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 onderzoek 1 hebben we de factorstructuur, betrouwbaarheid en validiteitselementen geëvalueerd met behulp van een steekproef van 224 Amerikaanse veteranen. Eén item uit het BPS is geschrapt in onderzoek 1 vanwege een lage itemgoedkeuring. In studies 2 en 3 hebben we de factorstructuur van de BPS met vijf items verder onderzocht en de betrouwbaarheid en validiteit ervan geëvalueerd in twee nationale representatieve steekproeven van de VS (N = 1,466, N = 1,063, respectievelijk). In onderzoek 4 hebben we de factorstructuur bevestigd en de validiteit en betrouwbaarheid ervan geëvalueerd met behulp van een steekproef van 703 Poolse volwassenen. In onderzoek 5 hebben we de voorgestelde cut-off-score voor het scherm berekend met behulp van een steekproef van 105 mannelijke patiënten die behandeling zochten voor compulsieve seksueel gedragsstoornis (CSBD).
Resultaten
Bevindingen van een principale componentenanalyse en bevestigende factoranalyse ondersteunden een eenfactoroplossing die een hoge interne consistentie opleverde (α = 0.89-0.90), en analyseert verder ondersteunde elementen van construct, convergente, criterium en discriminerende validiteit van het nieuw ontwikkelde scherm. Resultaten van een Receiver Operating Characteristic (ROC) -curve suggereerden een afkapscore van vier of hoger voor het detecteren van mogelijke 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 is er veel discussie tussen clinici en onderzoekers over hoe buitensporige / problematische betrokkenheid bij seksueel gedrag het beste kan worden geclassificeerd (Kraus, Voon en Potenza, 2016b), en geleerden hebben classificaties voorgesteld, waaronder hyperseksuele stoornis (Kafka, 2010), stoornis in de impulsbeheersing (Grant et al., 2014; Kraus et al., 2018), niet-parafiele compulsieve seksuele gedragsstoornis (CSBD) (Coleman, Raymond en McBean, 2003), of gedragsverslaving (Kor, Fogel, Reid en Potenza, 2013). Problematisch pornografisch gebruik (PPU) kan worden gegroepeerd met ander seksueel gedrag dat voldoet aan diagnostische criteria voor CSBD zoals gedefinieerd in de ICD-11 (Kraus et al., 2018). CSBD wordt beschreven als een aanhoudend patroon van het niet beheersen van intense, zich herhalende seksuele impulsen of aandrang, resulterend in repetitief seksueel gedrag gedurende een langere periode (bijv. 6 maanden of langer) dat duidelijk leed of stoornissen veroorzaakt in sociale, beroepsmatige of andere belangrijke werkgebieden (Kraus et al., 2018; Wereldgezondheidsorganisatie, 2018). De huidige studie evalueerde de psychometrische eigenschappen van een nieuw ontwikkeld zelfrapportagescherm dat is ontworpen om de waarschijnlijke PPU te beoordelen in vijf monsters bestaande uit niet-klinische en klinische volwassenen.
Prevalentieschattingen van CSBD onder klinische en niet-klinische populaties blijven ongrijpbaar (Gola & Potenza, 2018; Kraus, Voon, et al., 2016b). Een recente studie onder 2,325 Amerikaanse volwassenen wees uit dat 8.6% van de representatieve steekproef (7.0% van de vrouwen en 10.3% van de mannen) klinisch relevante niveaus van angst en / of beperkingen onderschreef die verband houden met het beheersen van seksuele gevoelens, driften en gedrag (Dickenson, Gleason, Coleman en Miner, 2018). Specifiek voor pornografisch gebruik, ontdekten gegevens van een nationaal representatieve steekproef van 2,075 internetgebruikers in de VS dat ongeveer de helft (n = 1,056) meldde het gebruik van pornografie in het afgelopen jaar, en 11% van de mannen en 3% van de vrouwen meldde zich "verslaafd te voelen aan pornografie" (Grubbs, Kraus en Perry, 2019b). Voorlopig bewijs verzameld van Amerikaanse militaire veteranen suggereerde een verhoogd percentage dwangmatig seksueel gedrag (Smith et al., 2014); Studies hebben echter meestal geen onderzoek gedaan naar PPU onder Amerikaanse veteranen, een groep die werd opgemerkt met hoge klinische comorbiditeit en impulsiviteit (James, Strom en Leskela, 2014).
Verder melden de meeste (> 80%) mensen die een behandeling voor CSBD zoeken, bezorgdheid over het gebruik van pornografie (Gola et al., 2018; Kraus, Potenza, Martino en Grant, 2015b; Reid et al., 2012; Scanavino et al., 2013). Voor deze personen wordt PPU vaak gekenmerkt door hunkering, verminderde zelfbeheersing, functiestoornissen en het gebruik van pornografie om met angst of dysfore stemming om te gaan (Kraus, Martino en Potenza, 2016a; Wordecha et al., 2018). Personen die behandeling zoeken voor PPU en ander seksueel gedrag, melden vaak psychiatrische problemen, waaronder depressie, angststoornissen en stoornissen in het gebruik van middelen (Kraus, Potenza et al., 2015b).
