën (mannelijk / vrouwelijk orale seks en vaginale geslachtsgemeenschap, vrouwelijk / vrouwelijk orale seks en vaginale geslachtsgemeenschap). Om een ​​adequate neutrale tegenhanger van de pornografische aanwijzingen te bieden, werd een grotendeels vergrote uitsnede van elk pornografisch beeld uitgesloten, vrij van elke seksuele representatie die overeenkomt met kleur en kleurintensiteit (figuur 1). Die vergelijking werd bewust gekozen om te zorgen voor hetzelfde aandachtsniveau van de kleurintensiteit voor neutrale en pornografische signalen en om het verschil alleen te beperken tot een seksuele component. Deze neutrale signalen van 16 waren qua kleur vergelijkbaar, maar ook niet met expliciete seksuele details of met een herkenningswaarde van de acteurs. Elk pornografisch beeld werd simultaan aan zijn neutrale tegenhanger gepresenteerd (afbeelding 2). Er waren twee voorwaarden: cues werden gepresenteerd voor 2000 of 200 ms. Na de presentatie van een paar pornografisch-neutrale afbeeldingen, verscheen er een kleine pijl (sonde) die in een bovenste of onderste richting wees. Deze pijl kwam voor op de positie van een pornografische of een neutrale keu totdat de deelnemer reageerde. Deelnemers moesten de richting van de pijl zo snel en correct mogelijk aangeven door op een van de twee knoppen op een toetsenbord te drukken. De positie van elke keu varieerde trial-by-trial tussen links en rechts, wat resulteerde in een totaal aantal van 256 gerandomiseerde studies [16 paren (pornografisch / neutraal), 2 condities (200/2000 ms), 2 posities van cue (links / rechts ), 2 pijlposities (links / rechts) en 2 pijlrichtingen (omhoog / omlaag)]. De deelnemers voltooiden een oefenproef voordat ze met de experimentele proeven begonnen. Na 128 proeven was er een korte pauze. Het basisidee van de visuele sondetaak is de presentatie van verslavingsgerelateerde en neutrale signalen, gevolgd door het meten van reactietijden door verkeerde reacties op pijlen af ​​te trekken. De hoofdscores werden berekend door de reactietijden voor de pijl die verschijnt na de pornografische afbeelding af te trekken van de reactietijden voor de pijl die verschijnt na de neutrale afbeeldingen. Een positieve score staat voor snellere reactietijden voor pijlen die verschijnen na een pornografische afbeelding en dus voor een aandachtsbias. De scores waren een initiële aandachtsbias voor de 200 ms-conditie (initiële AB), een behouden score voor de 2000 ms-conditie (gehandhaafde AB) en een algehele score (algehele AB), wat een gemiddelde score is van de initiële en de behouden score. AB. Hogere scores duiden op een grotere aandachtsbias voor pornografische beeldaanwijzingen.

figuur bovenliggende verwijderen   

Figuur 1. Voorbeeld van een pornografische en neutrale cue die wordt gebruikt in de Visual Probe-taak. De neutrale keu was een uitsnede van een pornografisch beeld dat qua kleur en kleurintensiteit overeenkomt met dat van seksualiteit. De pornografische afbeeldingen werden ongecensureerd gepresenteerd in het onderzoek

figuur bovenliggende verwijderen   

Figuur 2. Weergave van de volgorde voor de Visual Probe-taak. Deelnemers moesten reageren op een pijl die omhoog of omlaag wees, die verscheen na een pornografisch of neutraal beeld

Internet-pornografie-gebruik stoornis

Om de ernst van klachten en negatieve gevolgen in het dagelijks leven te beoordelen als gevolg van internet-pornografie-gebruik, een Duitse versie van de korte-internetverslavingstest (Pawlikowski, Altstötter-Gleich, & Brand, 2013) werd gebruikt, die werd aangepast voor internetsites [short-Internetsex Addiction Test (s-IATsex); Laier et al., 2013]. Deze vragenlijst bestaat uit 12 items, waarvan elk item moet worden beoordeeld op een schaal variërend van 1 = "nooit"Naar 5 ="heel vaak"Resulterend in een algemene score variërend van 12 tot 60. Het s-IATsex heeft een tweedimensionale structuur bestaande uit de subschaal s-IATsex-controle die een verlies van controle en moeilijkheden in tijdmanagement en s-IATsex-hunkerende meettekens van hunkering en sociale problemen meet (zes items). Een voorbeeld van een item is "Hoe vaak probeer je de hoeveelheid tijd die je op internetsites doorbrengt te verminderen en niet?". In dit voorbeeld had de s-IATsex een goede interne consistentie van Cronbach's α = .893 voor de totaalscore, Cronbach's α = .878 voor s-IATsex-controle en Cronbach's α = .764 voor s-IATsex-verlangen.

Seksuele opwinding en verlangen

Om seksuele opwinding en hunkering te induceren, kregen de deelnemers 100 pornografische foto's aangeboden uit de 10-categorieën (mannelijk / vrouwelijk oraal, vaginaal en anaal geslachtsverkeer; mannelijke / mannelijke orale en anale geslachtsgemeenschap; vrouwelijke / vrouwelijke orale en vaginale geslachtsgemeenschap; en mannelijke en vrouwelijke masturberen ). Dit paradigma werd eerder in verschillende studies gebruikt (Laier et al., 2013, 2014; Laier, Pekal en Brand, 2015). Elke foto moest worden beoordeeld met betrekking tot seksuele opwinding en aantrekkelijkheid op een schaal variërend van 1 = "helemaal geen seksuele opwinding“/”helemaal niet aantrekkelijk"Naar 5 ="zeer seksuele opwinding“/”erg aantrekkelijk."Gemiddelde scores werden alleen berekend voor afbeeldingen, die gezien worden als opwindend voor heteroseksuele personen (mannelijke / vrouwelijke orale, vaginale en anale geslachtsgemeenschap en vrouwelijke / vrouwelijke orale en vaginale geslachtsgemeenschap) (foto's opwinding en aantrekkelijkheid van foto's). Vóór (t1) en na (t2) de beeldpresentatie moesten de deelnemers hun huidige seksuele opwinding aangeven en hun behoefte om te masturberen op een schaal variërend van 1 tot 100. De toename van seksuele opwinding (opwinding Δ) en de toename van de behoefte om te masturberen (verlangen naar masturbatie Δ) werden verondersteld als indicatoren voor cue-reactiviteit en hunkerreacties en werden berekend door t2 van t1 af te trekken. Tijdspunt t1 wordt beschouwd als basislijnmaat. De pornografische afbeeldingen werden gepresenteerd voorafgaand aan de Visual Probe Task.

