Validatie van een kort pornografiescherm over meerdere monsters (2020)

Kraus, SW, Gola, M., Grubbs, JB, Kowalewska, E., Hoff, RA, Lew-Starowicz, M., Martino, S., Shirk, SD, & Potenza, MN (2020).Validatie van een kort pornografiescherm over meerdere samples, Journal of gedragsverslavingen J Behav Addict,.

Abstract

Achtergrond en doelstellingen

Om de huidige hiaten rond screening op problematisch pornografisch gebruik (PPU) aan te pakken, hebben we in eerste instantie een Brief Pornography Screen (BPS) met zes items ontwikkeld en getest waarin in de afgelopen zes maanden naar PPU werd gevraagd.

Methoden en deelnemers

We hebben vijf onafhankelijke steekproeven uit de VS en Polen gerekruteerd om de psychometrische eigenschappen van de BPS te evalueren. In Studie 1 hebben we de factorstructuur, betrouwbaarheid en validiteitselementen onderzocht met behulp van een steekproef van 224 Amerikaanse veteranen. Eén item van de BPS werd in Studie 1 weggelaten vanwege een lage item-impact. In Studies 2 en 3 hebben we de factorstructuur van de vijf items van de BPS verder onderzocht en de betrouwbaarheid en validiteit ervan geëvalueerd in twee representatieve nationale Amerikaanse steekproeven ( respectievelijk N = 1,466 en N = 1,063). In Studie 4 hebben we de factorstructuur bevestigd en de validiteit en betrouwbaarheid ervan geëvalueerd met behulp van een steekproef van 703 Poolse volwassenen. In Studie 5 hebben we de voorgestelde afkapscore voor de screening berekend met behulp van een steekproef van 105 mannelijke patiënten die behandeling zochten voor een dwangmatige seksuele gedragsstoornis (CSBD).

Resultaten

Uit een principale componentenanalyse en een confirmatieve factoranalyse bleek dat een oplossing met één factor een hoge interne consistentie vertoonde ( α = 0.89–0.90). De analyses bevestigden bovendien de constructvaliditeit, convergente validiteit, criteriumvaliditeit en discriminante validiteit van de nieuw ontwikkelde screeningsmethode. Een ROC-curve (Receiver Operating Characteristic) suggereerde een afkapscore van vier of hoger voor het detecteren van mogelijk PPU.

Conclusies

De BPS lijkt psychometrisch verantwoord, kort en gemakkelijk te gebruiken in verschillende omgevingen met een hoog potentieel voor gebruik in populaties in internationale rechtsgebieden.

Introductie

Momenteel bestaat er onder clinici en onderzoekers veel discussie over de beste manier om excessief/problematisch seksueel gedrag te classificeren ( Kraus, Voon & Potenza, 2016b ). Wetenschappers hebben classificaties voorgesteld, waaronder hyperseksuele stoornis ( Kafka, 2010 ), impulscontrolestoornis ( Grant et al., 2014 ; Kraus et al., 2018 ), niet-parafilische dwangmatige seksuele gedragsstoornis (CSBD) ( Coleman, Raymond & McBean, 2003 ) of gedragsverslaving ( Kor, Fogel, Reid & Potenza, 2013 ). Problematisch pornografiegebruik (PPU) kan worden ingedeeld bij ander seksueel gedrag dat voldoet aan de diagnostische criteria voor CSBD zoals gedefinieerd in de ICD-11 ( Kraus et al., 2018 ). CSBD wordt omschreven als een aanhoudend patroon van onvermogen om intense, repetitieve seksuele impulsen of drang te beheersen, resulterend in repetitief seksueel gedrag gedurende een langere periode (bijvoorbeeld 6 maanden of langer) dat aanzienlijk leed of beperkingen veroorzaakt op sociaal, beroepsmatig of andere belangrijke functioneringsgebieden ( Kraus et al., 2018 ; Wereldgezondheidsorganisatie, 2018) . De huidige studie evalueerde de psychometrische eigenschappen van een nieuw ontwikkelde zelfrapportagevragenlijst, ontworpen om waarschijnlijke PPU te beoordelen in vijf steekproeven bestaande uit niet-klinische en klinische volwassenen.

Prevalentieschattingen van CSBD onder klinische en niet-klinische populaties blijven moeilijk te verkrijgen ( Gola & Potenza, 2018 ; Kraus, Voon, et al., 2016b ). Een recent onderzoek onder 2,325 Amerikaanse volwassenen toonde aan dat 8.6% van de representatieve steekproef (7.0% van de vrouwen en 10.3% van de mannen) klinisch relevante niveaus van leed en/of beperkingen ervoer die verband hielden met zorgen over het beheersen van seksuele gevoelens, drang en gedrag ( Dickenson, Gleason, Coleman, & Miner, 2018 ). Wat betreft specifiek pornografiegebruik, bleek uit gegevens van een nationaal representatieve Amerikaanse steekproef van 2,075 internetgebruikers dat ongeveer de helft ( n = 1,056) aangaf het afgelopen jaar pornografie te hebben gebruikt, en dat 11% van de mannen en 3% van de vrouwen aangaven zich "verslaafd aan pornografie" te voelen ( Grubbs, Kraus, & Perry, 2019b ). Voorlopig bewijsmateriaal verzameld onder Amerikaanse militaire veteranen suggereerde een verhoogd percentage dwangmatig seksueel gedrag ( Smith et al., 2014 ); studies hebben echter doorgaans geen onderzoek gedaan naar PPU onder Amerikaanse veteranen, een groep die bekendstaat om haar hoge klinische comorbiditeit en impulsiviteit ( James, Strom, & Leskela, 2014 ).

Bovendien meldt het merendeel (>80%) van de personen die behandeling zoeken voor CSBD (Cognitive Suspended Behavior Disorder) dat ze problemen hebben met pornografiegebruik ( Gola et al., 2018 ; Kraus, Potenza, Martino, & Grant, 2015b ; Reid et al., 2012 ; Scanavino et al., 2013 ). Bij deze personen wordt PPU (Pornography Use Problem) vaak gekenmerkt door hunkering, verminderde zelfbeheersing, functionele beperkingen en het gebruik van pornografie om met angst of een sombere stemming om te gaan ( Kraus, Martino, & Potenza, 2016a ; Wordecha et al., 2018 ). Personen die behandeling zoeken voor PPU en andere seksuele gedragingen melden vaak psychiatrische problemen, waaronder depressie, angst en stoornissen in het gebruik van middelen ( Kraus, Potenza et al., 2015b ).

Om PPU te identificeren, zijn er verschillende zelfrapportageschalen ontwikkeld en getest, waaronder de Problematic Pornography Use Scale (PPUS) ( Kor et al., 2014 ), de Compulsive Pornography Consumption Scale (CPC) ( Noor, Rosser & Erickson, 2014 ), de Cyber ​​Pornography Use Inventory (CPUI/CPUI-9) ( Grubbs, Sessoms, Wheeler & Volk, 2010 ; Grubbs, Volk, Exline & Pargament, 2015 ), de Pornography Consumption Inventory (PCI) ( Reid, Li, Gilliland, Stein & Fong, 2011b ), de Pornography Craving Questionnaire (PCQ) ( Kraus & Rosenberg, 2014 ), de Problematic Pornography Consumption Scale (PPCS) ( Bothe et al., 2018 ) en de Problematic Pornography Consumption Scale (PPCS-6) ( Bőthe, (Tóth-Király, Demetrovics & Orosz, 2020 ). Hoewel elk van deze zelfrapportagevragenlijsten sterke punten heeft, kennen veel ervan beperkingen en zijn ze vaak niet onderworpen aan rigoureus psychometrisch onderzoek (zie Fernandez & Griffiths, 2019 voor een discussie over pornografiemetingen). Zo zijn ze doorgaans ontwikkeld en getest op niet-klinische, gelegenheidssteekproeven in westerse landen, missen ze vaak een uniform theoretisch of diagnostisch kader, beoordelen ze meerdere en tegenstrijdige symptoomdomeinen en hebben ze geen voorgestelde klinische grenswaarde om te bepalen wie verder onderzocht moet worden door professionals in de geestelijke gezondheidszorg. Hoewel deze problemen op zichzelf al zorgwekkend zijn, zijn ze des te zorgwekkender in het licht van de diagnostische erkenning van CSBD. In juni 2019 werd CSBD officieel toegevoegd aan de ICD-11 ( Wereldgezondheidsorganisatie, 2018 ) en gezien het hoge aantal gevallen van PPU dat ermee gepaard gaat, is de ontwikkeling van korte, robuuste en psychometrisch valide screeningsinstrumenten voor PPU hard nodig om de huidige lacunes in het veld aan te pakken.

Doelstellingen van de huidige studie

Gezien de hierboven beschreven beperkingen, beschrijft dit werk de ontwikkeling van een kort screeningsinstrument, de Brief Pornography Screen (BPS), om PPU (Polypornography Problems) te identificeren in vijf onafhankelijke studies. In Studie 1 onderzochten we de instemmingsscores van 283 Amerikaanse militaire veteranen met de voorgestelde items, voerden we een principale componentenanalyse uit en beoordeelden we de interne betrouwbaarheid en validiteit van de BPS. In Studie 2 gebruikten we de Omnibus-service van Qualtrics Survey Software om 2,075 Amerikaanse volwassenen te rekruteren die waren afgestemd op representatieve Amerikaanse normen, om de eenfactorstructuur van de screening te herbevestigen, de interne betrouwbaarheid te beoordelen en de relaties tussen de BPS en maten voor psychopathologie te onderzoeken. In Studie 3 gebruikten we de Turkprime-panelservice om de factorstructuur van de BPS opnieuw te beoordelen bij 1,063 Amerikaanse volwassenen, wederom afgestemd op representatieve normen, en onderzochten we correlaties met maten voor psychopathologie. In Studie 4 rekruteerden we 703 Poolse volwassenen uit de gemeenschap om de factorstructuur verder te bevestigen in een niet-Amerikaanse steekproef en de interne consistentie en validiteit te beoordelen. In steekproef 5 onderzochten we de klinische kenmerken van 105 mannelijke patiënten in Polen die behandeling zochten voor PPU om de aanbevolen klinische grenswaarde vast te stellen. De werving voor alle studies wordt nader toegelicht in de aanvullende materialen.

Statistische analyses voor studies 1–5

In studies 1 en 4 gebruikten we SPSS-19 voor beschrijvende statistieken, chi-kwadraattoetsen, hoofdcomponentenanalyse, Pearson-productmomentcorrelaties, ANCOVA's en onafhankelijke t -toetsen.