Om PPU te identificeren, zijn meerdere zelfrapportageschalen ontwikkeld en getest, waaronder de Problematic Pornography Use Scale (PPUS) (Kor et al., 2014), Verbruiksschaal voor compulsieve pornografie (CPC) (Noor, Rosser en Erickson, 2014), Cyber Pornography Use Inventory (CPUI / CPUI-9) (Grubbs, Sessoms, Wheeler en Volk, 2010; Grubbs, Volk, Exline, & Pargament, 2015), Pornografische verbruiksinventaris (PCI) (Reid, Li, Gilliland, Stein en Fong, 2011b), Vragenlijst naar pornografisch verlangen (PCQ) (Kraus & Rosenberg, 2014) en de consumptieschaal voor problematische pornografie (PPCS) (Bothe et al., 2018) en de consumptieschaal voor problematische pornografie (PPCS-6) (Bőthe, Tóth-Király, Demetrovics en Orosz, 2020). Hoewel ze allemaal sterke punten hebben, hebben veel van deze zelfrapportagevragenlijsten beperkingen en zijn ze vaak niet onderworpen aan rigoureuze psychometrische tests (zie Fernandez & Griffiths, 2019 voor discussie over pornografische maatregelen). Ze zijn bijvoorbeeld doorgaans ontwikkeld en getest op niet-klinische, gemaksmonsters in westerse landen, missen vaak een uniform theoretisch of diagnostisch kader, beoordelen meerdere en discrepante symptoomdomeinen en hebben geen voorgestelde klinische cut-off score voor het bepalen van die verder moeten worden geëvalueerd door professionals in de geestelijke gezondheidszorg. Hoewel deze problemen op zichzelf al zorgwekkend zijn, zijn ze nog zorgwekkender in het licht van de diagnostische herkenning van CSBD. In juni 2019 werd CSBD officieel toegevoegd aan de ICD-11 (Wereldgezondheidsorganisatie, 2018) en omdat PPU vaak voorkomt, is de ontwikkeling van korte, robuuste en psychometrisch verantwoorde screeninginstrumenten voor PPU hard nodig om de huidige hiaten in het veld aan te pakken.
Doelstellingen van de huidige studie
In het licht van de hierboven beschreven beperkingen, beschrijft het huidige werk de ontwikkeling van een kort screeningsinstrument Brief Pornography Screen (BPS) om PPU te identificeren in vijf onafhankelijke onderzoeken. In onderzoek 1 onderzochten we de beoordelingen van 283 Amerikaanse militaire veteranen van overeenstemming met de voorgestelde items, voerden we een analyse van de belangrijkste componenten uit en beoordeelden we de interne betrouwbaarheid en validiteit van de BPS. In onderzoek 2 hebben we de Omnibus-service van Qualtrics Survey Software gebruikt om 2,075 Amerikaanse volwassenen te rekruteren die voldoen aan de Amerikaanse representatieve normen om de eenfactorstructuur van het scherm te herbevestigen, de interne betrouwbaarheid ervan te beoordelen en de relaties tussen de BPS en maatregelen van psychopathologie. In onderzoek 3 hebben we de Turkprime-paneldienst gebruikt om de BPS-factorstructuur bij 1,063 Amerikaanse volwassenen opnieuw te beoordelen, opnieuw afgestemd op representatieve normen en de correlaties met psychopathologische metingen te onderzoeken. In onderzoek 4 hebben we 703 Poolse volwassenen gerekruteerd om de factorstructuur verder te bevestigen in een niet-Amerikaanse steekproef en om de interne consistentie en validiteit te beoordelen. In monster 5 onderzochten we de klinische kenmerken van 105 mannelijke patiënten in Polen die een behandeling voor PPU zochten om de aanbevolen klinische cut-off score vast te stellen. Werving voor alle studies wordt in meer detail besproken in het Aanvullende materialen.
Statistische analyses voor studies 1–5
In studies 1 en 4 hebben we SPSS-19 gebruikt voor beschrijvende statistiek, chi-kwadraten, hoofdcomponentenanalyse, Pearson-product-momentcorrelaties, ANCOVA's en onafhankelijke t-testen.
In onderzoek 2 en 3 hebben we onze CFA-modellen uitgevoerd met behulp van de lavaan (Rosseel, 2011) pakket voor R, gebruikmakend van diagonaal gewogen kleinste kwadraten schatting, die niet uitgaat van normaliteit of homoscedasticiteit van residuen en de voorkeur heeft voor ordinale gegevens (Flora & Curran, 2004). Voor onderzoek 5 hebben we SPSS-19 gebruikt voor het uitvoeren van Receiver Operating Characteristic (ROC) curve-analyses.
studie 1
Methode
Procedure en deelnemers
Studie 1 werd uitgevoerd met gegevens van het Survey of Experiences of Returning Veterans (SERV) -project, dat militaire veteranen in de VS rekruteerde (Kraus et al., 2017; Smith et al., 2014). De algemene procedures die worden gebruikt om deelnemers te werven en het SERV-project uit te voeren, zijn elders beschreven (Kraus et al., 2017). Vereisten om in aanmerking te komen voor het onderzoek waren als volgt: (a) gescheiden (ontslagen) van het Amerikaanse leger; (b) een veteraan uit Irak, Afghanistan of omliggende tijdperken; (c) minstens 18 jaar oud; (d) Engelse spreker; en, (e) woonachtig 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; Tulband, Potenza, Hoff, Martino en Kraus, 2017, Tulband, Shirk, Potenza, Hoff en Kraus, 2020), maar geen van deze papers was gericht op de structuur of geldigheid van het BPS.
Voorbeeldkenmerken
Van de 283 ondervraagde deelnemers waren de meeste mannen (70.6%, n = 197) met een gemiddelde leeftijd van 35.1 jaar (SD = 9.2) jaar. Voorbeeldkenmerken zijn vermeld in Aanvullende tabel 1.
Maatregelen
De eerste auteur ontwikkelde de eerste zes items op de BPS als een mogelijke maat voor PPU in Amerikaanse veteranenmonsters. Deze items werden in eerste instantie gegenereerd toen de eerste auteur een postdoctoraal mandaat in de psychologie voltooide. Items werden gegenereerd op basis van klinische interacties met patiënten en voortgezet werk van eerdere onderzoeken naar klinische correlaten van PPU (zie Kraus, Martino et al., 2016a; Kraus & Rosenberg, 2014). Vervolgens werden de voorgestelde items gekruist, onderzocht door twee andere teamleden voordat ze werden onderzocht in onderzoek 1.