statistische analyse

Voor gemodereerde regressieanalyse waren alle onafhankelijke variabelen gecentraliseerd (Cohen, Cohen, West, & Aiken, 2003). Het structurele vergelijkingsmodel op latent niveau werd berekend met behulp van Mplus 6 (Muthén & Muthén, 2011). De dataset was vrij van ontbrekende gegevens. We evalueerden de fit van het model op basis van de standaardcriteria: gestandaardiseerd wortelgemiddeld kwadraatresidu (SRMR; waarden <0.08 duiden op een goede fit met de gegevens), vergelijkende fitindex / Tucker-Lewis-index (CFI / TLI; waarden> 0.90 geven een acceptabele en> 0.95 een goede match met de gegevens), en root mean square error of approximation (RMSEA; waarden <0.08 geven een goede aan en 0.08-0.10 een acceptabele model fit) (Hu & Bentler, 1995, 1999). De χ2-test werd gebruikt om te controleren of de gegevens zijn afgeleid van het gedefinieerde model. Alle relevante variabelen voor de bemiddeling waren nodig om met elkaar te correleren (Baron en Kenny, 1986).

Ethiek

Alle deelnemers waren volledig geïnstrueerd en gaven voorafgaand aan het onderzoek schriftelijke toestemming. De studie werd goedgekeurd door de lokale ethische commissie.

Resultaten

 

Beschrijvende waarden van alle variabelen zijn samengevat in de tabel 1. Mannelijke deelnemers lieten een gemiddelde score zien voor de s-IATsex van 18.85 (SD = 6.22, bereik: 12-42), terwijl vrouwelijke deelnemers een gemiddelde score van 14.34 hadden (SD = 4.35, bereik: 12-37). Gebaseerd op cut-off scores voor de short-Internet Addiction Test (s-IAT; originele vragenlijst voor symptomen van een internetgebruiksstoornis) (Pawlikowski et al., 2013), bestaat deze steekproef uit twee problematische en pathologische vrouwelijke gebruikers (2.2%) en acht problematische en pathologische mannelijke gebruikers (8.9%). EEN t-test voor onafhankelijke monsters toonde significante verschillen tussen mannelijke en vrouwelijke deelnemers met betrekking tot symptomen van een IPD (s-IATsex), attentional biases (gehandhaafd en in het algemeen) en beeldratings (seksuele opwinding en aantrekkelijkheid). Er werden geen verschillen gevonden voor indicatoren van hunkering (opwinding en behoefte om te masturberen) en de 200-aandachtsvoorspanningsvoorwaarde (initiële AB) (tabel 1). Correlaties tussen tendensen in de richting van IPD, indicatoren voor seksuele opwinding en hunkering, en maatregelen voor aandachtsbiassen worden weergegeven in de tabel 2. Zoals de hypothese luidt, geven de resultaten relaties aan tussen aandachtsbias, symptomen van IPD en indicatoren voor cue-reactiviteit en hunkering.

 

tafel

Tafel 1. t-test voor onafhankelijke steekproeven waarin mannelijke en vrouwelijke deelnemers worden vergeleken met betrekking tot metingen van tendensen in de richting van IPD, seksuele opwinding, verlangen en aandachtsbias

Tafel 1. t-test voor onafhankelijke steekproeven waarin mannelijke en vrouwelijke deelnemers worden vergeleken met betrekking tot metingen van tendensen in de richting van IPD, seksuele opwinding, verlangen en aandachtsbias

 Algemeen (N = 174)Man (n = 87)Vrouw (n = 87)tpd
 MSDMSDMSD
Symptoom ernst van IPD
s-IATsex16.605.8118.856.2214.344.355.53<.0010.84
s-IATsex-craving8.132.839.022.967.242.414.36<.0010.66
s-IATsex-control8.473.479.833.927.102.265.62<.0010.71
Attentional bias scores
Initiële AB24.9930.2827.9332.6722.0627.561.28.2020.20
Onderhouden AB9.4129.4614.2328.474.6029.812.18.0310.33
Algemene AB17.4823.4621.4023.1213.5623.272.23.0270.34
Foto presentatie beoordelingen
Pictures_arousal2.500.912.920.822.080.796.84<.0011.04
Pictures_attractiveness2.550.832.920.772.180.726.56<.0010.99
Cue-reactiviteit en craving
Opwinding t18.2215.929.6118.226.8413.191.15.2520.17
Opwinding t222.9221.3824.4821.7921.3620.970.96.3360.17
Opwinding Δ14.7018.4514.4819.1714.5217.810.13.8990.00
Craving_masturbation t14.9512.586.6015.813.317.941.73.0850.26
Craving_masturbation t213.4418.5015.0819.2311.7917.691.17.2420.18
Craving_masturbation Δ8.4814.388.4813.678.4815.140.001.0000.00
Overige
Wekelijks pornagebruik (min)70.82280.21121.71387.5119.9250.442.43.0160.37

Note. IPD: internet-pornografie-gebruikstoornis; SD: standaardafwijking; s-IATsex: short-Internetsex Verslavingstest. 

 

tafel

Tafel 2. Correlaties van de metingen voor tendensen in de richting van IPD, aandachtsbiassen en indicatoren voor seksuele opwinding en hunkering

Tafel 2. Correlaties van de metingen voor tendensen in de richting van IPD, aandachtsbiassen en indicatoren voor seksuele opwinding en hunkering

N = 17412345678910111213
1 s-IATsex             
2 s-IATsex-verlangen.904 **            
3 s-IATsex-controle.937 **.697 **           
4 Initiële AB.161 *.173 *.129          
5 Onderhouden AB.211 **.233 **.163 *.208 **         
6 Algemene AB.237 **.260 **.184 *.790 **.774 **        
7 Afbeeldingen_arousal.352 **.303 **.342 **.110.229 **.213 **       
8 Pictures_attractiveness.337 **.286 **.331 **.050.224 **.170 *.907 **      
9 Oproer t1.201 **.172 *.196 *.097.082.116.227 **.230 **     
10 Oproer t2.247 **.209 **.243 **.159 *.190 *.221 **.480 **.450 **.544 **    
11 Opwinding Δ.113.094.113.101.150 *.156 *.360 **.322 **-.233 **.690 **   
12 Craving_masturbation t1.308 **.244 **.316 **.109.027.088.219 **.238 **.640 **.404 **-.084  
13 Craving_masturbation t2.349 **.266 **.367 **.157 *.127.181 *.446 **.433 **.459 **.763 **.488 **.631 ** 
14 Craving_masturbation Δ.180 *.129.196 **.106.140.155 *.381 **.349 **.031.628 **.701 **-.063.734 **

Notes. Significante waarden worden vetgedrukt weergegeven. IPD: internet-pornografie-gebruikstoornis; s-IATsex: short-Internetsex Verslavingstest.