In studies 2 en 3 hebben we onze CFA-modellen uitgevoerd met behulp van het lavaan-pakket ( Rosseel, 2011 ) voor R, waarbij we gebruik maakten van diagonaal gewogen kleinste kwadraten-schatting. Deze methode veronderstelt geen normaliteit of homoscedasticiteit van de residuen en is te verkiezen voor ordinale data ( Flora & Curran, 2004 ). Voor studie 5 hebben we SPSS-19 gebruikt voor het uitvoeren van Receiver Operating Characteristic (ROC)-curveanalyses.

studie 1

Methode

Procedure en deelnemers

Studie 1 werd uitgevoerd met gegevens van het Survey of Experiences of Returning Veterans (SERV)-project, waarvoor militaire veteranen in de Verenigde Staten werden gerekruteerd ( Kraus et al., 2017 ; Smith et al., 2014 ). De algemene procedures die werden gebruikt voor het werven van deelnemers en het uitvoeren van het SERV-project zijn elders beschreven ( Kraus et al., 2017 ). De deelnamevereisten voor de studie waren als volgt: (a) ontslagen uit het Amerikaanse leger; (b) veteraan van Irak, Afghanistan of de omliggende periodes; (c) minimaal 18 jaar oud; (d) Engelssprekend; en (e) wonend in de VS. Delen van deze dataset zijn eerder gepubliceerd in de volgende artikelen ( Decker et al., 2019 ; Moisson et al., 2019 ; Scoglio et al., 2017 ; Turban, Potenza, Hoff, Martino, & Kraus, 2017 ; Turban, Shirk, Potenza, Hoff, & Kraus, 2020 ), maar geen van deze artikelen richtte zich op de structuur of validiteit van de BPS.

Voorbeeldkenmerken

Van de 283 ondervraagde deelnemers was het merendeel man (70.6%, n = 197) met een gemiddelde leeftijd van 35.1 jaar ( SD = 9.2). De kenmerken van de steekproef staan ​​vermeld in aanvullende tabel 1.

Maatregelen

De eerste auteur ontwikkelde de eerste zes items van de BPS als een mogelijke maatstaf voor PPU in Amerikaanse veteranenpopulaties. Deze items werden aanvankelijk gegenereerd toen de eerste auteur een postdoctoraal fellowship in de psychologie afrondde. De items werden gegenereerd op basis van klinische interacties met patiënten en voortbouwend op eerder onderzoek naar klinische correlaties van PPU (zie Kraus, Martino et al., 2016a ; Kraus & Rosenberg, 2014 ). Vervolgens werden de voorgestelde items door twee andere teamleden gecontroleerd voordat ze in Studie 1 werden onderzocht.

In onderzoek 1 kregen de deelnemers de BPS voorgelegd, een vragenlijst die ontworpen was om personen te identificeren die problemen rapporteerden met het beheersen van hun pornografiegebruik. De oorspronkelijke schaal bestond uit zes items. De deelnemers werd gevraagd: "Heeft u in de afgelopen 6 maanden een van deze situaties meegemaakt met betrekking tot uw pornografiegebruik?" De antwoorden op de items waren 0 (nooit), 1 (af en toe) en 2 (heel vaak), met een scorebereik van 0 tot 12. Zie tabel 1 voor de exacte formulering van de BPS.

Tabel 1. Studie 1, Frequentietelling van overeenstemming voor de zes items van de Brief Pornography Screen (BPS) onder Amerikaanse veteranen ( N = 222)

Item Nooit (%) Af en toe (%) Heel vaak (%) M (SD) Componentmatrix
Je merkt dat je pornografie vaker gebruikt dan je wilt. 60.5 29.6 9.9 1.49 (0.67) 0.80 ∗
U heeft geprobeerd pornografie te 'verminderen' of te stoppen, maar dat is niet gelukt. 73.5 18.8 7.2 1.33 (0.61) 0.82 ∗
Je vindt het moeilijk om sterke aandrang om pornografie te gebruiken te weerstaan. 61.9 28.7 9.0 1.47 (0.66) 0.84 ∗
Je merkt dat je pornografie gebruikt om met sterke emoties om te gaan (bijv. Verdriet, woede, eenzaamheid, enz.). 68.6 20.2 10.8 1.42 (0.68) 0.73 ∗
Je blijft pornografie gebruiken, ook al voel je je er schuldig over. 61.4 25.6 12.6 1.51 (0.71) 0.76 ∗
Mensen hebben hun bezorgdheid geuit over uw gebruik van pornografie. 90.6 5.8 3.1 1.12 (0.41) 0.49

Opmerking : Componentladingen in vetgedrukte letters geven hogere ladingen op die component aan. Er ontbreken gegevens van twee deelnemers.

Component 1 = 3.75; Percentage variantie = 62.5%.

* De vetgedrukte items zijn in de definitieve versie behouden.

M = gemiddeld; SD = standaarddeviatie.

We gebruikten ook de vragenlijst over seksueel gedrag en pornografiegeschiedenis (Rosenberg & Kraus, 2014) om de seksuele geschiedenis en kenmerken van pornografisch gebruik van deelnemers te beoordelen, de PCQ (Kraus & Rosenberg, 2014) om het verlangen naar pornografie te beoordelen (α = 0.83), en de PPUS (Kor et al., 2014) om functies te beoordelen die verband houden met PPU (α = 0.83). De UPPS-P impulsieve gedragsschaal (Cyders, Littlefield, Coffey en Karyadi, 2014; Lynam, Smith, Whiteside en Cyders, 2006) is een vragenlijst met 45 items die de algehele impulsiviteit (α = 0.80) en premeditatie (gebrek aan) (α = 0.84), negatieve urgentie (α = 0.81), positieve urgentie (α = 0.81), Sensation-Seeking (α = 0.84), en doorzettingsvermogen (gebrek aan) componenten (α = 0.83), en de hyperseksuele gedragsinventaris (HBI) (Reid, Garos en Carpenter, 2011a) om kenmerken van hyperseksualiteit te meten (α = 0.82). Een aanvullende vraag peilde naar de interesse van veteranen om behandeling te krijgen voor specifiek CSBD-gedrag (en) (bijv. Dwangmatige pornografie, losse / anonieme seks, enz.).

Ethiek

De Institutional Review Board van het Department of Veterans Affairs keurde de studie goed. Alle deelnemers gaven geïnformeerde schriftelijke toestemming voordat ze bij het onderzoek betrokken werden.

Resultaten

Pornografisch gebruik en seksuele praktijken onder veteranen

Eenentwintig procent ( n = 59) van de deelnemers gaf aan nooit naar pornografie te hebben gekeken. Ongeveer 51% ( n = 42) van de vrouwen gaf aan nooit pornografie te hebben gebruikt, vergeleken met 8.6% van de mannen ( n = 17), χ² ( 5) = 96.15, P < 0.001, Cramer's V = 0.59. Omdat deze studie zich richtte op de psychometrische evaluatie van de BPS om PPU te beoordelen, hebben we deze 59 niet-pornografiegebruikers uit de studie verwijderd, waardoor er 220 personen overbleven voor de daaropvolgende analyses.

Artikelreductie en factorstructuur van het Brief Pornography Screen (BPS)

We hebben eerst itemreductie uitgevoerd door de item-totaalcorrelaties van de eerste zes items te onderzoeken ( Tabel 1 ). Alle items waren matig gecorreleerd ( r s = 0.31–0.70, P < 0.001), wat suggereert dat er op basis hiervan geen items konden worden geëlimineerd. Ten tweede hebben we de frequentietellingen voor elk niveau van overeenstemming voor elk van de zes items op de BPS onderzocht om items te identificeren die 'onevenwichtig' waren ( Clark & ​​Watson, 1995 ). Op basis van deze beslissingsregel was één item ("Mensen hebben hun bezorgdheid geuit") geschikt voor eliminatie; we hebben echter alle zes items onderworpen aan een principale componentenanalyse (niet-geroteerd) voor verdere itemreductie.

Hoofdcomponentenanalyse (PCA) wordt vaak gebruikt voor itemreductie bij de ontwikkeling van schalen, en PCA en exploratieve factoranalyse (EFA) leveren vaak vergelijkbare resultaten op ( Schneeweiss & Mathes, 1995 ). Vanwege de eenvoud van de BPS (oorspronkelijk 6 items) en de enkele onderliggende factor, was ons doel simpelweg het aantal items te reduceren met behoud van zoveel mogelijk van de oorspronkelijke variantie ( Conway & Huffcutt, 2003 ). Als de BPS echter meerdere factoren had bevat en we geïnteresseerd waren in de relatie tussen die factoren, zouden we EFA of structurele vergelijkingsmodellering (SEM) hebben overwogen. Hieronder presenteren we de resultaten van de PCA.

Uit de resultaten bleek dat er slechts één component was met een eigenwaarde van 3.75, die 62.5% van de totale variantie verklaarde ( Tabel 1 ). Alleen het eerder geïdentificeerde onevenwichtige item had geen hoge ladingen (≥0.50) en communaliteiten (>0.40); op basis van deze beslissingsregel ( Costello & Osborne, 2005 ) werd het item verwijderd. De vijf overgebleven items hadden een hoge interne consistentiecoëfficiënt ( α = 0.89), samengestelde betrouwbaarheid (0.92) en een matige gemiddelde inter-itemcorrelatie ( r = 0.62), wat de unidimensionaliteit van de BPS ondersteunt ( Clark & ​​Watson, 1995 ).

Constructieve, convergente, criterium- en discriminerende validiteit van de BPS

Om een ​​element van de constructvaliditeit te evalueren, onderzochten we eerst of de BPS-scores varieerden als functie van de hoeveelheid bekeken pornografie, na correctie voor geslacht. De ANCOVA-resultaten toonden een significant hoofdeffect voor de frequentie van pornografiegebruik, F (3, 216) = 14.32, P < 0.001, partiële η² = 0.12. Met behulp van post-hoc vergelijkingen (Bonferroni-gecorrigeerd) vonden we dat dagelijkse pornografiegebruikers ( M = 4.39, SD = 2.10, SE = 0.48) significant hogere BPS-scores hadden dan wekelijkse gebruikers ( M = 2.53, SD = 0.73, SE = 0.29), die op hun beurt hogere BPS-scores hadden dan maandelijkse gebruikers ( M = 1.45, SD = 0.36, SE = 0.25). We berekenden ook Pearson-productmomentcorrelaties om de verbanden tussen de onderzoeksvariabelen te beoordelen. Ter ondersteuning van de convergente validiteit vonden we een positieve en robuuste correlatie tussen de PPUS- en BPS-scores (zie Tabel 2 voor bivariate correlaties per geslacht). Ter ondersteuning van de criteriumvaliditeit vonden we positieve, maar matige correlaties tussen de BPS-, HBI- en PCQ-scores. Ter ondersteuning van de discriminante validiteit bleek de BPS grotendeels niet gerelateerd aan impulsiviteit, hoewel bij mannen, en niet bij vrouwen, negatieve en positieve urgentie positief geassocieerd waren, zij het zwak, met de BPS-scores.