In onderzoek 1 kregen de deelnemers de BPS, die was ontworpen om personen te identificeren die problemen rapporteerden bij het beheren van hun gebruik van pornografie. De oorspronkelijke schaal bestond uit zes items. Aan de deelnemers werd gevraagd: "Is er in de afgelopen 6 maanden een van deze situaties met u gebeurd met betrekking tot uw gebruik van pornografie?" Itemantwoorden waren 0 (nooit), 1 (soms) en 2 (heel vaak), met een scorebereik van 0 tot 12. Zie Tabel 1 voor de exacte formulering van het BPS.
Tafel 1.Onderzoek 1, Frequentietelling van overeenstemming voor de zes items van het Brief Pornography Screen (BPS) onder Amerikaanse veteranen (N =
| 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 |
Note. Componentbelastingen die vetgedrukt zijn, duiden op hogere belastingen op die component. Ontbrekende gegevens over twee deelnemers.
Component 1 = 3.75; Percentage variantie = 62.5%.
*Vetgedrukte items werden behouden in de definitieve versie.
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 meldden dat ze nooit naar pornografie hadden gekeken. Ongeveer 51% (n = 42) van de vrouwen gaven aan nooit pornografie te hebben gebruikt, vergeleken met 8.6% van de mannen (n = 17),2 (5) = 96.15, P <0.001, van Cramer V = 0.59. Omdat de huidige studie zich richtte op de psychometrische evaluatie van de BPS om PPU te beoordelen, hebben we deze 59 pornografische niet-gebruikers uit de studie verwijderd, waardoor 220 personen overbleven voor latere 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 (rs = 0.31–0.70, P <0.001), wat suggereert dat geen enkele op deze basis kan worden geëlimineerd. Ten tweede onderzochten we de frequentietellingen voor elk niveau van overeenstemming voor elk van de zes items op het BBR om eventuele items te identificeren die 'onevenwichtig' waren (Clark & Watson, 1995). Met behulp van deze beslissingsregel was één item ("Mensen hebben hun bezorgdheid geuit") geschikt voor eliminatie; We hebben echter alle zes de items onderworpen aan een analyse van de hoofdcomponenten (niet-geroteerd) voor verdere reductiedoeleinden.
Principal Component Analysis (PCA) wordt vaak gebruikt voor itemreductie bij schaalontwikkeling, en PCA en exploratory factor analysis (EFA) leveren vaak vergelijkbare resultaten op (Schneeweiss & Mathes, 1995). Vanwege de eenvoud van het BPS (oorspronkelijk 6 items) en de enige onderliggende factor, was ons doel eenvoudigweg het aantal items te verminderen met behoud van zoveel mogelijk van de oorspronkelijke variantie (Conway en Huffcutt, 2003). Als de BPS echter meerdere factoren had omvat en we waren geïnteresseerd in de relatie tussen die factoren, zou EFA of structurele vergelijkingsmodellering (SEM) zijn overwogen. Hieronder rapporteren we de resultaten voor de PCA.
De resultaten leverden slechts één component op met een eigenwaarde van 3.75, die goed was voor 62.5% van de totale variantie (Tabel 1). Alleen het eerder geïdentificeerde onevenwichtige item had geen hoge ladingen (≥0.50) en gemeenschappen (> 0.40); gebruikmakend van deze beslissingsregel (Costello & Osborne, 2005), is het item verwijderd. De vijf overige items hadden een hoge interne consistentiecoëfficiënt (α = 0.89), samengestelde betrouwbaarheid (0.92) en een matige gemiddelde correlatie tussen items (r = 0.62), ter ondersteuning van de unidimensionaliteit van het BPS (Clark & Watson, 1995).
Constructieve, convergente, criterium- en discriminerende validiteit van de BPS
Om één element van constructvaliditeit te evalueren, onderzochten we eerst of BPS-scores varieerden als een functie van de hoeveelheid bekeken pornografie, na correctie voor geslacht. ANCOVA-resultaten wezen op een significant hoofdeffect voor de gebruiksfrequentie van pornografie, F (3, 216) = 14.32, P <0.001, gedeeltelijk η2 = 0.12. Met behulp van post-hoc vergelijkingen (Bonferroni-gecorrigeerd) ontdekten we dat dagelijkse pornografische gebruikers (M = 4.39, SD = 2.10, SE = 0.48) hadden significant hogere BPS-scores 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 hebben ook Pearson Product-moment correlaties berekend om de relaties tussen studievariabelen te beoordelen, en ter ondersteuning van convergente validiteit vonden we een positieve en robuuste correlatie tussen de PPUS- en BPS-scores (zie Tabel 2 voor bivariate correlaties naar geslacht). Ter ondersteuning van de criteriumvaliditeit vonden we positieve maar matige correlaties tussen de BPS-, HBI- en PCQ-scores. Ter ondersteuning van de discriminerende validiteit was de BPS grotendeels niet gerelateerd aan impulsiviteit, hoewel voor mannen, en niet voor vrouwen, negatieve en positieve urgentie positief, zij het zwak, geassocieerd waren met BPS-scores.
Tafel 2.Studie 1, Correlaties en gemiddelden en standaarddeviaties voor studievariabelen die van belang zijn voor Amerikaanse veteranen
| Veranderlijk | Kort pornografisch scherm | RANGE | |||
| 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 |
Note P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = gemiddeld; SD = standaarddeviatie.
Behandeling van seksueel gedrag
Van de 220 ondervraagde veteranen over hun kijk op pornografie (zie Aanvullende tabel 1), gaven negen aan dat ze geïnteresseerd waren in behandeling voor PPU. Alle individuen waren mannelijk (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 volgende onderzoeken (2–5) gebruikten de BPS met vijf items voor hun analyses, aangezien ze werden uitgevoerd na onderzoek 1.
studie 21
Methode
Procedures en deelnemers
Met behulp van de Omnibus-service van Qualtrics Survey Software hebben we een nationaal vertegenwoordiger in de VS gerekruteerd (steekproef zonder kans op basis van 2010-censusnormen voor leeftijd, geslacht, ras, etniciteit, inkomen en US Census-regio) voor een transversale studie van volwassenen (N = 2,075; 51% vrouwen [n = 1,059], 49% mannen [n = 1,016]; Mleeftijd = 44.8, SD = 16.7).