*p ≤ .05 (correlatie is significant verschillend van nul met α = 5%, tweezijdig). **p ≤ 01 (correlatie is significant verschillend van nul met α = 1%, tweezijdig).

Er werden twee gemodereerde hiërarchische regressieanalyses uitgevoerd om potentiële interacties tussen de groepsvariabele "seks" en metingen van aandachtsbiasden op tendensen in de richting van IPD te onderzoeken. Bovendien werd een post hoc vermogensanalyse voor het bepalen van de effectgroottes en het vermogen van de steekproefomvang voor beide regressieanalyses berekend. Als afhankelijke variabele werd de subschaal "s-IATsex-hunkeren" gekozen, omdat wordt verondersteld dat aandachtsbias effecten heeft op symptomen van hunkeren en dat deze subschaal subjectieve klachten van verlangen specifieker beoordeelt dan de "s-IATsex somscore". . De groepsvariabele "geslacht" was de voorspeller en de "initiële AB-score" werd gebruikt als moderatorvariabele. In de eerste stap toonde de groepsvariabele "geslacht" een significante verklaring van de variantie in de afhankelijke variabele "s-IATsex-hunkering" van 9.9% (F = 18.970, p <.001). Door de "initiële AB-score" in de tweede stap toe te voegen, wordt de verklaring van variantie van "s-IATsex-craving" (ΔR2 = .020, ΔF = 3.968, p = .048). Er werd geen significant interactie-effect waargenomen (ΔR2 = .00, ΔF = 0.027, p = 871). Het regressiemodel bleef echter significant met een algemene verklaring voor variantie van 12% in de tendensen tot IPD (R2 = .120, F = 7.720, p <.001). Verdere regressiewaarden worden getoond in de tabel 3. De gemodereerde regressie-analyse toont een gemiddelde effectgrootte met f2 = 0.14 en een noodzakelijke macht van 0.83 (1 − β err prob) (Cohen, 1992). De eenvoudige hellingen (figuur 3) van de regressie die "lage initiële AB" en "hoge initiële AB" vertegenwoordigde, waren niet significant verschillend van nul (tlowinitialAB = 0.13, p = 895; thighinitialA = 0.14, p = .886). In een tweede gemodereerde regressieanalyse werd de “gehandhaafde AB” gebruikt als moderatorvariabele (groepsvariabele en afhankelijke variabele zijn dezelfde als hierboven). Bijgevolg vertoonde de groepsvariabele 'seks' het bovengenoemde significante effect op de neiging tot IPD (s-IATsex-craving) met R2 = .099 (F = 18.970, p <.001). De gehandhaafde AB als tweede voorspeller in dit model toonde een significante verklaring van variantie met ΔR2 = .034 (ΔF = 6.660, p = .011). Er werd geen significant interactie-effect gevonden (ΔR2 = .002, ΔF = 0.356, p = .552). Verdere regressiewaarden worden getoond in de tabel 4. De gemodereerde regressie-analyse toont een gemiddelde effectgrootte met f2 = 0.16 en een noodzakelijke macht van 0.89 (Cohen, 1992). De effectgroottes en het vermogen geven dus aan dat we niet per ongeluk lege interacties verwachten en accepteren. De eenvoudige hellingen (figuur 4) van de regressie die "laag onderhouden AB" en "hoog onderhouden AB" weergeeft, waren niet significant verschillend van nul (tlow-maintainedAB = 0.14, p = 893; thigh-maintainedAB = 0.14, p = 892). Zowel regressie als eenvoudige hellingsanalyses geven aan dat personen met een grotere aandachtsbias voor seksuele stimuli sterkere symptomen van hunkering rapporteren in de context van IPD. Daarom geven de resultaten de belangrijke rol aan van aandachtsbias bij beide geslachten, omdat de twee aandachtsbiasscores hun eigen incrementele validiteit hadden buiten de groepsvariabele biologische sekse en er werden geen interactie-effecten tussen groep (mannelijk en vrouwelijk) en aandachtsbias waargenomen. 

 

tafel

Tafel 3. Eerste gemodereerde regressieanalyse met s-IATsex-verlangen als afhankelijke variabele

 

Tafel 3. Eerste gemodereerde regressieanalyse met s-IATsex-verlangen als afhankelijke variabele

Belangrijkste effectenβTp
Sekse.3014.17<.001
Initiële AB.1421.93.055
Geslacht × Initiële AB.0120.16.871

Note. Aanzienlijke waarde wordt vetgedrukt weergegeven. s-IATsex: short-Internetsex Verslavingstest.

tafel

Tafel 4. Tweede gemodereerde regressieanalyse met s-IATsex-verlangen als afhankelijke variabele

Tafel 4. Tweede gemodereerde regressieanalyse met s-IATsex-verlangen als afhankelijke variabele

Belangrijkste effectenβTp
Sekse.2853.94<.001
Onderhouden AB.1842.55.012
Geslacht × Onderhouden AB-.043-0.60.552

Note. Aanzienlijke waarde wordt vetgedrukt weergegeven. s-IATsex: short-Internetsex Verslavingstest.

figuur bovenliggende verwijderen   

Figuur 3. Eenvoudige hellingen voor de eerste gemodereerde regressieanalyse met s-IATsex-verlangen als afhankelijke variabele, de eerste gemodereerde regressieanalyse met s-IATsex-hunkering als afhankelijke variabele, geslacht als onafhankelijke variabele en initiële AB als moderator. Er werd geen interactie gevonden en eenvoudige hellingen verschilden niet significant van nul

figuur bovenliggende verwijderen 

Figuur 4. Eenvoudige hellingen voor de tweede gemodereerde regressieanalyse met s-IATsex-verlangen als afhankelijke variabele, de eerste gemodereerde regressieanalyse met s-IATsex-hunkering als afhankelijke variabele, geslacht als onafhankelijke variabele en onderhouden van AB als moderator. Er werd geen interactie gevonden en eenvoudige hellingen verschilden niet significant van nul