Tabel 2. Studie 1, Correlaties, gemiddelden en standaarddeviaties voor de onderzoeksvariabelen van belang voor Amerikaanse veteranen.

Veranderlijk Kort pornografisch scherm Verkrijgbaarheid:
Vrouw (n = Mannen (n =
r M (SD) r M (SD)
Kort pornografisch scherm - 0.80 (1.73) - 2.55 (2.87) 0-10
Vragenlijst over pornografie 0.32 ∗ 2.03 (0.95) 0.45 ∗∗ 2.95 (1.34) 1-7
Problematische pornografie Gebruik schaal 0.77 ∗∗ 1.27 (0.50) 0.75 ∗∗ 1.92 (0.98) 1-5.7
Hyperseksueel gedragsvoorraad 0.66 ∗∗ 27.1 (9.0) 0.60 ∗∗ 34.8 (15.4) 18-95
UPPS-P negatieve urgentie 0.29 2.27 (0.51) 0.30 ∗∗ 2.36 (0.52) 1.3-3.9
UPPS-P Gebrek aan voorbedachte rade 0.11 2.07 (0.44) -0.03 2.08 (0.40) 1.2-3.3
UPPS-P Gebrek aan doorzettingsvermogen 0.18 1.79 (0.42) 0.11 1.94 (0.48) 1.0-3.4
UPPS-P Op zoek naar sensatie -0.02 2.61 (0.48) 0.05 2.87 (0.37) 1.2-4.0
UPPS-P Positieve urgentie 0.22 1.94 (0.44) 0.22 ∗∗ 2.23 (0.48) 1.1-3.6

Opmerking : ∗ P < 0.05, ∗∗ P < 0.01.

M = gemiddeld; SD = standaarddeviatie.

Behandeling van seksueel gedrag

Van de 220 veteranen die werden ondervraagd over hun pornogebruik (zie Aanvullende Tabel 1 ), gaven negen aan geïnteresseerd te zijn in een behandeling voor PPU. Alle deelnemers waren mannen (9 van de 180 mannen, 5%). De gemiddelde BPS-score op de overige vijf items voor de negen mannen was 6.67 ( SD = 2.95). Alle daaropvolgende studies (2-5) gebruikten de vijf items van de BPS voor hun analyses, aangezien deze studies na Studie 1 werden uitgevoerd.

studie 21

Methode

Procedures en deelnemers

Met behulp van de Omnibus-service van Qualtrics Survey Software hebben we een nationaal representatieve steekproef (niet-kanssteekproef gebaseerd op de censusnormen van 2010 voor leeftijd, geslacht, ras, etniciteit, inkomen en censusregio) voor een dwarsdoorsnedeonderzoek onder volwassenen samengesteld ( N = 2,075; 51% vrouwen [ n = 1,059], 49% mannen [ n = 1,016]; gemiddelde leeftijd = 44.8, SD = 16.7).

Delen van deze dataset zijn elders beschreven in de volgende artikelen, maar geen van deze artikelen richtte zich op de structuur of validiteit van de BPS (zie Grubbs, Kraus et al., 2019b ; Grubbs, Kraus, Perry, Lewczuk, & Gola, 2020 ).

Maatregelen

De analyses waren beperkt tot volwassenen die aangaven in het afgelopen jaar naar pornografie te hebben gekeken ( N = 1,058, 66% mannen). Het gebruik van pornografie werd beoordeeld aan de hand van drie items. We vroegen de deelnemers hoe vaak ze in het afgelopen jaar bewust alleen naar pornografie hadden gekeken. We vroegen de deelnemers ook hoe vaak ze in het afgelopen jaar met behulp van pornografie hadden gemasturbeerd. Voor beide vragen varieerden de antwoorden van 1 ( helemaal niet ) tot 8 ( eenmaal per dag of vaker ). Een enkel item vroeg de deelnemers om in minuten aan te geven hoeveel tijd ze gemiddeld per dag aan het kijken naar pornografie hadden besteed.

Specifiek voor deze steekproef hebben we, naast de BPS, ook psychische nood beoordeeld door drie items met betrekking tot depressie en twee items met betrekking tot angst uit de Cross-Cutting Symptom Measure voor de DSM-5 ( Narrow et al., 2013 ) op te nemen. We hebben drie items uit de CPUI-9 ( Grubbs et al., 2015 ) gebruikt om specifieke reacties op of opvattingen over pornografiegebruik te meten. Elk item werd gescoord op een schaal van 1 ( sterk mee oneens ) tot 7 ( sterk mee eens ). Deze facevalide items waren afkomstig uit de subschalen van de CPUI-9: Waargenomen dwangmatigheid (bijv. "Ik denk dat ik verslaafd ben aan pornografie"), Toegangsinspanningen (bijv. "Ik heb dingen die ik moest doen uitgesteld om naar pornografie te kijken") en Emotionele nood (bijv. "Ik voel me depressief na het kijken naar pornografie"). Alle drie de items zijn inhoudelijk gerelateerd aan gedrag met betrekking tot het gebruik van pornografie ( Grubbs, Wilt, Exline, & Pargament, 2018a ; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament, & Kraus, 2018b ).

Ethiek

De Institutional Review Board van de afdeling Bowling Green State University keurde Studie 2 als vrijgesteld goed. Alle deelnemers gaven elektronisch geïnformeerde toestemming voorafgaand aan deelname aan het onderzoek.

Resultaten

We voerden een confirmatieve factoranalyse (CFA) uit met behulp van diagonaal gewogen kleinste-kwadratenschatting (DWLS) met robuuste varianties, aangezien DWLS-schatting geen normaliteit of homoscedasticiteit van de residuen veronderstelt en de voorkeur geniet voor ordinale data ( Flora & Curran, 2004 ). Deze analyse onthulde een uitstekende BPS-fit voor een unidimensionale factorstructuur (Robuuste χ² ( 5) = 3.06, P = 0.69; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA < 0.001, SRMR = 0.01). De gemiddelde BPS-score was laag ( M = 1.56, SD = 2.53) en de analyse van de interne betrouwbaarheid toonde een hoge interne consistentie aan ( α = 0.90). Mannen behaalden hogere BPS-scores ( M = 2.24, SD = 2.81) dan vrouwen ( M = 1.70, SD = 2.60); t (2, 1,056) = 3.05, P < 0.001, Cohen's d = 0.20).

BPS-scores vertoonden een positieve correlatie met meerdere meetinstrumenten in de verwachte richting. BPS-scores waren positief gecorreleerd met uitspraken als: "Ik ben verslaafd aan pornografie" ( r = 0.620, P < 0.001), "Ik voel me depressief na het kijken naar pornografie" ( r = 0.47, P < 0.001) en "Ik heb dingen die ik moest doen uitgesteld om naar pornografie te kijken" ( r = 0.59, P < 0.001). BPS-scores waren ook positief gecorreleerd met de frequentie van het kijken naar pornografie in het afgelopen jaar ( r = 0.39, P < 0.001), masturberen met behulp van pornografie in het afgelopen jaar ( r = 0.40, P < 0.001), het gemiddelde aantal minuten per dag besteed aan het kijken naar pornografie ( r = 0.23, P < 0.001) en algemene gevoelens van psychische nood ( r = 0.34, P < 0.001).

studie 32

Methode

Procedures en deelnemers

Gegevens van 470 volwassenen die internet gebruikten en in het afgelopen jaar pornografie hadden geconsumeerd, werden geanalyseerd uit een grotere steekproef van 1,063 Amerikaanse volwassenen. Deze steekproef was samengesteld op basis van representatieve Amerikaanse normen uit 2010 (gebaseerd op gegevens van de Amerikaanse volkstelling) voor leeftijd, geslacht, etniciteit, ras, regio en inkomen. Deze niet-probabilistische steekproef werd samengesteld en gecompenseerd door de paneldienst Turkprime ( Litman, Robinson & Abberbock, 2017 ).

Delen van deze dataset zijn eerder gepubliceerd in de volgende artikelen ( Grubbs et al., 2020 ; Grubbs & Gola, 2019 ; Grubbs, Grant; Engelman, 2019a ; Grubbs, Warmke, Tosi, James, & Campbell, 2019d ); geen van deze studies richtte zich echter op de structuur of validiteit van de BPS.

Maatregelen

Net als in Studie 2 hebben we de analyses beperkt tot degenen die aangaven in het afgelopen jaar pornografie te hebben gebruikt ( N = 470; gemiddelde leeftijd = 44.9; SD = 15.9; 72% mannen). Het gebruik van pornografie werd, net als in Studie 2, beoordeeld met behulp van de BPS en maten voor de frequentie van alleen pornografiegebruik, de frequentie van masturbatie met behulp van pornografie en het gemiddelde dagelijkse gebruik van pornografie in minuten. Algemene psychische nood werd gemeten met dezelfde DSM-5 Cross-Cutting-maat als beschreven in Studie 2. Zelfgerapporteerde gevoelens van verslaving aan pornografie werden beoordeeld met de CPUI-9 ( α = 0.91; Grubbs et al., 2010 ; Grubbs et al., 2015 ) en de subschalen daarvan die waargenomen dwangmatigheid ( α = 0.93), emotionele nood ( α = 0.92) en toegangspogingen ( α = 0.87) meten.

Ethiek

De Institutional Review Board van de afdeling Bowling Green State University keurde Studie 3 als vrijgesteld goed. Alle deelnemers gaven elektronisch geïnformeerde toestemming voorafgaand aan deelname aan het onderzoek.