Delen van deze dataset zijn elders in de volgende artikelen beschreven, maar geen van de artikelen was gericht op de structuur of validiteit van het BPS (zie Grubbs, Kraus et al., 2019b; Grubbs, Kraus, Perry, Lewczuk en Gola, 2020).
Maatregelen
Analyses waren beperkt tot volwassenen die het afgelopen jaar erkenden dat ze pornografie hadden bekeken (N = 1,058, 66% mannen). Het gedrag van pornografisch gebruik werd beoordeeld aan de hand van drie items. We vroegen de deelnemers specifiek hoe vaak ze het afgelopen jaar opzettelijk alleen naar pornografie hadden gekeken. We vroegen de deelnemers ook hoe vaak ze het afgelopen jaar op pornografie hadden gemasturbeerd. Op beide vragen varieerden de antwoorden van 1 (helemaal niet) naar 8 (eenmaal per dag of vaker). Een enkel item vroeg de deelnemers om in minuten te rapporteren hoeveel tijd ze gemiddeld dagelijks aan pornografie hadden besteed.
Specifiek voor deze steekproef en in aanvulling op de BPS, hebben we ook psychisch leed beoordeeld door drie depressiegerelateerde items en twee angstgerelateerde items op te nemen uit de Cross-Cutting Symptom Measure voor de DSM-5 (Smal et al., 2013). We hebben drie CPUI-9 items beheerd (Grubbs et al., 2015) om specifieke reacties op of opvattingen over het gebruik van pornografie te beoordelen. Elk item werd gescoord op een schaal van 1 (zeer oneens) naar 7 (sterk mee eens). Deze face-valid items zijn afkomstig uit de CPUI-9-subschalen: Perceived Compulsivity (bijv. "Ik geloof dat ik verslaafd ben aan pornografie"), Toegangsinspanningen (bijv. "Ik heb dingen uitgesteld die ik moest doen om pornografie te bekijken") en emotioneel leed (bijv. "Ik voel me depressief nadat ik naar pornografie heb gekeken"). Alle drie de items zijn inhoudelijk gerelateerd aan gedrag op het gebied van pornografisch gebruik (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 hebben een Confirmatory Factor Analysis (CFA) uitgevoerd met behulp van diagonaal gewogen kleinste kwadraten (DWLS) -schattingen met robuuste varianties, aangezien DWLS-schatting niet uitgaat van normaliteit of homoscedasticiteit van residuen en de voorkeur heeft voor ordinale gegevens (Flora & Curran, 2004). Uit deze analyse bleek dat de BPS uitstekend geschikt is voor een eendimensionale factorstructuur (Robuust 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 analyse van interne betrouwbaarheid onthulde een hoge interne consistentie (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 waren positief geassocieerd met meerdere metingen in verwachte richtingen. BPS-scores waren positief geassocieerd met uitspraken van: "Ik ben verslaafd aan pornografie" (r = 0.620, P <0.001), "Ik voel me depressief na het bekijken van pornografie" (r = 0.47, P <0.001), en "Ik heb dingen uitgesteld die ik moest doen om pornografie te bekijken" (r = 0.59, P <0.001). BPS-scores waren positief geassocieerd met de frequentie van het bekijken van pornografie in het afgelopen jaar (r = 0.39, P <0.001), masturberen tot pornografie in het afgelopen jaar (r = 0.40, P <0.001), gemiddelde dagelijkse minuten besteed aan het bekijken van pornografie (r = 0.23, P <0.001), en gegeneraliseerde gevoelens van psychische nood (r = 0.34, P <0.001).
studie 32
Methode
Procedures en deelnemers
Gegevens van 470 internetgebruikende volwassenen met pornografisch gebruik in het afgelopen jaar werden geanalyseerd uit een grotere steekproef van 1,063 Amerikaanse volwassenen die overeenkwamen met Amerikaanse nationaal representatieve normen op basis van Amerikaanse nationaal representatieve normen van 2010 (gebaseerd op US Census-gegevens) voor leeftijd, geslacht, etniciteit, ras, US Census-regio en inkomen. Deze niet-waarschijnlijkheidssteekproef werd gerekruteerd en gecompenseerd door de Turkprime-paneldienst (Litman, Robinson en Abberbock, 2017).
Delen van deze dataset zijn eerder gepubliceerd in de volgende artikelen (Grubbs et al., 2020; Grubbs & Gola, 2019; Grubbs, Toelage; Engelman, 2019a; Grubbs, Warmke, Tosi, James en Campbell, 2019d); geen van de onderzoeken was echter gericht op de structuur of validiteit van de BPS.
Maatregelen
In overeenstemming met onderzoek 2 hebben we analyses beperkt tot degenen die het afgelopen jaar pornografisch gebruik hebben gemeld (N = 470; Mleeftijd = 44.9; SD = 15.9; 72% mannen). Pornografisch gebruiksgedrag werd beoordeeld, zoals in onderzoek 2, met behulp van de BPS en metingen van de frequentie van solitair pornografisch gebruik, frequentie van masturbatie tot pornografie en gemiddeld dagelijks gebruik van pornografie in minuten. Gegeneraliseerd leed werd gemeten via dezelfde DSM-5 Cross-Cutting-maatregel die is beschreven in onderzoek 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 bijbehorende subschalen die Perceived Compulsivity (α = 0.93), emotionele nood (α = 0.92), en toegangsinspanningen (α = 0.87).