Voor het bemiddelingsmodel werd de latente variabele "cue-reactiviteit en craving" gemodelleerd door de craving meet seksuele opwinding t2 en de noodzaak om t2 te masturberen, aangezien de delta-scores voor beide metingen niet significant gecorreleerd waren met de ernst van de symptomen als gevolg van een IPD en aandachtsbias scores. De veronderstelling is dat personen met een hogere ernst van de symptomen al een hogere baseline-hunkering hebben voordat ze de pornografische beeldpresentatie bekijken. De toename van seksuele opwinding is dus klein, maar seksuele opwinding blijft hoger voor t2-meting bij personen met tendensen in de richting van een IPD. Het voorgestelde structurele vergelijkingsmodel op latent niveau met IPD-symptomen (s-IATsex) als afhankelijke variabele bleek goed te passen in de onderliggende gegevens. De RMSEA was 0.067 (p = 279), CFI was 0.985, TLI was 0.962 en de SRMR was 0.028. De χ2 test was niet significant met 10.72 (p = .097) en χ2/df was 1.79. Over het algemeen verklaarde het voorgestelde model 24.1% van de variantie in de IPD-symptomen (R2 = .241, p = .015). Het latente bemiddelingsmodel met de β-gewichten wordt getoond in figuur 5. De latente variabele "aandachtsbias" gemodelleerd door de initiële AB en gehandhaafde AB had een direct effect op de symptomen van IPD, die werd gemodelleerd door de twee subschalen (s-IATsex-control en s-IATsex-craving) van de s-IATsex ( β = .310, SE = 0.154, p = .044). Bovendien vertoonde aandachtsbias een direct effect op de latente variabele 'cue-reactivity and craving', die werd vertegenwoordigd door de subjectieve seksuele opwinding en de behoefte om te masturberen na het bekijken van pornografische afbeeldingen (β = .297, SE = 0.145, p = .041). Bovendien was er een direct effect van cue-reactiviteit en hunkering op symptomen van IPD (β = .299, SE = 0.093, p <.001). Over het algemeen toonde aandachtsbias een indirect effect op IPD-symptomen (β = .089, SE = 0.045, p = .047) wat duidt op een gedeeltelijke bemiddeling over indicatoren voor cue-reactiviteit en craving.

figuur bovenliggende verwijderen   

Figuur 5. Het voorgestelde structurele vergelijkingsmodel op latent niveau met IPD-symptomen als afhankelijke variabele. Er zijn directe en indirecte effecten gevonden die wijzen op een gedeeltelijke bemiddeling vanuit aandachtsbias voor indicatoren voor cue-reactiviteit en hunkering naar de ernst van de symptomen van IPD

Discussie

Als een hoofdresultaat van de studie vonden we de veronderstelde relatie tussen aandachtsbias voor seksuele stimuli en ernst van symptomen van IPD in een steekproef van mannelijke en vrouwelijke deelnemers. Bovendien werd de relatie tussen aandachtsbias en de symptomen van IPD gemedieerd door indicatoren voor cue-reactiviteit en hunkering. De resultaten geven een verschil aan tussen mannelijke en vrouwelijke individuen met betrekking tot een aandachtsbias voor de algehele en onderhouden toestand, maar niet in de initiële toestand in de Visual Probe-taak. Regressieanalyse kon echter aantonen dat vooroordelen over geslacht en aandacht in beide tijdsomstandigheden tendensen richting IPD voorspelden, de interactie van beide voegde geen verdere verklaring van variantie toe in IPD-symptomen. Dit resultaat geeft aan dat aandachtsverschijnselen een rol spelen bij IPD-symptomen en lijken onafhankelijk van geslacht te voorkomen.

De resultaten zijn consistent met het I-PACE-model voorgesteld door Brand et al. (2016), die een belangrijke rol benadrukt van impliciete cognities in de ontwikkeling en het onderhoud van internetgebruiksaandoeningen, waaronder IPD. Impliciete cognities worden beschouwd als een resultaat van interacties tussen indicatoren voor seksuele opwinding en specifieke predisposities, bijvoorbeeld een hoge seksuele opwinding veroorzaakt door seksuele signalen en het ervaren van bevrediging tijdens het gebruik van internetpornografie. We konden aantonen dat de subjectieve seksuele opwinding als gevolg van de presentatie van pornografische aanwijzingen en de seksuele opwinding en de noodzaak om daarna te masturberen, gerelateerd zijn aan indicatoren van aandachtsbias en gedeeltelijk het effect van aandachtsbias op IPD medieert. Daarom ondersteunen de resultaten theoretische aannames met betrekking tot de incentive saillantie van aan verslaving gerelateerde aanwijzingen en komen overeen met studies die betrekking hebben op cue-reactiviteit en craving bij stoornissen in het gebruik van middelen (Field & Cox, 2008; Field, Mogg en Bradley, 2005; Robbins en Ehrman, 2004). Specifieke impliciete en affectieve cognities, bijvoorbeeld attentional biases, zijn een direct gevolg van een geconditioneerde respons op lonende signalen en worden positief versterkt door de ervaren bevrediging. Dit effect van aandachtsbias op de tendensen in de richting van een IPD kan in deze studie worden aangetoond. Vergelijkbare resultaten werden waargenomen voor hyperseksuele personen, die sneller reageerden op seksuele signalen dan op neutrale personen in vergelijking met gezonde personen (Mechelmans et al., 2014).

We vonden hogere attentional biases bij mannelijke individuen voor de onderhouden toestand en de algehele AB in vergelijking met vrouwelijke individuen, maar niet zo voor de eerste AB. Deze resultaten zijn gedeeltelijk in strijd met andere studies, die geen sekseverschillen konden vertonen (Kagerer et al., 2014; Prause, Janssen en Hetrick, 2008). Dit kan worden verklaard door de selectie van stimuli in deze studie, aangezien de pornografische afbeeldingen die worden gebruikt voor de Visual Probe Task mogelijk een sterker lonend karakter hebben voor mannelijke dan voor vrouwelijke individuen en daarom meer aandacht trekken bij mannelijke gebruikers. Afbeeldingen gepresenteerd in de studie van Kagerer et al. (2014) waren een combinatie van stimuli die hard- en softcore-geslachtsgemeenschap vertoonden en werden eerder geselecteerd door een mannelijke en vrouwelijke onderzoeker. De procedure werd toegepast om een ​​even opwindende beeldreeks voor beide geslachten te verzekeren. Deze aanname wordt ondersteund door geslachtsverschillen in deze studie met betrekking tot de waardering van valentie en seksuele opwinding voor de pornografische afbeeldingen die worden gebruikt om verlangen te induceren en een hoger pornografisch gebruik door mannen. Bovendien vertoonden mannen en vrouwen in het algemeen een ander gebruik van internet-seks gerelateerde inhoud. Terwijl mannelijke gebruikers in het algemeen de voorkeur geven aan solitaire opwinding, zoals pornografie, zoeken vrouwelijke gebruikers naar meer interactieve toepassingen, zoals chatrooms of seks via webcam (Shaughnessy et al., 2011). Daarom kunnen mannelijke deelnemers sterk worden aangetrokken door pornografische aanwijzingen in vergelijking met vrouwen, mogelijk als gevolg van conditioneringsprocessen.