Resultaten

Een confirmatieve factoranalyse (CFA) met behulp van robuuste DWLS-schatting onthulde een uitstekende BPS-fit voor unidimensionaliteit (χ² ( 5) = 8.64, P = 0.12; CFI = 0.99, TLI = 0.98, RMSEA = 0.03, SRMR = 0.02). De gemiddelde BPS-score was laag ( M = 1.92, SD = 2.69) en de interne betrouwbaarheid was hoog ( α = 0.91). Mannen ( M = 2.25, SD = 2.75) scoorden hoger dan vrouwen ( M = 1.12, SD = 2.39; t [1,48] = 4.04, P < 0.001, Cohen's d = 0.40).

BPS-scores werden gecorreleerd met scores op de totale CPUI-9 (r = 0.72, P <0.001) en waargenomen compulsiviteit (r = 0.75, P <0.001), toegangsinspanningen (r = 0.64, P <0.001), en emotionele nood (r = 0.47, P <0.001) subschalen. BPS-scores waren positief geassocieerd met de frequentie van pornografisch gebruik in het afgelopen jaar (r = 0.47, P <0.001), frequentie van masturbatie tot pornografie in het afgelopen jaar (r = 0.43, P <0.001), gemiddeld dagelijks gebruik van pornografie in minuten (r = 0.33, P <0.001), en gegeneraliseerde gevoelens van angst (r = 0.33, P <0.001).

studie 4

Methode

Procedure en deelnemers

De steekproef ( aanvullende tabel 4 ) bestond uit 703 Poolse volwassenen (512 vrouwen, 72.8%) in de leeftijd van 18 tot 54 jaar ( gemiddelde leeftijd = 26.04, standaarddeviatie = 6.07). Een subset van deze dataset (191 mannen) is afkomstig uit de dataset beschreven in Kowalewska, Kraus, Lew-Starowicz, Gustavsson en Gola (2019).

Alle volwassenen werden gerekruteerd uit de Poolse bevolking via een webgebaseerde advertentie op gumtree.pl (Poolse versie van Craigslist) en hiperseksualnosc.pl (de website van het onderzoeksteam). Deelnemers die de online enquête hebben ingevuld en hun e-mailadres hebben achtergelaten, kwamen in aanmerking voor een van de volgende prijzen: vijf boekwinkelvouchers van 30, 15 of 5 USD en 30 kaartjes voor een bioscoop. Alle e-mailadressen zijn opgeslagen in de afzonderlijke database en niet gekoppeld aan vragenlijstgegevens om anonimiteit te waarborgen.

Maatregelen

Naast het gebruik van de BPS hebben we impulsiviteit beoordeeld met behulp van de Poolse adaptatie van de UPPS-P ( Poprawa, 2014 ). We hebben obsessief-compulsieve kenmerken gemeten met behulp van de Poolse adaptatie van de Obsessive Compulsive Inventory – Revised (OCI-R) ( Foa et al., 2002 ; details over de vertaling zijn te vinden in Gola et al., 2017a ) en de Poolse adaptatie van de Sexual Addiction Screening Test – Revised (SAST-R) ( Gola et al., 2017a ) om (1) preoccupatie met seks, (2) affect, (3) verstoring van relaties door seksueel gedrag en (4) het gevoel van controleverlies over seksueel gedrag te beoordelen (SAST-R totaal α = 0.80).

Ethiek

Alle procedures werden goedgekeurd door de Ethische Commissie van het Instituut voor Psychologie, de Poolse Academie van Wetenschappen. Alle deelnemers kregen geïnformeerde schriftelijke toestemming voorafgaand aan deelname aan het onderzoek.

Resultaten

Psychometrische eigenschappen van de in Polen aangepaste BPS

Een aanvullende CFA met behulp van robuuste DWLS-schatting leverde een uitstekende fit op voor de eenfactoroplossing (Robuuste χ² ( 5) = 2.12, P = 0.83; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA = 0.00, SRMR = 0.02). Net als in eerdere studies had de Poolse adaptatie van de BPS een hoge interne consistentie ( α = 0.89) en een matige gemiddelde inter-itemcorrelatie ( r = 0.62). Zowel de interne consistentie als de gemiddelde inter-itemcorrelatie waren hoger bij mannen ( α = 0.88; r = 0.61) dan bij vrouwen ( α = 0.85; r = 0.54).

Zoals weergegeven in Tabel 3 , was de gemiddelde BPS-score voor de volledige steekproef 1.92 ( SD = 2.65). Mannen ( M = 3.56, SD = 3.11) hadden hogere BPS-scores dan vrouwen ( M = 1.12, SD = 1.92), t (701) = 10.12, P < 0.001, Cohen's d = 0.76). Het aantal minuten dat besteed werd aan het kijken naar pornografie was zwak gecorreleerd met de BPS-scores, maar alleen bij mannen. Ter ondersteuning van de criteriumvaliditeit waren de BPS-scores positief gecorreleerd met de ernst van de symptomen zoals gemeten door de SAST-R. Ter ondersteuning van de discriminante validiteit en vergelijkbaar met Studie 1 vonden we geen correlatie tussen BPS-scores en UPPS-P sensatiezoekend gedrag en gebrek aan voorbedachtenheid, en zwakke positieve correlaties tussen BPS-scores en negatieve urgentie, positieve urgentie en doorzettingsvermogen. De BPS-scores vertoonden een zwakke correlatie met obsessief-compulsieve kenmerken (zie tabel 3 voor alle correlaties).

Tabel 3. Correlaties van BPS-scores met andere meetinstrumenten in een steekproef van Poolse volwassenen uit de gemeenschap ( N = 703)

Veranderlijk Kort pornografisch scherm Verkrijgbaarheid:
Vrouw (n = Mannen (n =
r M (SD) r M (SD)
Kort pornografisch scherm - 1.12 (1.92) - 3.56 (3.11) 0-10
Hoeveelheid pornografisch gebruik tijdens de afgelopen week (min.) 0.07 60.46 (108.93) 0.17 ∗ 124.66 (179.12) 1-1,200
Seksuele verslaving Screening Test - Herzien 0.43 ∗∗ 3.81 (2.99) 0.61 ∗∗ 5.51 (4.23) 0-18
Obsessief-compulsieve inventaris - herzien 0.17 ∗∗ 18.03 (10.38) 0.25 ∗∗ 19.21 (9.72) 0-58
UPPS-P negatieve urgentie 0.22 ∗∗ 29.26 (7.16) 0.29 ∗∗ 27.02 (7.79) 2-48
UPPS-P Gebrek aan voorbedachte rade 0.06 22.28 (5.26) 0.14 21.83 (5.86) 2-41
UPPS-P Gebrek aan doorzettingsvermogen 0.14 ∗∗ 20.25 (5.18) 0.15 ∗ 20.24 (4.92) 2-37
UPPS-P Op zoek naar sensatie -0.06 31.22 (7.75) -0.004 34.39 (7.99) 4-48
UPPS-P Positieve urgentie 0.12 ∗∗ 28.02 (9.54) 0.27 ∗∗ 28.90 (10.03) 9-56

Opmerking. ∗ P < 0.05, ∗∗ P < 0.01.

M = gemiddeld; SD = standaarddeviatie.

studie 5

Methode

Procedures en deelnemers

Om de BPS-afkapscore te onderzoeken, hebben we nog eens 105 Poolse mannen van 18-55 jaar ( M = 32.94; SD = 7.45) onderzocht die behandeling zochten voor CSBD, van wie de meerderheid PPU rapporteerde (zie aanvullende tabellen 5 en 6 ). De groep die behandeling zocht, omvat datasets uit de volgende studies: Wordecha et al. (2018) (9 mannen); Gola, Lew-Starowicz, Draps en Kowalewska (2019) (57 mannen); Draps et al. (2020) (26 mannen); Holas, Draps, Kowalewska, Lewczuk en Gola (2020) (13 mannen). De controlegroep bestond uit 191 volwassen mannen van 18-54 jaar ( M = 26.04; SD = 6.07) uit studie 4.

Patiënten die behandeling zochten voor PPU werden gerekruteerd onder mannen die tussen juni 2014 en november 2017 behandeling zochten voor PPU in twee seksologieklinieken in Warschau. Alle patiënten die behandeling zochten voor PPU voldeden aan vier van de vijf diagnostische criteria voor hyperseksuele stoornis zoals voorgesteld door Kafka (2010) voor DSM-5.

Maatregelen

Na een eerste gesprek werden de patiënten gescreend op inclusie-/exclusiecriteria. Inclusie-/exclusiecriteria bestonden uit het uitsluitend of overwegend heteroseksueel zijn (zoals beoordeeld met behulp van de Poolse adaptatie van de Kinsey-schaal; Kinsey, Pomeroy & Martin, 1948 ) en het niet voldoen aan de diagnostische criteria voor een alcoholgebruiksstoornis ( Saunders, Aasland, Babor, De la Fuente & Grant, 1993 ) of een gokstoornis (scores < 5 op de South Oaks Gambling Screen (SOGS α = 0.70) ( Lesieur & Blume, 1987 )). Alle mannelijke patiënten werden bovendien beoordeeld met het Structured Clinical Interview for DSM-IV (SCID) ( Gibbon, Spitzer, Williams, Benjamin & First, 1997 ) op obsessief-compulsieve stoornis, impulscontrolestoornis, bipolaire stoornis, angststoornis, psychotische stoornis, stoornis in het gebruik van middelen en seksueel gedrag ( Aanvullende tabel 6 ). Mannelijke patiënten die aan ten minste drie CSBD-criteria voldeden ( Kraus et al., 2018 ) en vier voor hyperseksuele stoornis ( Kafka, 2010 ) en geen van de bovengenoemde aandoeningen werd uitgenodigd om aan dit onderzoek deel te nemen.

Ethiek

Alle procedures werden goedgekeurd door de Ethische Commissie van het Instituut voor Psychologie, de Poolse Academie van Wetenschappen. Alle deelnemers kregen geïnformeerde schriftelijke toestemming voorafgaand aan deelname aan het onderzoek.

Resultaten

De gemiddelde BPS-score voor mannen die behandeling zochten was 7.50 ( SD = 2.58) en was significant hoger dan bij mannen die geen behandeling zochten, 3.56 ( SD = 3.12), z = 14.66, P < 0.001, Cohen's d = 1.38. We beoordeelden de classificatiekwaliteit van de a priori geselecteerde groep patiënten ( n = 105) ten opzichte van alle mannen uit de controlegroep (Studie 4, n = 191) (zie Fig. 1 voor de ROC-curve). De ROC-curve omvatte een oppervlakte van 82.2% van de 5 testitems ( SE = 0.02; P < 0.001), gekenmerkt door 95%-betrouwbaarheidsintervallen met grenzen van 77.5% en 86.9%. Zoals weergegeven in Tabel 4 , is de voorgestelde grenswaarde 4, waarbij de sensitiviteit 58.42%, de specificiteit 90.48%, de positief voorspellende waarde 91.74% (95% CI 85.88%–95.30%), de negatief voorspellende waarde 54.60% (95% CI 50.12%–59.00%) en de nauwkeurigheid 69.83% (95% CI 64.24%–75.02%) bedraagt. Een grenswaarde van 5 wordt gekenmerkt door een sensitiviteit van 68.42% en een specificiteit van 83.81% (zie Tabel 4 ).