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 CFA met behulp van Robuuste DWLS-schatting toonde 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
Het voorbeeld (Aanvullende tabel 4) bestond uit 703 Poolse volwassenen (512 vrouwen, 72.8%) in de leeftijd van 18-54 jaar (M = 26.04, SD = 6.07). Een subset van deze dataset (191 mannen) komt 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 aanpassing van UPPS-P (Poprawa, 2014). We hebben obsessief-compulsieve kenmerken gemeten met behulp van de Poolse aanpassing van de Obsessive Compulsive Inventory - Revised (OCI-R) (Foa et al., 2002; details over vertaling verstrekt in; Gola et al., 2017a) en de Poolse aanpassing van de screeningstest seksuele verslaving - herzien (SAST-R) (Gola et al., 2017a) om (1) preoccupatie met seks, (2) affect, (3) relatiestoornissen door seksueel gedrag en (4) het gevoel de controle over seksueel gedrag te verliezen 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 Robust DWLS-schatting leverde een uitstekende match op voor de éénfactoroplossing (Robust χ2 (5) = 2.12, P = 0.83; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA = 0.00, SRMR = 0.02). Net als bij de eerdere studies had de Poolse aanpassing van de BPS een hoge interne consistentie (α = 0.89) en een matige gemiddelde correlatie tussen items (r = 0.62). Zowel de interne consistentie als de gemiddelde correlatie tussen items waren hoger bij mannen (α = 0.88; r = 0.61) dan vrouwen (α = 0.85; r = 0.54).
Zoals afgebeeld in Tabel 3, voor de volledige steekproef was de gemiddelde BPS-score 1.92 (SD = 2.65). Mannen (M = 3.56, SD = 3.11) hadden hogere BPS-scores in vergelijking met vrouwen (M = 1.12, SD = 1.92), t (701) = 10.12, P <0.001, Cohen's d = 0.76). Het aantal minuten besteed aan het kijken naar pornografie was zwak gecorreleerd met BPS-scores, maar alleen voor mannen. Ter ondersteuning van de criteriumvaliditeit waren BPS-scores positief gecorreleerd met de ernst van de symptomen zoals gemeten door de SAST-R. Ter ondersteuning van discriminerende validiteit en vergelijkbaar met onderzoek 1, vonden we geen correlatie tussen BPS-scores en UPPS-P sensatie-zoeken en gebrek aan voorbedachte rade en zwakke positieve correlaties tussen BPS-scores en negatieve urgentie, positieve urgentie en doorzettingsvermogen. BPS-scores waren zwak gecorreleerd met obsessief-compulsieve kenmerken (zie Tabel 3 voor alle correlaties).
Tafel 3.Correlaties van BBR-scores met andere metingen in een steekproef van volwassenen uit de Poolse gemeenschap (N =
| Veranderlijk | Kort pornografisch scherm | RANGE | |||
| 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 |
Notes. *P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = gemiddeld; SD = standaarddeviatie.
studie 5
Methode
Procedures en deelnemers
Om de BPS-afkapscore te onderzoeken, beoordeelden we nog eens 105 Poolse mannen van 18-55 jaar (M = 32.94; SD = 7.45) die behandeling zochten voor CSBD, van wie de meerderheid PPU meldde (zie Aanvullende tabellen 5 en 6). De behandelingszoekende groep omvat datasets van de volgende onderzoeken: Wordecha et al. (2018) (9 reuen); Gola, Lew-Starowicz, Draps en Kowalewska (2019) (57 reuen); Draps et al. (2020) (26 reuen); Holas, Draps, Kowalewska, Lewczuk en Gola (2020) (13 reuen). De controlegroep bestond uit 191 mannelijke volwassenen van 18-54 jaar (M = 26.04; SD = 6.07) uit onderzoek 4.
Patiënten die behandeling nodig hadden, werden tussen juni 2014 en november 2017 gerekruteerd onder mannen die behandeling voor PPU zochten in twee seksuologische klinieken in Warschau. Alle patiënten die behandeling voor PPU zochten, voldeden aan vier van de vijf diagnostische criteria voor hyperseksuele stoornis, zoals voorgesteld door Kafka (2010) voor DSM-5.
Maatregelen
Na het voltooien van een eerste interview werden patiënten gescreend op inclusie / exclusiecriteria. Inclusie- / uitsluitingscriteria bestonden uit uitsluitend of overwegend heteroseksueel zijn (zoals beoordeeld met behulp van de Poolse aanpassing van de Kinsey-schaal; Kinsey, Pomeroy en Martin, 1948) en niet voldoen aan diganostische criteria voor alcoholgebruiksstoornis (Saunders, Aasland, Babor, De la Fuente, & Grant, 1993) of gokstoornis (scores <5 op het 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) voor obsessief-compulsieve stoornissen, impulsbeheersing, bipolaire stoornissen, angststoornissen, psychotische stoornissen en stoornissen in het gebruik van middelen en seksueel gedrag (Aanvullende tabel 6). Mannelijke patiënten die voldoen aan ten minste drie CSBD-criteria (Kraus et al., 2018) en vier voor hyperseksuele stoornis (Kafka, 2010) en geen van de bovengenoemde aandoeningen werd uitgenodigd om deel te nemen aan dit onderzoek.
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 behandelzoekende mannen was 7.50 (SD = 2.58) en was significant hoger dan bij mannen die geen behandeling zoeken, 3.56 (SD = 3.12), z = 14.66, P <0.001, Cohen's d = 1.38. We hebben de classificatiekwaliteit van de a priori geselecteerde groep patiënten (n = 105) tegen alle mannen uit de controlegroep (onderzoek 4, n = 191) (zie Fig 1 voor ROC-curve). De ROC-curve besloeg een gebied van 82.2% van de 5 testitems (SE = 0.02; P <0.001), gekenmerkt door 95% betrouwbaarheidsintervallen met limieten van 77.5% en 86.9%. Zoals getoond in Tabel 4, de voorgestelde afkapwaarde is 4, waarvoor gevoeligheid 58.42%, specificiteit 90.48%, positief voorspellende waarde 91.74% (95% BI 85.88% -95.30%), negatief voorspellende waarde 54.60% (95% BI 50.12% -59.00 %) en nauwkeurigheid 69.83% (95% BI 64.24% -75.02%). Een afkapwaarde van 5 wordt gekenmerkt door een gevoeligheid van 68.42% en een specificiteit van 83.81% (zie Tabel 4).