Wat betreft de voorspelling van symptomen van problematisch of zelfs pathologisch gebruik van internetpornografie, diende het geslacht van deelnemers als een significante voorspeller. Dit resultaat lijkt in strijd te zijn met verschillende onderzoeken die aantonen dat vrouwelijke gebruikers ook verslaafd raken aan pornografie (Daneback, Ross en Månsson, 2006; Green et al., 2012; Laier et al., 2014), zelfs als ze de voorkeur geven aan meer sociaal interactieve toepassingen. Hoewel de prevalentiecijfers in mannelijke monsters hoger zijn dan in vrouwelijke monsters (Ross, Månsson en Daneback, 2012), aangezien mannelijke gebruikers vaker gebruik maken van internetpornografie. De prevalentiegraden in deze steekproef, hoewel niet representatief, zijn vergelijkbaar met andere onderzoeken met 2.2% problematische en pathologische vrouwelijke gebruikers en 8.9% problematische en pathologische mannelijke gebruikers (op basis van cut-off scores voor de originele s-IAT; Pawlikowski et al., 2013).

Een verbeterde aandachtsbias voor seksuele signalen voorspelde tendensen richting IPD. Dit effect van impliciete cognities op verslavend gedrag wordt ondersteund door de resultaten van verschillende studies op het gebied van stoornissen in verband met middelengebruik (ter beoordeling, zie Field et al., 2014) en gedragsverslavingen (Mechelmans et al., 2014). Er werd echter geen interactie gevonden tussen de vooroordelen van de deelnemers over seks en aandacht voor IPD-tendensen. Het is duidelijk dat de relatie tussen IPD-symptomen en aandacht voor seksuele aanwijzingen onafhankelijk is van biologische seks, hoewel mannen pornografische aanwijzingen als opwindender en aantrekkelijker ervaren dan vrouwelijke deelnemers. Een mogelijke verklaring is dat het visuele systeem evolutionair is geprogrammeerd om aandacht te trekken van signalen, die een biologische betekenis hebben en een beloningskarakter hebben voor de kijker, zoals seksuele stimuli (LeDoux, 1996; Rollen, 2000). Deze meer algemene aandachtsbias gekoppeld aan niet-medicamenteuze beloning, in de literatuur ook wel waarde-gedreven aandacht genoemd (Anderson, 2016), zou ook de kleine effectgroottes van de correlaties kunnen verklaren. Seksuele afbeeldingen kunnen in verband worden gebracht met beloningen voor zowel drugs als niet-medicatie en komen daarom ook voor in een niet-klinische steekproef van mannen en vrouwen. Er moet echter worden opgemerkt dat de selectie van stimuli niet was afgestemd op beide geslachten, maar eerder aansluit bij de voorkeur van de mannelijke gebruiker. Kagerer et al. (2014) beweren dat de aandacht van vrouwen voor seksuele aanwijzingen wordt bemoeilijkt wanneer ze worden geconfronteerd met modellen van hetzelfde geslacht zoals gevonden in de studie van Schimmack (2005). In termen van tendensen in de richting van IPD, werden deze seksuele stimuli ook significant voor vrouwelijke individuen. Aangenomen mag worden dat de verwachte en ervaren bevrediging van pornografie op het internet de incentive saillantie van aan verslaving gerelateerde signalen positief versterkt, terwijl bijgevolg de effecten van impliciete cognities zoals aandachtsbias in pornografie-gerelateerde beslissingssituaties onafhankelijk van seks kunnen worden versterkt .

Beperkingen en verdere studies
 

Er zijn enkele beperkingen in deze studie. We hebben een hypothese met klinische relevantie onderzocht door een studie uit te voeren met een niet-klinische steekproef. Daarom blijft het nodig om in toekomstige studies de effecten van aandachtsbias op symptomen van IPD aan te pakken met een klinische steekproef. Bovendien moet de selectie van seksuele stimuli die in de visuele sondetaak worden gebruikt, worden aangepast voor vrouwelijke deelnemers en van tevoren worden getest om ervoor te zorgen dat de aandacht van vrouwen niet wordt gestoord door afleiders, zoals geslachtsgemeenschap van hetzelfde geslacht. Bovendien is de selectie van neutrale afbeeldingen als uitsnijdingen uit het pornografisch materiaal misschien niet de meest geschikte oplossing. We hebben deze neutrale afbeeldingen echter gemaakt met betrekking tot de vergelijkbaarheid in kleur en kleurintensiteit zonder enige seksuele interacties van menselijke lichamen te tonen. De oriëntatie en aandacht voor de seksuele signalen kunnen dus worden verhoogd voor de hele steekproef en niet alleen voor individuen die neigingen tot een IPD vertonen. De selectie van deze uitsnijdingen is uitgevoerd om dezelfde kleuren in de afbeeldingen te krijgen, aangezien bekend is dat kleur van stimuli ook een effect kan hebben op de aandacht. Toekomstige studies zouden een duidelijkere controle moeten bieden in vergelijking met de seksuele aanwijzingen. Om de effecten van aandachtsbias in meer detail aan te pakken, moet het Visual Probe-paradigma bovendien worden uitgebreid om reactietijden te meten op een neutraal signaal in een combinatie van seksuele en neutrale signalen in vergelijking met reactietijden op een neutraal signaal in een neutraal / neutraal signaal. , zoals het werd uitgevoerd in de studie van Kagerer et al. (2014). Deze toestand zou nuttig zijn om te begrijpen, als individuen afgeleid worden en vertraagd worden in reactietijden door seksuele aanwijzingen. Ten slotte moet kritisch worden vermeld dat pornografische beeldpresentaties werden uitgevoerd voorafgaand aan de Visual Probe-taak, wat leidde tot een mogelijke bias op reactietijden binnen het paradigma.

Bijdrage van auteurs
 

JS, RS, MB en JP hebben de studie ontworpen. Gegevensverzameling werd uitgevoerd door JS en JP. MB, CL en JP hebben de statistische analyse uitgevoerd en de resultaten geïnterpreteerd. JP schreef de eerste en laatste versie van het manuscript. MB begeleidde de interpretatie van de gegevens en het schrijven van het manuscript. Alle auteurs hebben bijgedragen aan en hebben de definitieve versie van het manuscript goedgekeurd.

Belangenverstrengeling
 

De auteurs verklaarden dat er geen concurrerende belangen bestaan.