Fig. 1.
Fig. 1.

Onderzoek 5, ROC-curve voor de in Polen aangepaste BPS voor mensen die behandeling zoeken voor problematisch gebruik van pornografie (score van 4 of hoger)

Referentie: Journal of Behavioral Addictions J Behav Addict 9, 2; 10.1556/2006.2020.00038

Tabel 4. ROC-analyse voor de voorgestelde korte screening op pornografie (BPS) met voorgestelde grenswaarden.

statistisch Waarde van 4 op het BPS Waarde van 5 op het BPS
Waarde 95% CI Waarde 95% CI
Gevoeligheid 58.4% 51.1-65.5% 68.4% 61.3-75.0%
specificiteit 90.5% 83.2-95.3% 83.8% 75.6-90.3%
Positieve waarschijnlijkheidsratio 6.13 3.36-11.20 4.23 2.71-6.60
Negatieve waarschijnlijkheidsratio 0.46 0.38-0.55 0.38 0.30-0.47
Prevalentie van ziekten 64.4% 58.7-69.9% 64.4% 58.7-69.9%
Positieve voorspellende waarde 91.7% 85.8-95.3% 88.4% 83-92.3%
Negatieve voorspellende waarde 54.6% 50.1-59% 59.5% 53.9-64.8%
Nauwkeurigheid 69.8% 64.2-75% 73.9% 68.5-78.8%

Om veranderingen in PPU bij patiënten die behandeling zochten te onderzoeken, vergeleken we de BPS-scores van 57 mannen uit onze klinische steekproef vóór en na twee maanden farmacotherapie met naltrexon of paroxetine ( Gola et al., 2019 ) met behulp van een t -toets voor gepaarde steekproeven. De BPS-scores verschilden na de behandeling ( t (56) = 6.75; P < 0.001, Cohen's d = 1.80), met hogere BPS-scores vóór de therapie ( M = 8.54; SD = 1.77) dan na twee maanden therapie ( M = 5.75; SD = 2.97).

Discussie

De huidige studie evalueerde de BPS, een korte screeningstool, voor het identificeren van waarschijnlijke PPU. De robuuste bemonsteringstechniek die in onze onderzoeken wordt gebruikt, is niet eerder gebruikt bij het ontwikkelen van schalen die zijn ontworpen om PPU te beoordelen. Over het algemeen is het BPS psychometrisch deugdelijk, zoals blijkt uit metingen van betrouwbaarheid en validiteit in meerdere steekproeven, wat de eerste ondersteuning biedt voor het gebruik ervan in de klinische praktijk, hoewel aanvullend onderzoek nodig is om de klinische bruikbaarheid ervan voor personen die een behandeling zoeken volledig te bepalen.

Eerder onderzoek heeft consistent aangetoond dat mannen, in vergelijking met vrouwen, vaker naar pornografie kijken en daarbij masturberen ( Bothe et al., 2018 ; Grubbs, Wilt, Exline, & Pargament, 2018a ; Wright, 2013 ), en deze bevinding werd waargenomen in alle vijf de onderzochte steekproeven. In lijn met eerder onderzoek vonden wij dat mannen, vergeleken met vrouwen, meer zorgen rapporteerden over het gebruik van pornografie ( Bothe et al., 2018 ; Kor et al., 2014 ). Onze studie is uniek omdat we de psychometrische eigenschappen hebben onderzocht bij vijf verschillende steekproeven (bijv. Amerikaanse veteranen, twee Amerikaanse algemene volwassen steekproeven, Poolse volwassenen en Poolse mannelijke patiënten die een behandeling ondergaan voor CSBD). Gezien de diversiteit van de steekproeven die we hebben gebruikt om de psychometrische eigenschappen van de BPS te evalueren, zijn wij van mening dat de bevindingen generaliseerbaar zijn voor zowel klinische als niet-klinische groepen uit verschillende landen. Desondanks blijft voorzichtigheid geboden en bevelen we verder onderzoek aan om de BPS te valideren voor klinische populaties, met name onder vrouwen en seksuele en gender minderheden die een behandeling zoeken voor PPU.

Uit ons eerste onderzoek van de voorgestelde screening met zes items in Studie 1 bleek dat één item onevenwichtig was, en verdere analyse suggereerde dat dit item verwijderd moest worden. In alle studies vertoonde de screening met vijf items een hoge interne consistentie, evenals construct-, convergente, discriminante en criteriumvaliditeit. Zoals verwacht correleerden BPS-scores sterk met andere reeds bestaande schalen die PPU meten (bijvoorbeeld de CPUI-9 ( Grubbs et al., 2015 ) en PPUS ( Kor et al., 2014 )), terwijl ze slechts matig correleerden met symptoomernstmetingen die hyperseksualiteit ( Reid, Garos et al., 2011a ; Reid, Li et al., 2011b ) of seksverslaving ( Gola et al., 2017b ) beoordelen. De screening is dus nauwer verbonden met metingen van dimensies van PPU, maar is nog steeds verbonden met algemene metingen gerelateerd aan CSBD (bijvoorbeeld verminderde controle, mislukte pogingen om te stoppen). Het was niet onze bedoeling dat de BPS als proxy voor CSBD zou dienen. Onderzoek wijst echter uit dat PPU een van de meest gemelde problemen is onder personen die geestelijke gezondheidszorg zoeken voor CSBD ( Kraus, Meshberg-Cohen, Martino, Quinones, & Potenza, 2015a ; Kraus, Potenza et al., 2015b ; Reid et al., 2012 ). Daarom kan de BPS een nuttig instrument zijn om mogelijke PPU te detecteren bij personen die behandeling zoeken voor CSBD. Aanvullende klinische interviews zijn nodig om de aanwezigheid van CSBD vast te stellen, die zich kan manifesteren als PPU bij personen die behandeling zoeken met verschillende klinische presentaties ( Kraus & Sweeney, 2019 ).

We ontdekten ook dat BPS-scores over het algemeen zwak gecorreleerd waren met impulsiviteit ( Cyders et al., 2014 ; Lynam et al., 2006 ) en obsessief-compulsieve kenmerken ( Foa et al., 2002 ). In lijn met eerder onderzoek ( Bőthe et al., 2018 , 2019 ) waren BPS-scores matig gecorreleerd met maten voor algemene gevoelens van angst en depressie; we vonden ook matige correlaties tussen BPS-scores en maten voor het gevoel verslaafd te zijn aan pornografie en het prioriteren van het kijken naar pornografie boven andere activiteiten ( Grubbs, Perry, Wilt, & Reid, 2019c ). Zoals elders is opgemerkt ( Kor et al., 2014 ), vonden we ook een bescheiden correlatie tussen het kijken naar pornografie en PPU zoals gemeten door de BPS, hoewel de relatie sterker leek tussen BPS-scores en de frequentie van masturbatie. We hadden dergelijke verbanden tussen het kijken naar pornografie en BPS-scores verwacht. Zoals besproken in andere werken ( Gola, Lewczuk, & Skorko, 2016 ; Kraus, Martino, et al., 2016a ; Bőthe et al., 2020 ), vonden we ook dat de frequentie van het kijken naar pornografie niet noodzakelijkerwijs een indicator is voor PPU. In beide Amerikaanse nationale steekproeven vonden we een hoog percentage individuen (voornamelijk mannen) met een score van ten minste vier of hoger op de BPS.<sup> 1</sup>

Aanvullend onderzoek is nodig om normen vast te stellen voor de BPS met betrekking tot pornografiegebruik, die kunnen variëren op basis van geslacht, leeftijd en mogelijk andere sociaaleconomische factoren. Bovendien is het onderzoek naar pornografiegebruik nog in ontwikkeling en is meer werk nodig om zowel risico- als beschermende factoren te identificeren die verband houden met pornografiegebruik. Verder zou het werven van grote vrouwelijke steekproeven een beter onderzoek mogelijk maken naar mogelijke genderverschillen bij het bestuderen van pornografiegebruik in niet-klinische en klinische populaties. Er is met name behoefte aan onderzoek naar pornografiegebruik onder vrouwen die een hoog niveau van pornografiegebruik rapporteren (d.w.z. dagelijks, meerdere keren per dag). Deze groep was niet gelijk vertegenwoordigd in onze steekproeven en over het algemeen rapporteerden vrouwen die pornografie gebruikten lagere niveaus dan mannen. Resultaten specifiek voor vrouwen in het algemeen moeten met de nodige voorzichtigheid worden geïnterpreteerd, aangezien onze resultaten waarschijnlijk werden beïnvloed door de kleine steekproefomvang. Verder onderzoek naar gendergerelateerde verschillen in pornografiegebruik bij vrouwen wordt aanbevolen. Zoals in een recent onderzoek is gedaan ( Bőthe et al. 2020 ), bevelen we ook aan om genderinvariantietests met de BPS uit te voeren om de psychometrische eigenschappen ervan verder te onderzoeken bij vrouwen of andere diverse groepen.

Een primaire kracht van ons huidige onderzoek is dat we een steekproef van behandelingszoekende mannen voor CSBD hebben opgenomen om de gevoeligheid en specificiteit van een korte screening voor PPU te bepalen. Specifiek onderzochten we in onderzoek 5 onafhankelijk PPU onder 105 mannen die deelnamen aan een gerandomiseerde klinische studie voor CSBD. Na het vergelijken van CSBD-patiënten met niet-getroffen controledeelnemers, bepaalden we dat de initiële klinische cut-offscore op de BPS vier was. Zoals we het momenteel interpreteren, zou een score van vier of hoger op de BPS verdere evaluatie door een zorgverlener voor PPU moeten rechtvaardigen. Echter, scores onder Poolse mannen die een behandeling zoeken (zichzelf geïdentificeerd als heteroseksueel) en veteranen die geïnteresseerd zijn in behandeling voor PPU rapporteerden scores van ruim boven de 6. Het is mogelijk dat de klinische cut-off minimaal vier is, met een score van zes of hoger. , mogelijk als gevolg van de behoefte aan klinische diensten. Verdere verfijning met klinische en niet-klinische monsters om de optimale cut-off score op het BPS te bepalen, is gerechtvaardigd. De voorgestelde cut-off score moet op dit moment voorzichtig worden geïnterpreteerd.