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)
Citation: Journal of gedragsverslavingen J Behav Addict 9, 2; 10.1556/2006.2020.00038
Tafel 4.ROC-analyse voor voorgesteld Brief Pornography Screen (BPS) met voorgestelde cut-off scores
| 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 onder patiënten die behandeling zoeken te onderzoeken, vergeleken we BPS-scores van 57 mannen uit onze klinische steekproef voor en na twee maanden farmacotherapie met naltrexon of paroxetine (Gola et al., 2019) met behulp van een afhankelijke steekproef t-test. BPS-scores verschilden na behandeling (t (56) = 6.75; P <0.001, Cohen's d = 1.80), met hogere BPS-scores vóór 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.
Uit eerder werk is consequent gebleken dat mannen, in verhouding tot vrouwen, vaker naar pornografie kijken en er vaker naar masturberen (Bothe et al., 2018; Grubbs, Wilt, Exline, & Pargament, 2018a; Wright, 2013), en deze bevinding werd waargenomen in alle vijf de monsters. In overeenstemming met eerder onderzoek, ontdekten we dat mannen, in vergelijking met vrouwen, meer zorgen maakten over het gebruik van pornografie (Bothe et al., 2018; Kor et al., 2014). Onze studie is uniek omdat we de psychometrische eigenschappen onder vijf verschillende monsters hebben onderzocht (bijv. Amerikaanse veteranen, twee Amerikaanse algemene volwassen monsters, Poolse volwassenen en Poolse mannelijke patiënten die een behandeling voor CSBD ondergingen). Gezien de diversiteit van de monsters die we hebben gerekruteerd om de psychometrische eigenschappen van de BPS te evalueren, zijn we van mening dat de bevindingen generaliseerbaar zijn voor zowel klinische als niet-klinische groepen uit verschillende landen. Toch is voorzichtigheid geboden, en we raden verder onderzoek aan om de BPS voor klinische populaties te valideren, met name onder vrouwen en seksuele en genderminderheden die behandeling voor PPU zoeken.
Ons eerste onderzoek van het voorgestelde scherm met zes items in onderzoek 1 onthulde dat één item uit balans was, en verdere analyse stelde voor om het te verwijderen. Over de onderzoeken heen vertoonde het scherm met vijf items een hoge interne consistentie en constructieve, convergente, discriminerende en criteriumvaliditeit. Zoals verwacht, correleerden de BPS-scores sterk met andere reeds bestaande schalen die PPU beoordeelden (bijv. De CPUI-9 (Grubbs et al., 2015) en PPUS (Kor et al., 2014)) terwijl ze slechts matig correleren met maatregelen voor de ernst van de symptomen die hyperseksualiteit beoordelen (Reid, Garos et al., 2011a; Reid, Li et al., 2011b) of seksuele verslaving (Gola et al., 2017b). Het scherm is dus nauwer verbonden met maatregelen die de afmetingen van PPU beoordelen, maar wordt nog steeds geassocieerd met algemene maatregelen met betrekking tot CSBD (bijv. Verminderde controle, mislukte pogingen om te stoppen). Het was niet onze bedoeling dat het BPS zou dienen als een gevolmachtigde van CSBD. Onderzoek suggereert echter dat PPU een van de meest gemelde problemen is bij personen die een geestelijke gezondheidsbehandeling voor CSBD zoeken (Kraus, Meshberg-Cohen, Martino, Quinones, & Potenza, 2015a; Kraus, Potenza et al., 2015b; Reid et al., 2012). Daarom kan de BPS een nuttig hulpmiddel zijn voor het detecteren van mogelijke PPU bij personen die behandeling voor CSBD zoeken. Aanvullende klinische interviews zijn nodig om de aanwezigheid van CSBD te bepalen, die zich zou kunnen manifesteren als PPU bij behandelingszoekende personen 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). Ter ondersteuning van eerder werk (Bőthe et al., 2018, 2019), Waren BPS-scores matig gecorreleerd met metingen van gegeneraliseerde gevoelens van angst en depressie; we vonden ook matige correlaties tussen BPS-scores en maatregelen om verslaafd te zijn aan pornografie en prioriteit te geven aan het bekijken van pornografie boven andere activiteiten (Grubbs, Perry, Wilt, & Reid, 2019c). Zoals elders opgemerkt (Kor et al., 2014), vonden we ook een bescheiden correlatie tussen het bekijken van pornografie en PPU zoals gemeten door de BPS, hoewel de relatie sterker leek tussen BPS-scores en masturbatiefrequentie. We verwachtten dergelijke associaties tussen kijkgedrag van pornografie en BPS-scores. Zoals besproken in andere werken (Gola, Lewczuk en Skorko, 2016; Kraus, Martino, et al., 2016a; Bőthe et al. 2020), ontdekten we ook dat de frequentie van het bekijken van pornografie niet noodzakelijk een indicator is van PPU. Onder beide Amerikaanse nationale steekproeven vonden we hoge percentages individuen (voornamelijk mannen) die ten minste vier of hoger scoorden op de BPS.1
Er is aanvullend onderzoek nodig rond het vaststellen van normen voor de BPS voor pornografisch gebruik, die kunnen variëren op basis van geslacht, leeftijd en mogelijk andere sociaaleconomische factoren. Verder evolueert er nog steeds onderzoek naar de studie van pornografisch gebruik, en er is meer werk nodig om zowel risico- als beschermende factoren die verband houden met PPU te identificeren. Verder zou de rekrutering van grote, vrouwelijke monsters een beter onderzoek van mogelijke geslachtseffecten mogelijk maken bij het bestuderen van PPU in niet-klinische en klinische monsters. Er is met name behoefte aan onderzoek naar PPU onder vrouwen die melding maken van een hoog niveau van pornografisch gebruik (dwz dagelijks, meerdere keren per dag). Deze groep was niet gelijk vertegenwoordigd in onze steekproeven en over de hele linie rapporteerden vrouwen die pornografie gebruikten doorgaans lagere niveaus in vergelijking met mannen. Resultaten die specifiek zijn voor vrouwen, moeten in het