Referenties

 
 Anderson, B. A. (2016). Wat is er abnormaal aan verslavinggerelateerde aandachtsbias? Drugs- en alcoholafhankelijkheid, 167, 8–14. doi:https://doi.org/10.1016/j.drugalcdep.2016.08.002 MedlineGoogle Scholar
 Baron, R. M., & Kenny, D. A. (1986). Het onderscheid tussen moderator en mediator in sociaal psychologisch onderzoek: conceptuele, strategische en statistische overwegingen. Journal of Personality and Social Psychology, 51 (6), 1173-1182. doi:https://doi.org/10.1037/0022-3514.51.6.1173 CrossRef, MedlineGoogle Scholar
 Bechara, A. (2005). Besluitvorming, impulscontrole en verlies van wilskracht om medicijnen te weerstaan: een neurocognitief perspectief. Nature Neuroscience, 8 (11), 1458-1463. doi:https://doi.org/10.1038/nn1584 CrossRef, MedlineGoogle Scholar
 Bradley, B. P., Field, M., Healy, H., & Mogg, K. (2008). Beïnvloeden de affectieve eigenschappen van aan roken gerelateerde signalen de aandachts- en benaderingsvooroordelen bij sigarettenrokers? Journal of Psychopharmacology, 22 (7), 737-745. doi:https://doi.org/10.1177/0269881107083844 MedlineGoogle Scholar
 Bradley, B. P., Mogg, K., Wright, T., & Field, M. (2003). Aandachtsbias bij drugsverslaving: waakzaamheid voor sigarettengerelateerde signalen bij rokers. Psychologie van verslavend gedrag, 17 (1), 66-72. doi:https://doi.org/10.1037/0893-164X.17.1.66 CrossRef, MedlineGoogle Scholar
 Brand, M., Laier, C., Pawlikowski, M., Schächtle, U., Schöler, T., & Altstötter-Gleich, C. (2011). Kijken naar pornografische afbeeldingen op internet: de rol van beoordelingen van seksuele opwinding en psychologisch-psychiatrische symptomen bij overmatig gebruik van sekssites op internet. Cyberpsychologie, gedrag en sociale netwerken, 14 (6), 371-377. doi:https://doi.org/10.1089/cyber.2010.0222 CrossRef, MedlineGoogle Scholar
 Brand, M., Young, K.S., Laier, C., Wölfling, K., & Potenza, M. N. (2016). Integratie van psychologische en neurobiologische overwegingen met betrekking tot de ontwikkeling en instandhouding van specifieke internetgebruiksstoornissen: een model van interactie van persoon-affect-cognitie-uitvoering (I-PACE). Neuroscience and Biobehavioral Reviews, 71, 252-266. doi:https://doi.org/10.1016/j.neubiorev.2016.08.033 CrossRef, MedlineGoogle Scholar
 Cohen, J. (1992). Statistische vermogensanalyse. Huidige routebeschrijving in Psychological Science, 1 (3), 98-101. doi:https://doi.org/10.1111/1467-8721.ep10768783 Google Scholar
 Cohen, J., Cohen, P., West, S. G., & Aiken, L.S. (2003). Toegepaste meervoudige regressie / correlatieanalyse voor de gedragswetenschappen (3e ed.). Mahwah, NJ: Lawrence Erlbaum Associates. Google Scholar
 Cooper, A. (1998). Seksualiteit en internet: surfen naar het nieuwe millennium. CyberPsychology & Behavior, 1 (2), 187-193. doi:https://doi.org/10.1089/cpb.1998.1.187 CrossRefGoogle Scholar
 Daneback, K., Cooper, A., & Månsson, S.-A. (2005). Een internetstudie van cyberseksdeelnemers. Archives of Sexual Behavior, 34 (3), 321–328. doi:https://doi.org/10.1007/s10508-005-3120-z MedlineGoogle Scholar
 Daneback, K., Ross, M. W., & Månsson, S.-A. (2006). Kenmerken en gedragingen van seksuele compulsieven die internet gebruiken voor seksuele doeleinden. Seksuele verslaving en compulsiviteit, 13 (1), 53-67. doi:https://doi.org/10.1080/10720160500529276 Google Scholar
 Dong, G., Zhou, H., en Zhao, X. (2011). Mannelijke internetverslaafden vertonen verminderde uitvoerende controlevermogen: bewijs van een Stroop-taak in kleurwoorden. Neuroscience Letters, 499 (2), 114-118. doi:https://doi.org/10.1016/j.neulet.2011.05.047 MedlineGoogle Scholar
 Döring, N. M. (2009). De impact van internet op seksualiteit: een kritische evaluatie van 15 jaar onderzoek. Computers in Human Behavior, 25 (5), 1089-1101. doi:https://doi.org/10.1016/j.chb.2009.04.003 Google Scholar
 Drummond, D. C. (2001). Theorieën over hunkering naar drugs, oud en modern. Verslaving, 96 (1), 33-46. doi:https://doi.org/10.1046/j.1360-0443.2001.961333.x CrossRef, MedlineGoogle Scholar
 Ferree, M. (2003). Vrouwen en het web: Cyberseks-activiteit en implicaties. Seksuele en relatietherapie, 18 (3), 385-393. doi:https://doi.org/10.1080/1468199031000153973 Google Scholar
 Field, M., & Cox, W. M. (2008). Aandachtsbias in verslavend gedrag: een overzicht van de ontwikkeling, oorzaken en gevolgen ervan. Drugs- en alcoholverslaving, 97 (1–2), 1–20. doi:https://doi.org/10.1016/j.drugalcdep.2008.03.030 CrossRef, MedlineGoogle Scholar
 Field, M., Marhe, R., & Franken, I. H. (2014). De klinische relevantie van aandachtsbias bij stoornissen in het gebruik van middelen. CNS Spectrums, 19 (3), 225-230. doi:https://doi.org/10.1017/S1092852913000321 MedlineGoogle Scholar
 Field, M., Mogg, K., & Bradley, B. P. (2005). Craving en cognitieve vooroordelen voor alcoholcues bij sociale drinkers. Alcohol en alcoholisme, 40 (6), 504-510. doi:https://doi.org/10.1093/alcalc/agh213 MedlineGoogle Scholar
 Garcia, F. D., en Thibaut, F. (2010). Seksuele verslavingen. The American Journal of Drug and Alcohol Abuse, 36 (5), 254-260. doi:https://doi.org/10.3109/00952990.2010.503823 CrossRef, MedlineGoogle Scholar
 Georgiadis, J. R., en Kringelbach, M. L. (2012). De menselijke seksuele responscyclus: bewijs van hersenbeelden dat seks koppelt aan andere genoegens. Vooruitgang in neurobiologie, 98 (1), 49-81. doi:https://doi.org/10.1016/j.pneurobio.2012.05.004 CrossRef, MedlineGoogle Scholar