Hoewel veelbelovend, kent het onderzoek meerdere beperkingen. Ten eerste, hoewel vier van de vijf steekproeven vrouwen omvatten, is aanvullend onderzoek naar PPU onder vrouwen en diverse populaties nodig om gender- en diversiteitsgerelateerde overwegingen te adresseren. Voorlopige gegevens suggereren dat vrouwen zeven keer minder vaak dan mannen behandeling zoeken voor PPU ( Lewczuk, Szmyd, Skorko, & Gola, 2017 ). Een andere beperking is dat we alleen een steekproef van heteroseksuele Poolse mannen hebben gerekruteerd voor het bepalen van de klinische grenswaarde voor de BPS, en toekomstig onderzoek is nodig om de grenswaarde voor vrouwen te bepalen, evenals voor klinische populaties uit andere landen en personen met verschillende seksuele geaardheden. Op dit moment hebben we geen bewijs dat er verschillende grenswaarden zouden moeten zijn voor mannen en vrouwen of andere specifieke groepen. We vermoeden dat verder onderzoek naar PPU onder grote, diverse steekproeven van mannen en vrouwen, seksuele en gender minderheden en andere groepen, waaronder klinische en niet-klinische steekproeven, zal helpen bij het identificeren van optimale grenswaarden voor het identificeren van personen met waarschijnlijk PPU.

Verder erkennen we dat aanvullend onderzoek ook nodig is om de BPS en andere PPU-maatregelen in niet-westerse landen en in steekproeven met etnische diversiteit en in seksuele minderheidsgroepen te valideren. Een oververtegenwoordiging van onderzoek uit westerse landen heeft ons begrip van PPU onder verschillende culturen en etnische groepen beperkt. Het is mogelijk dat de voorgestelde cut-off score op de BPS kan variëren op basis van geslacht of culturele overwegingen, en er is aanvullend werk nodig om geschikte drempels te bepalen voor klinische en niet-klinische groepen. Hierop voortbouwend zijn toekomstige multiculturele en multi-sample studies nodig om de bruikbaarheid en meetinvariantie van de BPS te beoordelen. Een bijkomende beperking is dat we voor vier van de vijf onderzoeken geen gebruik hebben gemaakt van klinische interviews, aangezien we vertrouwden op webgebaseerde ontwerpen gezien de kosten en moeilijkheden bij het werven van grote groepen mannen en vrouwen met verschillende achtergronden. Scores en reacties kunnen tot op zekere hoogte variëren wanneer de weegschaal face-to-face wordt toegediend door een clinicus. Bovendien zou in toekomstige studies met grotere, meer diverse steekproeven met klinische bevestiging via interviews, item-response theory (IRT) kunnen worden gebruikt om beter te bepalen waar individuen zich bevinden in het continuüm van PPU, en pornografie meer in het algemeen, met behulp van de BPS en het verschaffen van meer duidelijkheid en verfijning van mogelijke afkappunten. Bovendien, omdat onderzoek 5 alleen gerekruteerde mannen bevatte die zichzelf als heteroseksueel identificeerden, raden we verder onderzoek aan met de BPS om homo- en biseksuele mannen en andere seksuele minderheden te betrekken bij het bepalen van mogelijke cut-off scores voor PPU.

Het nut van de BPS als klinisch instrument moet los worden gezien van het nut ervan als instrument om PPU in populatiestudies te begrijpen. Meer specifiek zou toekomstig onderzoek zich moeten richten op het beste gebruik en de beste interpretatie van BPS-scores in klinische versus niet-klinische steekproeven. Zoals elders besproken ( Kraus & Sweeney, 2019 ), is het belangrijk om PPU te onderzoeken bij mensen die behandeling zoeken en de motieven achter dit gedrag te begrijpen. Zowel de motivaties als de belemmeringen voor zorg bij PPU zijn nog niet volledig onderzocht en vereisen meer aandacht. Momenteel stellen we voor dat een positieve screening op de BPS niet moet worden geïnterpreteerd als een diagnose van een onderliggende psychische stoornis. Aangezien de BPS geen vragen stelt over de belemmeringen in belangrijke levensgebieden zoals beschreven in de diagnostische criteria voor CSBD, dient een dergelijke beoordeling klinisch te worden uitgevoerd bij personen met een positieve BPS-screening. Toekomstig onderzoek is nodig om de BPS te testen en te valideren bij diverse populaties, zowel via online als via persoonlijke interviews. Andere factoren, zoals morele incongruentie en psychiatrische (middelenmisbruik, bipolaire stoornis) en medische (dementie, Parkinson) aandoeningen, moeten in overweging worden genomen bij de beoordeling van PPU en bij het formuleren van behandelingsaanbevelingen ( Brand, Antons, Wegmann, & Potenza, 2019 ; Grubbs & Perry, 2019 ; Grubbs, Perry, Wilt, & Reid, 2019c ; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament, & Kraus, 2018b ; Kraus & Sweeney, 2019 ). Onderzoekers ( Štulhofer, Bergeron, & Jurin, 2016a ; Štulhofer, Jurin, & Briken, 2016b ) hebben ook opgemerkt dat factoren zoals een hoog seksueel verlangen moeilijk te onderscheiden blijven van hyperseksualiteit, wat vragen oproept over de manier waarop PPU wordt geconceptualiseerd. Verder onderzoek naar een hoog seksueel verlangen en/of gedrag bij diverse groepen is nodig, aangezien onderzoekers en clinici instrumenten ontwikkelen om PPU nauwkeurig te beoordelen. Vergelijkbare overwegingen gelden voor het beoordelen van morele inconsistentie, zoals beschreven in de criteria voor CSBD.

Met name is verder onderzoek nodig om de test-hertest en de gevoeligheid en specificiteit van klinische en niet-klinische monsters met behulp van de BPS te beoordelen. Gezien de beknoptheid van de BPS (1–2 minuten om te voltooien), zou aanvullend onderzoek het gebruik ervan in medische en gezondheidsinstellingen moeten testen om personen met PPU te identificeren die baat zouden hebben bij behandeling. Concluderend, ons eerste onderzoek van de BPS suggereert dat het psychometrisch correct, kort en gemakkelijk te gebruiken is in klinische en niet-klinische omgevingen met een hoog potentieel voor gebruik in populaties in internationale rechtsgebieden.

Financieringsbronnen

De auteurs maakten bekend dat ze de volgende financiële steun hadden ontvangen voor het onderzoek, het auteurschap en de publicatie van dit artikel. Studie 1 werd gefinancierd met steun van het Department of Veterans Affairs Office of Research and Development, Clinical Science Research and Development (ZDA1, PI Rani A. Hoff) en VISN 1 New England MIRECC (PI Shane W. Kraus). Studies 2 en 3 werden ondersteund door institutionele fondsen van Bowling Green State University (PI Joshua Grubbs). Studies 4 en 5 werden ondersteund door het National Science Center of Poland (2014/15 / B / HS6 / 03792; PI M. Gola).

Steven D. Shirk, Steve Martino en Rani A. Hoff zijn fulltime medewerkers van het Department of Veterans Affairs. Dr. Potenza heeft steun gekregen van het Connecticut State Department of Mental Health and Addiction Services, het Connecticut Mental Health Center en de Connecticut Council on Problem Gambling. Drs. Kraus, Potenza en Shirk hebben steun gekregen van het National Center for Responsible Gaming. De financieringsinstanties leverden geen input of commentaar op de inhoud van het manuscript, en de inhoud van het manuscript weerspiegelt de bijdragen en gedachten van de auteurs en weerspiegelt niet noodzakelijk de mening van de financieringsinstanties.

Bijdrage van auteurs

SWK bedacht en schreef het eerste concept. SWK, RAH, MNP en SM hebben bijgedragen aan de gegevensverzameling en gegevensanalyse van onderzoek 1. JBG heeft bijgedragen aan de gegevensverzameling en analyse van onderzoek 2 en 3. MG, EK en ML hebben bijgedragen aan het verzamelen en analyseren van gegevens voor onderzoek 4 en 5. SDS bood statistisch overzicht voor onderzoek 1 en begeleiding voor de andere onderzoeken. Alle auteurs leverden input, lazen en beoordeelden het manuscript voordat het werd ingediend. SWK en de andere auteurs keurden de definitieve versie van het manuscript goed.

Belangenverstrengeling

De auteurs verklaarden geen potentiële belangenconflicten met betrekking tot het onderzoek, het auteurschap en de publicatie van dit artikel.

Kort pornografisch scherm (BPS) Datum:
ID KAART#:
Routebeschrijving: Is er in de afgelopen 6 maanden een van deze situaties met u gebeurd met betrekking tot uw gebruik van pornografie? nooit Af en toe Heel vaak
  • Je merkt dat je pornografie vaker gebruikt dan je wilt.
 0 1 2
  • U heeft geprobeerd pornografie te 'verminderen' of te stoppen, maar dat is niet gelukt.
 0 1 2
  • Je vindt het moeilijk om sterke aandrang om pornografie te gebruiken te weerstaan.
 0 1 2
  • Je merkt dat je pornografie gebruikt om met sterke emoties om te gaan (bijv. Verdriet, woede, eenzaamheid, enz.).
 0 1 2
  • Je blijft pornografie gebruiken, ook al voel je je er schuldig over.
 0 1 2

Score . Een score van 4 of hoger wordt beschouwd als een positieve screening voor mogelijk problematisch pornografiegebruik. Aanvullend onderzoek naar mogelijk problematisch pornografiegebruik wordt aanbevolen.

1 Onder degenen die het afgelopen jaar pornografie hebben gebruikt, scoorde 25% (20.6% van de vrouwen, 28.6% van de mannen) vier of hoger op de BPS (13.8% in totaal; 7.6% van de vrouwen; 20.2% van de mannen).

2 Onder degenen die het afgelopen jaar pornografie hebben gebruikt, scoorde 30.1% (11.6% van de vrouwen; 32.8% van de mannen) vier of hoger (11.6% in totaal; 1.9% van de vrouwen; 10.1% van de mannen).

aanvullende gegevens

Aanvullende gegevens bij dit artikel zijn online te vinden op https://doi.org/10.1515/jba.2020.00038.