algemeen worden gewaarschuwd, aangezien onze resultaten waarschijnlijk werden beïnvloed door de kleine steekproefomvang, en verder onderzoek naar gendergerelateerde verschillen bij PPU-vrouwen wordt aanbevolen. Zoals is gedaan in een recente studie (Bőthe et al. 2020), raden we ook aan om geslachtsinvariantietests 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 de studie meerdere beperkingen. Ten eerste, hoewel vier van de vijf steekproeven vrouwen omvatten, is aanvullend onderzoek naar PPU onder vrouwen en diverse bevolkingsgroepen nodig om rekening te houden met gender- en diversiteitsgerelateerde overwegingen. Voorlopige gegevens suggereren dat vrouwen zeven keer minder kans hebben dan mannen om een behandeling voor PPU (Lewczuk, Szmyd, Skorko en Gola, 2017). Een bijkomende beperking is dat we alleen een steekproef van heteroseksuele Poolse mannen hebben gerekruteerd voor het bepalen van de klinische cut-off score voor de BPS, en toekomstig werk is nodig om de drempel te bepalen voor zowel vrouwen als klinische populaties uit andere landen en individuen van verschillende seksuele oriëntaties. Op dit moment hebben we geen aanwijzingen dat er verschillende afkappunten voor mannen en vrouwen of andere specifieke groepen zouden moeten zijn. We vermoeden dat verdere studie van PPU onder grote, diverse steekproeven van mannen en vrouwen, populaties van seksuele en genderminderheden en andere groepen, inclusief klinische en niet-klinische steekproeven, zal helpen bij het identificeren van optimale cut-off scores voor het identificeren van personen met waarschijnlijke 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 het BPS als een klinisch hulpmiddel moet los worden gezien van het nut ervan als hulpmiddel om PPU in populatiestudies te begrijpen. Meer ter zake, toekomstig werk moet specifiek het beste gebruik en de beste interpretatie van BPS-scores in klinische versus niet-klinische monsters onderzoeken en beschrijven. Zoals elders besproken (Kraus & Sweeney, 2019), is het belangrijk om PPU onder behandelzoekende personen te onderzoeken en de motieven te begrijpen die ten grondslag liggen aan behandelzoekgedrag. Zowel motivaties als belemmeringen voor de zorg voor PPU zijn nog niet volledig onderzocht en behoeven extra aandacht. Momenteel stellen we voor om een positieve screening op de BPS niet te interpreteren als diagnostisch voor een onderliggende psychische stoornis. Aangezien de BPS geen vragen stelt over interferentie in belangrijke levensgebieden zoals beschreven in de diagnostische criteria voor CSBD, moet een dergelijke beoordeling klinisch worden uitgevoerd voor personen die positief screenen op de BPS. Toekomstig onderzoek is nodig om de BPS onder verschillende populaties te testen en te valideren met behulp van zowel webgebaseerde als persoonlijke ontwerpen. Andere factoren, zoals morele incongruentie en psychiatrische (middelengebruik, bipolaire) en medische aandoeningen (dementie, Parkinson), moeten in overweging worden genomen bij het beoordelen van PPU en het overwegen van behandelingsaanbevelingen (Brand, Antons, Wegmann en Potenza, 2019; Grubbs & Perry, 2019; Grubbs, Perry, Wilt, & Reid, 2019c; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament, & Kraus, 2018b; Kraus & Sweeney, 2019). Onderzoekers (Štulhofer, Bergeron en Jurin, 2016a; Štulhofer, Jurin en Briken, 2016b) hebben ook opgemerkt dat factoren zoals een hoog seksueel verlangen moeilijk te plagen bleven, afgezien van hyperseksualiteit, wat vragen oproept over hoe PPU wordt geconceptualiseerd. Verder onderzoek naar hoog seksueel verlangen en / of gedrag onder verschillende groepen is nodig, aangezien onderzoekers en clinici hulpmiddelen ontwikkelen om PPU nauwkeurig te beoordelen. Soortgelijke overwegingen bestaan voor het beoordelen van morele incongruentie 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#: | |||
| Bereiding: 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 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
Scoren. Een score van 4 ≥ wordt beschouwd als een positief scherm voor mogelijk problematisch pornografisch gebruik. Aanvullend onderzoek naar mogelijk problematisch pornografisch gebruik wordt aangemoedigd.
1Onder pornografiegebruikers van het afgelopen jaar 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).
2Van de pornografiegebruikers in het afgelopen jaar 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
beide, B., Toth-Kiraly, I., Zsila, A., Griffiths, MD, Demetrovica, Z., & Russisch, G. (2018). De ontwikkeling van de consumptieschaal voor problematische pornografie (PPCS). The Journal of Sex Research, 55, 395-406.
Brand, M., Antons, S., wegmann, E., & Potenza, MN (2019). Theoretische aannames over pornografische problemen als gevolg van morele incongruentie en mechanismen van verslavend of dwangmatig gebruik van pornografie: zijn de twee 'voorwaarden' theoretisch zo verschillend als gesuggereerd? Archives of Sexual Behavior, 48, 417-423.
Böthe, B., Tóth-Király, I., Demetrovica, Z., & Russisch, G. (2020). De korte versie van de consumptieschaal voor problematische pornografie (PPCS-6): een betrouwbare en geldige maatstaf voor algemene en behandelingszoekende populaties. The Journal of Sex Research, 1-11.
Böthe, B., Toth-Kiraly, I., Russisch, G., Potenza, MN, & Demetrovica, Z. (2020) Het gebruik van hoogfrequente pornografie hoeft niet altijd problematisch te zijn. The Journal of Sexual Medicine, 17(4) 793-811.
Böthe, B., Tóth-Király, I., Potenza, MN, Griffiths, MD, Russisch, G., & Demetrovica, Z. (2019). De rol van impulsiviteit en dwangmatigheid opnieuw bekijken in problematisch seksueel gedrag. The Journal of Sex Research, 56, 166-179.