 Green, B., Carnes, S., Carnes, P. J., & Weinmann, E. A. (2012). Cyberseksverslavingspatronen in een klinische steekproef van homoseksuele, heteroseksuele en biseksuele mannen en vrouwen. Seksuele verslaving en compulsiviteit, 19 (1–2), 77–98. doi:https://doi.org/10.1080/10720162.2012.658343 Google Scholar
 Griffiths, M. D. (2001). Seks op internet: observaties en implicaties voor seksverslaving op internet. Journal of Sex Research, 38 (4), 333-342. doi:https://doi.org/10.1080/00224490109552104 CrossRefGoogle Scholar
 Griffiths, M. D. (2012). Internet-seksverslaving: een overzicht van empirisch onderzoek. Verslavingsonderzoek en -theorie, 20 (2), 111–124. doi:https://doi.org/10.3109/16066359.2011.588351 CrossRefGoogle Scholar
 Grov, C., Gillespie, B. J., Royce, T., & Lever, J. (2011). Waargenomen gevolgen van informele online seksuele activiteiten voor heteroseksuele relaties: een Amerikaanse online enquête. Archives of Sexual Behavior, 40 (2), 429-439. doi:https://doi.org/10.1007/s10508-010-9598-z MedlineGoogle Scholar
 Hald, G. M., en Malamuth, N. M. (2008). Zelf waargenomen effecten van pornografieconsumptie. Archives of Sexual Behavior, 37 (4), 614–625. doi:https://doi.org/10.1007/s10508-007-9212-1 CrossRef, MedlineGoogle Scholar
 Hoffmann, H., Janssen, E., & Turner, S. (2004). Klassieke conditionering van seksuele opwinding bij vrouwen en mannen: effecten van wisselend bewustzijn en biologische relevantie van de geconditioneerde stimulus. Archives of Sexual Behavior, 33 (1), 43–53. doi:https://doi.org/10.1023/B:ASEB.0000007461.59019.d3 MedlineGoogle Scholar
 Hu, L., & Bentler, P. M. (1995). Evaluatie van de pasvorm van het model. In R. H. Hoyle (Ed.), Structurele vergelijkingsmodellering van concepten, kwesties en toepassingen (pp. 76-99). Londen, VK: Sage Publications. Google Scholar
 Hu, L., & Bentler, P. M. (1999). Afkapcriteria voor fit-indexen in covariantiestructuuranalyse: conventionele criteria versus nieuwe alternatieven. Structurele vergelijkingsmodellering: een multidisciplinair tijdschrift, 6 (1), 1-55. doi:https://doi.org/10.1080/10705519909540118 CrossRefGoogle Scholar
 Jeromin, F., Nyenhuis, N., & Barke, A. (2016). Attentional bias bij excessieve internetgamers: experimenteel onderzoek met een verslaving Stroop en een visuele sonde. Journal of Behavioral Addictions, 5 (1), 32-40. doi:https://doi.org/10.1556/2006.5.2016.012 LinkGoogle Scholar
 Kagerer, S., Wehrum, S., Klucken, T., Walter, B., Vaitl, D., & Stark, R. (2014). Seks trekt aan: onderzoek naar individuele verschillen in aandachtsbias voor seksuele prikkels. PLoS One, 9 (9), e107795. doi:https://doi.org/10.1371/journal.pone.0107795 MedlineGoogle Scholar
 Klucken, T., Schweckendiek, J., Merz, C. J., Tabbert, K., Walter, B., Kagerer, S., Vaitl, D., & Stark, R. (2009). Neurale activeringen van het verwerven van geconditioneerde seksuele opwinding: effecten van contingentiebewustzijn en seks. The Journal of Sexual Medicine, 6 (11), 3071-3085. doi:https://doi.org/10.1111/j.1743-6109.2009.01405.x MedlineGoogle Scholar
 Kuss, D. J., Griffiths, M. D., Karila, L., en Billieux, J. (2014). Internetverslaving: een systematische review van epidemiologisch onderzoek van het afgelopen decennium. Huidig ​​farmaceutisch ontwerp, 20 (25), 4026-4052. doi:https://doi.org/10.2174/13816128113199990617 CrossRef, MedlineGoogle Scholar
 Laier, C., & Brand, M. (2014). Empirisch bewijs en theoretische overwegingen over factoren die bijdragen aan cyberseksverslaving vanuit een cognitief-gedragsmatig perspectief. Seksuele verslaving en compulsiviteit, 21 (4), 305-321. doi:https://doi.org/10.1080/10720162.2014.970722 Google Scholar
 Laier, C., Pawlikowski, M., Pekal, J., Schulte, F. P., & Brand, M. (2013). Cyberseksverslaving: ervaren seksuele opwinding bij het kijken naar pornografie en niet echte seksuele contacten maken het verschil. Journal of Behavioral Addictions, 2 (2), 100-107. doi:https://doi.org/10.1556/JBA.2.2013.002 LinkGoogle Scholar
 Laier, C., Pekal, J., & Brand, M. (2014). Cyberseksverslaving bij heteroseksuele vrouwelijke gebruikers van internetpornografie kan worden verklaard door de bevredigingshypothese. Cyberpsychologie, gedrag en sociale netwerken, 17 (8), 505-511. doi:https://doi.org/10.1089/cyber.2013.0396 MedlineGoogle Scholar
 Laier, C., Pekal, J., & Brand, M. (2015). Seksuele prikkelbaarheid en disfunctionele coping bepalen cyberseksverslaving bij homoseksuele mannen. Cyberpsychologie, gedrag en sociale netwerken, 18 (10), 575-580. doi:https://doi.org/10.1089/cyber.2015.0152 MedlineGoogle Scholar
 LeDoux, J. E. (1996). Het emotionele brein. De mysterieuze basis van het emotionele leven. New York, NY: Simon & Schuster. Google Scholar
 Lorenz, R. C., Krüger, J.-K., Neumann, B., Schott, B. H., Kaufmann, C., Heinz, A., & Wüstenberg, T. (2012). Cue-reactiviteit en de remming ervan bij pathologische computerspelspelers. Verslavingsbiologie, 18 (1), 134–146. doi:https://doi.org/10.1111/j.1369-1600.2012.00491.x MedlineGoogle Scholar
 Mechelmans, D. J., Irvine, M., Banca, P., Porter, L., Mitchell, S., Mole, T. B., Lapa, T. R., Harrison, N. A., Potenza, M. N., & Voon, V. (2014). Verbeterde aandachtsbias voor seksueel expliciete signalen bij personen met en zonder dwangmatig seksueel gedrag. PLoS One, 9 (8), e105476. doi:https://doi.org/10.1371/journal.pone.0105476 MedlineGoogle Scholar