Referenties

  • Bothe , B. , Toth-Kiraly , I. , Zsila , A. , Griffiths , MD , Demetrovics , Z. , & Orosz , G. ( 2018 ). De ontwikkeling van de schaal voor problematische pornografieconsumptie (PPCS) . The Journal of Sex Research , 55 , 395–406.

  • Brand , M. , Antons , S. , Wegmann , E. , & Potenza , MN ( 2019 ). Theoretische aannames over problemen met pornografie als gevolg van morele incongruentie en mechanismen van verslavend of dwangmatig gebruik van pornografie: zijn de twee ‘condities ’ theoretisch gezien zo verschillend als wordt gesuggereerd? Archives of Sexual Behavior , 48 , 417–423.

  • Bőthe , B. , Tóth-Király , I. , Demetrovics , Z. , & Orosz , G. ( 2020 ). De korte versie van de schaal voor problematische pornografieconsumptie (PPCS-6): een betrouwbare en valide meetmethode in de algemene bevolking en bij mensen die behandeling zoeken . The Journal of Sex Research , 1-11.

  • Bőthe , B. , Toth-Király , I. , Orosz , G. , Potenza , MN , & Demetrovics , Z. ( 2020 ) Frequent gebruik van pornografie hoeft niet altijd problematisch te zijn . The Journal of Sexual Medicine , 17 (4), 793 – 811.

  • Bőthe , B. , Tóth-Király , I. , Potenza , MN , Griffiths , MD , Orosz , G. , & Demetrovics , Z. ( 2019 ). Een herziening van de rol van impulsiviteit en dwangmatigheid in problematisch seksueel gedrag . The Journal of Sex Research , 56 , 166–179.

  • Clark , LA , & Watson , D. ( 1995 ). Constructieve validiteit: Basisvraagstukken bij de ontwikkeling van objectieve schalen . Psychological Assessment , 7 , 309–319.

  • Coleman , E. , Raymond , N. , & McBean , A. ( 2003 ) . Beoordeling en behandeling van dwangmatig seksueel gedrag . Minnesota Medicine , 86 , 42-47.

  • Conway , JM , & Huffcutt , AI ( 2003 ). Een overzicht en evaluatie van exploratieve factoranalysepraktijken in organisatieonderzoek . Organizational Research Methods , 6 , 147–168.

  • Costello , AB , & Osborne , J. ( 2005 ). Beste praktijken in exploratieve factoranalyse: Vier aanbevelingen om het meeste uit uw analyse te halen . Practical Assessment , Research and Evaluation , 10 , 1-9.

  • Cyders , MA , Littlefield , AK , Coffey , S. , & Karyadi , KA ( 2014 ). Onderzoek naar een korte Engelse versie van de UPPS-P schaal voor impulsief gedrag . Addictive Behaviors , 39 , 1372–1376.

  • Decker , SE , Hoff , R. , Martino , S. , Mazure , CM , Park , CL , Porter , E. , ( 2019 ). Is emotieregulatiestoornis geassocieerd met suïcidale gedachten bij veteranen van na 9/11? Archives of Suicide Research , 1-15 . E - pub.

  • Dickenson , JA , Gleason , N. , Coleman , E. , & Miner , MH ( 2018 ). Prevalentie van stress geassocieerd met moeilijkheden bij het beheersen van seksuele drang, gevoelens en gedrag in de Verenigde Staten . JAMA Network Open , 1 , e184468–e184468.

  • Draps , M. , Sescousse , G. , Potenza , MN , Duda , A. , Lew-Starowicz , M. , Kopera , M. , ( 2020 ). Verschillen in grijze-materievolume bij impulscontrole- en verslavingsstoornissen . PsyArchiv.

  • Fernandez , DP , & Griffiths , MD ( 2019 ). Psychometrische instrumenten voor problematisch pornografiegebruik: een systematische review . Evaluation & The Health Professions , 1–71.

  • Flora, DB, & Curran, PJ (2004). Een empirische evaluatie van alternatieve schattingsmethoden voor bevestigende factoranalyse met ordinale gegevens. Psychologische methoden, 9(4), 466-491.

  • Foa , EB , Huppert , JD , Leiberg , S. , Langner , R. , Kichic , R. , Hajcak , G. , ( 2002 ). De obsessief- compulsieve vragenlijst: ontwikkeling en validatie van een korte versie . Psychological Assessment , 14 , 485-496.

  • Gibbon , M. , Spitzer , RL , Williams , JB , Benjamin , LS , & First , MB ( 1997 ). Gestructureerd klinisch interview voor DSM-IV as II persoonlijkheidsstoornissen (SCID-II) . Am Psych Pub.

  • Gola , M. , Kowalewska , E. , Wordecha , M. , Lew-Starowicz , M. , Kraus , S. , & Potenza , M. ( 2018 ). Bevindingen uit de Poolse veldstudie naar dwangmatig seksueel gedrag . In paper gepresenteerd in het Journal of Behavioral Addictions.

  • Gola , M. , Lew-Starowicz , M. , Draps , M. , & Kowalewska , E. ( 2019 ). Vergelijking van de effecten van farmacologische en psychologische behandeling van CSBD . Journal of Behavioral Addictions , 8 , 65.

  • Gola , M. , Lewczuk , K. , & Skorko , M. ( 2016 ). Wat is belangrijker: kwantiteit of kwaliteit van pornografiegebruik? Psychologische en gedragsfactoren bij het zoeken naar behandeling voor problematisch pornografiegebruik . The Journal of Sexual Medicine , 13 , 815-824.

  • Gola , M. , & Potenza , MN ( 2018 ). De proef op de som: er zijn gegevens nodig om modellen en hypothesen met betrekking tot dwangmatig seksueel gedrag te testen . Archives of Sexual Behavior , 47 , 1323–1325.

  • Gola , M. , Wordecha , M. , Sescousse , G. , Lew-Starowicz , M. , Kossowski , B. , Wypych , M. , ( 2017a ). Kan pornografie verslavend zijn? Een fMRI - studie van mannen die behandeling zoeken voor problematisch pornografiegebruik . Neuropsychopharmacology , 42 , 2021-2031.

  • Gola, M., Skorko, M., Kowalewski, E., Kolodziej, A., sikora, M., Wodyk, M., (2017b). Poolse aanpassing van screeningstest seksuele verslaving - herzien (SAST-PL-M). Poolse psychiatrie, 51(1) 95-115. https://doi.org/10.12740/PP/OnlineFirst/61414.

  • Grant , JE , Atmaca , M. , Fineberg , NA , Fontenelle , LF , Matsunaga , H. , Veale , D. , ( 2014 ). Impulscontrolestoornissen en ‘gedragsverslavingen’ in de ICD-11 . World Psychiatry , 13 , 125.

  • Grubbs, JB, & Gola, M. (2019). Is het gebruik van pornografie gerelateerd aan erectiele functies? Resultaten van transversale en latente groeicurve-analyses. The Journal of Sexual Medicine, 16(1), 111-125.

  • Grubbs , JB , Grant , JT , & Engelman , J. ( 2019a ). Zelfidentificatie als pornoverslaafde: Onderzoek naar de rol van pornogebruik, religiositeit en morele incongruentie . Sexual Addiction & Compulsivity , 25 , 269–292.

  • Grubbs , JB , Kraus , SW , & Perry , SL ( 2019b ). Zelfgerapporteerde verslaving aan pornografie in een nationaal representatieve steekproef: De rol van gebruiksgewoonten, religiositeit en morele incongruentie . Journal of Behavioral Addictions , 8 , 88-93.

  • Grubbs , JB , Kraus , SW , Perry , SL , Lewczuk , K. , & Gola , M. ( 2020 ). Morele incongruentie en dwangmatig seksueel gedrag: Resultaten van cross- sectionele interacties en parallelle groeicurveanalyses . Journal of Abnormal Psychology , 129 , 266–278.

  • Grubbs , JB , & Perry , SL ( 2019 ) . Morele incongruentie en pornografiegebruik: een kritische review en integratie . The Journal of Sex Research , 56 , 29-37.

  • Grubbs , JB , Perry , SL , Wilt , JA , & Reid , RC ( 2019c ). Problemen met pornografie als gevolg van morele inconsistentie: een integratief model met een systematische review en meta-analyse . Archives of Sexual Behavior , 48 , 397–415.

  • Grubbs , JB , Sessoms , J. , Wheeler , DM , & Volk , F. ( 2010 ). De cyberpornografiegebruiksinventaris: De ontwikkeling van een nieuw beoordelingsinstrument . Sexual Addiction & Compulsivity , 17 , 106–126.

  • Grubbs , JB , Volk , F. , Exline , JJ , & Pargament , KI ( 2015 ). Internetpornografiegebruik: Waargenomen verslaving, psychische nood en de validatie van een korte meetmethode . Journal of Sex Martial Therapy , 41 , 83–106.

  • Grubbs , JB , Warmke , B. , Tosi , J. , James , AS , & Campbell , WK ( 2019d ). Moreel vertoon in het publieke debat: Statuszoekende motieven als een potentieel verklarend mechanisme bij het voorspellen van conflicten . PloS One , 14 ( 10 ), e0223749.

  • Grubbs , JB , Wilt , JA , Exline , JJ , & Pargament , KI ( 2018a ). Het voorspellen van pornografiegebruik in de loop van de tijd: Is zelfgerapporteerde 'verslaving' van belang? Addictive Behaviors , 82 , 57-64.

  • Grubbs , JB , Wilt , JA , Exline , JJ , Pargament , KI , & Kraus , SW ( 2018b ) . Morele afkeuring en waargenomen verslaving aan internetpornografie: een longitudinaal onderzoek . Addiction , 113 , 496–506.

  • Holas , P. , Draps , M. , Kowalewska , E. , Lewczuk , K. , & Gola , M. ( 2020 ). Mindfulness-gebaseerde terugvalpreventieproef voor dwangmatige seksuele gedragsstoornis . PsyArchiv.

  • James , LM , Strom , TQ , & Leskela , J. ( 2014 ). Risicogedrag en impulsiviteit bij veteranen met en zonder PTSS en licht traumatisch hersenletsel . Military Medicine , 179 , 357–363.

  • Kafka , MP ( 2010 ). Hyperseksuele stoornis: een voorgestelde diagnose voor DSM-V . Archives of Sexual Behavior , 39 , 377-400.

  • Kinsey , AC , Pomeroy , WB , & Martin , CE ( 2003 ) . Seksueel gedrag bij de menselijke man. 1948. American Journal of Public Health , 93 ( 6), 894–898 . https://doi.org/10.2105/AJPH.93.6.894.

  • Kor , A. , Fogel , Y. , Reid , RC , & Potenza , MN ( 2013 ). Moet hyperseksuele stoornis als een verslaving worden geclassificeerd? Sexual Addiction & Compulsivity , 20 , 27-47.

  • Kor , A. , Zilcha-Mano , S. , Fogel , YA , Mikulincer , M. , Reid , RC , & Potenza , MN ( 2014 ). Psychometrische ontwikkeling van de schaal voor problematisch pornografiegebruik . Addictive Behaviors , 39 , 861–868.

  • Kowalewska , E. , Kraus , SW , Lew-Starowicz , M. , Gustavsson , K. , & Gola , M. ( 2019 ). Welke dimensies van menselijke seksualiteit zijn gerelateerd aan dwangmatig seksueel gedrag (CSBD)? Studie met behulp van een multidimensionale vragenlijst over seksualiteit bij een steekproef van Poolse mannen . The Journal of Sexual Medicine , 16 , 1264–1273.

  • Kraus , SW , Krueger , RB , Briken , P. , First , MB , Stein , DJ , Kaplan , MS , ( 2018 ) . Compulsieve seksuele gedragsstoornis in de ICD-11 . World Psychiatry , 17 , 109-110.

  • Kraus , SW , Martino , S. , & Potenza , MN ( 2016a ). Klinische kenmerken van mannen die geïnteresseerd zijn in het zoeken naar behandeling voor het gebruik van pornografie . Journal of Behavioral Addictions , 5 , 169-178.

  • Kraus , SW , Martino , S. , Potenza , MN , Park , C. , Merrel , JD , & Hoff , RA ( 2017 ) . Onderzoek naar dwangmatig seksueel gedrag en psychopathologie bij een steekproef van Amerikaanse mannelijke en vrouwelijke militaire veteranen na uitzending . Military Psychology , 29 , 143-156.

  • Kraus , SW , Meshberg-Cohen , S. , Martino , S. , Quinones , LJ , & Potenza , MN ( 2015a ) . Behandeling van dwangmatig pornografiegebruik met naltrexon: een casusrapport . American Journal of Psychiatry , 172 , 1260–1261.

  • Kraus , SW , Potenza , MN , Martino , S. , & Grant , JE ( 2015b ). Onderzoek naar de psychometrische eigenschappen van de Yale-Brown Obsessief-Compulsieve Schaal in een steekproef van dwangmatige pornogebruikers . Compr Psychiatry , 59 , 117–122.

  • Kraus , S. , & Rosenberg , H. ( 2014 ). De vragenlijst voor het verlangen naar pornografie: psychometrische eigenschappen . Archives of Sexual Behavior , 43 , 451–462.

  • Kraus , SW , & Sweeney , PJ ( 2019 ). De juiste aanpak: Overwegingen voor differentiële diagnose bij de behandeling van personen met problematisch pornografiegebruik . Archives of Sexual Behavior , 48 , 431-435.

  • Kraus , SW , Voon , V. , & Potenza , MN ( 2016b ). Moet dwangmatig seksueel gedrag als een verslaving worden beschouwd ? Addiction , 111 , 2097–2106.

  • Lesieur , HR , & Blume , SB ( 1987 ). De South Oaks Gambling Screen (SOGS): een nieuw instrument voor de identificatie van pathologische gokkers . American Journal of Psychiatry , 144 , 1184-1188.

  • Lewczuk , K. , Szmyd , J. , Skorko , M. , & Gola , M. ( 2017 ). Het zoeken naar behandeling voor problematisch pornografiegebruik onder vrouwen . Journal of Behavioral Addictions , 6 , 445-456.

  • Litman, L., Robinson, J., & Abberbok, T. (2017). TurkPrime. com: Een veelzijdig crowdsourcing data-acquisitieplatform voor de gedragswetenschappen. Gedrag Onderzoeksmethoden, 49(2), 433-442.

  • Lynam , D. , Smith , G. , Whiteside , S. , & Cyders , M. ( 2006 ). De UPPS-P: Het beoordelen van vijf persoonlijkheidspaden naar impulsief gedrag . West Lafayette.

  • Moisson , J. , Potenza , MN , Shirk , SD , Hoff , RA , Park , CL , & Kraus , SW ( 2019 ). Psychopathologie en hyperseksualiteit onder veteranen met en zonder voorgeschiedenis van alcoholmisbruik . American Journal on Addictions , 28 , 398–404.

  • Narrow , WE , Clarke , DE , Kuramoto , SJ , Kraemer , HC , Kupfer , DJ , Greiner , L. , ( 2013 ). DSM-5 veldproeven in de Verenigde Staten en Canada, deel III : Ontwikkeling en betrouwbaarheidstests van een overkoepelende symptoombeoordeling voor DSM-5 . American Journal of Psychiatry , 170 , 71-82.

  • Noor , SW , Rosser , BS , & Erickson , DJ ( 2014 ). Een korte schaal om problematische consumptie van seksueel expliciete media te meten: Psychometrische eigenschappen van de Compulsive Pornography Consumption (CPC)-schaal onder mannen die seks hebben met mannen . Sexual Addiction & Compulsivity , 21 , 240-261.

  • Poprawa , R. ( 2014 ). De impulsieve werking van het apparaat kan het gebruik van alcohol met alcohol tegenhouden . Alcoholisme en drugsverslaving , 27 , 31 – 54.

  • Reid , RC , Carpenter , BN , Hook , JN , Garos , S. , Manning , JC , Gilliland , R. , ( 2012 ) . Verslag van bevindingen in een DSM-5 veldstudie naar hyperseksuele stoornis . The Journal of Sexual Medicine , 9 , 2868–2877.

  • Reid, RC, Garos, S., & Timmerman, BN (2011). Betrouwbaarheid, validiteit en psychometrische ontwikkeling van de Hypersexual Behavior Inventory in een poliklinische steekproef van mannen. Seksuele verslaving en compulsiviteit, 18, 30-51. https://doi.org/10.1080/10720162.2011.555709.

  • Reid , RC , Li , DS , Gilliland , R. , Stein , JA , & Fong , T. ( 2011b ). Betrouwbaarheid, validiteit en psychometrische ontwikkeling van de vragenlijst over pornografieconsumptie in een steekproef van hyperseksuele mannen . Journal of Sex & Marital Therapy , 37 , 359–385.

  • Rosenberg , H. , & Kraus , S. ( 2014 ). De relatie tussen ‘hartstochtelijke gehechtheid’ aan pornografie en seksuele dwangmatigheid, gebruiksfrequentie en hunkering naar pornografie . Addictive Behaviors , 39 , 1012–1017.

  • Rosseel, Y. (2011). Lavaan: een R-pakket voor het modelleren van structurele vergelijkingen en meer versie 0.4-9 (BETA). Journal of statistische software, 48(2), 1-36.

  • Saunders , JB , Aasland , OG , Babor , TF , De la Fuente , JR , & Grant , M. ( 1993 ). Ontwikkeling van de Alcohol Use Disorders Identification Test (AUDIT): WHO-samenwerkingsproject voor de vroege opsporing van personen met schadelijk alcoholgebruik - II . Addiction , 88 , 791-804.

  • Scanavino , M. d. T. , Ventuneac , A. , Abdo , CHN , Tavares , H. , Amaral , MLSA d. , Messina , B. , ( 2013 ) . Compulsief seksueel gedrag en psychopathologie bij mannen die behandeling zoeken in São Paulo, Brazilië . Psychiatry Research , 209 , 518–524.

  • Schneeweiss , H. , & Mathes , H. ( 1995 ). Factoranalyse en hoofdcomponenten . Journal of Multivariate Analysis , 55 , 105–124.

  • Scoglio , AA , Shirk , SD , Hoff , RA , Potenza , MN , Mazure , CM , Park , CL ( 2017 ). Geslachtsspecifieke risicofactoren voor psychopathologie en verminderd functioneren in een steekproef van veteranen van na 9/11 . Journal of Interpersonal Violence . E -Pub.

  • Smith , PH , Potenza , MN , Mazure , CM , McKee , SA , Park , CL , & Hoff , RA ( 2014 ) . Compulsief seksueel gedrag onder mannelijke militaire veteranen: prevalentie en bijbehorende klinische factoren . Journal of Behavioral Addictions , 3 , 214–222.

  • Štulhofer , A. , Bergeron , S. , & Jurin , T. ( 2016a ). Is een hoog seksueel verlangen een risico voor de relatie en het seksuele welzijn van vrouwen? The Journal of Sex Research , 53 , 882–891.

  • Štulhofer , A. , Jurin , T. , & Briken , P. ( 2016b ). Is een hoog seksueel verlangen een facet van mannelijke hyperseksualiteit? Resultaten van een online onderzoek . Journal of Sex & Marital Therapy , 42 , 665–680.

  • Turban , JL , Potenza , MN , Hoff , RA , Martino , S. , & Kraus , SW ( 2017 ). Psychiatrische stoornissen, suïcidale gedachten en seksueel overdraagbare aandoeningen bij veteranen na uitzending die digitale sociale media gebruiken om seksuele partners te zoeken . Addictive Behaviors , 66 , 96-100.

  • Turban , JL , Shirk , SD , Potenza , MN , Hoff , RA , & Kraus , SW ( 2020 ). Het online plaatsen van seksueel expliciete afbeeldingen of video's van zichzelf is geassocieerd met impulsiviteit en hyperseksualiteit, maar niet met maten van psychopathologie in een steekproef van Amerikaanse veteranen . The Journal of Sexual Medicine , 17 , 163-167.

  • Wordecha , M. , Wilk , M. , Kowalewska , E. , Skorko , M. , Łapiński , A. , & Gola , M. ( 2018 ). “Pornografische binges” als een belangrijk kenmerk van mannen die behandeling zoeken voor dwangmatig seksueel gedrag: Kwalitatieve en kwantitatieve beoordeling met behulp van een dagboek van 10 weken . Journal of Behavioral Addictions , 7 , 433–444.

  • Wereldgezondheidsorganisatie ( 2018 ). ICD-11 voor sterfte- en morbiditeitsstatistieken . Geraadpleegd op 20 maart 2020 via: https://icd.who.int/browse11/lm/en.

  • Wright , PJ ( 2013 ). Amerikaanse mannen en pornografie, 1973-2010: Consumptie, voorspellers, correlaties . The Journal of Sex Research , 50 , 60-71.