 Meerkerk, G.-J., van den Eijnden, R., & Garretsen, H. (2006). Dwangmatig internetgebruik voorspellen: het draait allemaal om seks! CyberPsychology & Behavior, 9 (1), 95-103. doi:https://doi.org/10.1089/cpb.2006.9.95 CrossRef, MedlineGoogle Scholar
 Metcalf, O., & Pammer, K. (2011). Aandachtspunten bij buitensporige massale multiplayer online role-playing gamers die een aangepaste Stroop-taak gebruiken. Computers in Human Behaviour, 27 (5), 1942-1947. doi:https://doi.org/10.1016/j.chb.2011.05.001 CrossRefGoogle Scholar
 Muthén, L. K., & Muthén, B. O. (2011). Mplus. Los Angeles, Californië: Muthén & Muthén. Google Scholar
 Paul, B. (2009). Voorspellen van gebruik en opwinding bij internetporno: de rol van individuele verschilvariabelen. Journal of Sex Research, 46 (4), 344-357. doi:https://doi.org/10.1080/00224490902754152 MedlineGoogle Scholar
 Pawlikowski, M., Altstötter-Gleich, C., & Brand, M. (2013). Validatie en psychometrische eigenschappen van een korte versie van Young's Internet Addiction Test. Computers in menselijk gedrag, 29 (3), 1212-1223. doi:https://doi.org/10.1016/j.chb.2012.10.014 Google Scholar
 Prause, N., Janssen, E., & Hetrick, W. P. (2008). Aandacht en emotionele reacties op seksuele prikkels en hun relatie tot seksueel verlangen. Archives of Sexual Behavior, 37 (6), 934-949. doi:https://doi.org/10.1007/s10508-007-9236-6 MedlineGoogle Scholar
 Robbins, S. J., en Ehrman, R. N. (2004). De rol van aandachtsbias bij middelenmisbruik. Behavioral and Cognitive Neuroscience Reviews, 3 (4), 243-260. doi:https://doi.org/10.1177/1534582305275423 MedlineGoogle Scholar
 Robinson, T. E., & Berridge, K. C. (1993). De neurale basis van hunkering naar drugs: een prikkel-sensibilisatie theorie van verslaving. Brain Research Reviews, 18 (3), 247–291. doi:https://doi.org/10.1016/0165-0173(93)90013-P CrossRef, MedlineGoogle Scholar
 Robinson, T. E., & Berridge, K. C. (2000). De psychologie en neurobiologie van verslaving: een prikkel-sensibiliseringsbeeld. Verslaving, 95 (8s2), 91-117. doi:https://doi.org/10.1046/j.1360-0443.95.8s2.19.x Google Scholar
 Robinson, T. E., & Berridge, K. C. (2001). Incentive-sensibilisatie en verslaving. Verslaving, 96 (1), 103-114. doi:https://doi.org/10.1046/j.1360-0443.2001.9611038.x MedlineGoogle Scholar
 Robinson, T. E., & Berridge, K. C. (2008). De incentive sensibilisatie theorie van verslaving: enkele actuele problemen. Philosophical Transactions of the Royal Society B: Biological Sciences, 363 (1507), 3137-3146. doi:https://doi.org/10.1098/rstb.2008.0093 CrossRef, MedlineGoogle Scholar
 Rolls, E. T. (2000). De orbitofrontale cortex en beloning. Cerebrale cortex, 10 (3), 284-294. doi:https://doi.org/10.1093/cercor/10.3.284 MedlineGoogle Scholar
 Ross, M. W., Månsson, S.-A., en Daneback, K. (2012). Prevalentie, ernst en correlaten van problematisch seksueel internetgebruik bij Zweedse mannen en vrouwen. Archives of Sexual Behavior, 41 (2), 459-466. doi:https://doi.org/10.1007/s10508-011-9762-0 CrossRef, MedlineGoogle Scholar
 Sayette, M. A., Shiffman, S., Tiffany, S. T., Niaura, R. S., Martin, C. S., & Shadel, W. G. (2000). Het meten van het verlangen naar drugs. Verslaving, 95 (8s2), 189–210. doi:https://doi.org/10.1046/j.1360-0443.95.8s2.8.x Google Scholar
 Schimmack, U. (2005). Aandachtseffecten van emotionele beelden: bedreiging, negativiteit of opwinding? Emotie, 5 (1), 55-66. doi:https://doi.org/10.1037/1528-3542.5.1.55 CrossRef, MedlineGoogle Scholar
 Shaughnessy, K., Byers, E.S., Clowater, S. L., & Kalinowski, A. (2014). Zelfbeoordelingen van op opwinding gerichte online seksuele activiteiten in steekproeven van universiteiten en gemeenschappen. Archives of Sexual Behavior, 43 (6), 1187–1197. doi:https://doi.org/10.1007/s10508-013-0115-z MedlineGoogle Scholar
 Shaughnessy, K., Byers, E.S., & Walsh, L. (2011). Online seksuele activiteitservaring van heteroseksuele studenten: genderovereenkomsten en -verschillen. Archives of Sexual Behavior, 40 (2), 419-427. doi:https://doi.org/10.1007/s10508-010-9629-9 MedlineGoogle Scholar
 Snagowski, J., Laier, C., Duka, T., & Brand, M. (2016). Subjectief verlangen naar pornografie en associatief leren voorspellen tendensen naar cyberseksverslaving bij een steekproef van reguliere cyberseksgebruikers. Seksuele verslaving en compulsiviteit, 23 (4), 342-360. doi:https://doi.org/10.1080/10720162.2016.1151390 Google Scholar
 van Hemel-Ruiter, M. E., de Jong, P. J., Ostafin, B. D., & Wiers, R. W. (2015). Beloningsgevoeligheid, aandachtsbias en executieve controle bij alcoholgebruik in de vroege adolescenten. Verslavend gedrag, 40, 84-90. doi:https://doi.org/10.1016/j.addbeh.2014.09.004 MedlineGoogle Scholar
 Young, K.S. (1998). Internetverslaving: de opkomst van een nieuwe klinische aandoening. CyberPsychology & Behavior, 1 (3), 237-244. doi:https://doi.org/10.1089/cpb.1998.1.237 CrossRefGoogle Scholar
 Young, K.S., Pistner, M., O'Mara, J., & Buchanan, J. (1999). Cyberstoornissen: de zorg voor de geestelijke gezondheid voor het nieuwe millennium. CyberPsychology & Behavior, 2 (5), 475-479. doi:https://doi.org/10.1089/cpb.1999.2.475 CrossRef, MedlineGoogle Scholar