Clark, LA, & Watson, D. (1995). Validiteit opbouwen: basisvraagstukken bij objectieve schaalontwikkeling. Psychologische beoordeling, 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 verkennende factoranalysepraktijken in organisatieonderzoek. Organisatorische onderzoeksmethoden, 6, 147-168.
Costello, AB, & Osborne, J. (2005). Best practices in verkennende factoranalyse: vier aanbevelingen om het meeste uit uw analyse te halen. Praktische beoordeling, onderzoek en evaluatie, 10, 1-9.
cyders, MA, Littlefield, AK, Coffey, S., & Karyadi, KA (2014). Onderzoek van een korte Engelse versie van de UPPS-P impulsieve gedragsschaal. Verslavend gedrag, 39, 1372-1376.
Decker, SE, Hof, R., Martin, S., Mazuur, CM, Park, CL, Porter, E., (2019). Is ontregeling van emoties geassocieerd met zelfmoordgedachten bij veteranen na 9/11? Archieven van zelfmoordonderzoek, 1-15. E-pub.
Dickenson, JA, Gleason, N., Coleman, E., & Mijnwerker, MH (2018). Prevalentie van distress geassocieerd met moeite om seksuele driften, gevoelens en gedrag in de Verenigde Staten onder controle te houden. JAMA Network Open, 1, e184468-e184468.
sheets, M., Sescous, G., Potenza, MN, Duda, A., Lew Starowicz, M., koffer, M., (2020). Verschillen in volume van grijze stof in impulsbeheersing en verslavingsstoornissen. PsyArchiv.
Fernandez, DP, & Griffiths, MD (2019). Psychometrische instrumenten voor problematisch pornografisch gebruik: een systematische review. Evaluatie en de gezondheidsberoepen, 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 inventaris: ontwikkeling en validatie van een korte versie. Psychologische beoordeling, 14, 485-496.
Gibbon, M., Spitzer, RL, Williams, JB, Benjamin, LS, & Voornaam*, MB (1997). Gestructureerd klinisch interview voor DSM-IV as II persoonlijkheidsstoornissen (SCID-II). Ben Psych Pub.
Gola, M., Kowalewski, E., Woordecha, M., Lew Starowicz, M., kraus, S., & Potenza, M. (2018). Bevindingen van het Poolse veldonderzoek naar dwangmatige seksuele gedragsstoornissen. in Paper gepresenteerd in het Journal of Behavioral Addictions.
Gola, M., Lew Starowicz, M., sheets, M., & Kowalewski, E. (2019). Vergelijking van effecten van farmacologische en psychologische behandeling van CSBD. Journal of Behavioral Verslavingen, 8, 65.
Gola, M., Lewczuk, K., & Skorko, M. (2016). Wat is belangrijk: hoeveelheid of kwaliteit van pornografisch gebruik? Psychologische en gedragsfactoren bij het zoeken naar behandeling voor problematisch pornografisch gebruik. The Journal of Sexual Medicine, 13, 815-824.
Gola, M., & Potenza, MN (2018). Het bewijs van de pudding zit in de proeverij: 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., Woordecha, M., Sescous, G., Lew Starowicz, M., Kossowski, B., Wypych, M., (2017). Kan pornografie verslavend zijn? Een fMRI-studie van mannen die een behandeling zoeken voor problematisch gebruik van pornografie. 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, havik, M., Fineberg, NA, fontenel, LF, Matsunaga, H., Kalfsvlees, D., (2014). Impulscontrolestoornissen en "gedragsverslavingen" in de ICD-11. Wereldpsychiatrie, 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. (2019). Zelfidentificatie als pornoverslaafde: onderzoek naar de rol van pornografisch gebruik, religiositeit en morele incongruentie. Seksuele verslaving en compulsiviteit, 25, 269-292.
Grubbs, JB, kraus, SW, & Perry, SL (2019b). Zelfgerapporteerde verslaving aan pornografie in een landelijk representatief voorbeeld: de rollen van gebruiksgewoonten, religiositeit en morele incongruentie. Journal of Behavioral Verslavingen, 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 groeicurve-analyses. Journal of Abnormal Psychology, 129, 266-278.
Grubbs, JB, & Perry, SL (2019). Morele incongruentie en gebruik van pornografie: een kritische beoordeling en integratie. The Journal of Sex Research, 56, 29-37.
Grubbs, JB, Perry, SL, Wilt, JA, & Reid, RC (2019c). Pornografische problemen door morele incongruentie: een integratief model met een systematische review en meta-analyse. Archives of Sexual Behavior, 48, 397-415.
Grubbs, JB, Sessomen, J., Wheeler, DM, & Volk, F. (2010). De inventarisatie van cyberporno-gebruik: de ontwikkeling van een nieuw beoordelingsinstrument. Seksuele verslaving en compulsiviteit, 17, 106-126.
Grubbs, JB, Volk, F., Exline, JJ, & Pargament, KI (2015). Gebruik van internetporno: ervaren verslaving, psychisch leed en de validatie van een korte maatregel. Journal of Sex Martial Therapy, 41, 83-106.
Grubbs, JB, Warme, B., Tosi, J., James, AS, & Campbell, WK (2019d). Morele hoogstandjes in het publieke discours: motieven voor het zoeken naar status als een mogelijk verklarend mechanisme bij het voorspellen van conflicten. PloS One, 14(10), e0223749.
Grubbs, JB, Wilt, JA, Exline, JJ, & Pargament, KI (2018). Het gebruik van pornografie in de loop van de tijd voorspellen: is zelfgerapporteerde "verslaving" van belang? Verslavend gedrag, 82, 57-64.
Grubbs, JB, Wilt, JA, Exline, JJ, Pargament, KI, & kraus, SW (2018b). Morele afkeuring en vermeende verslaving aan internetpornografie: een longitudinaal onderzoek. Addiction, 113, 496-506.
holas, P., sheets, M., Kowalewski, E., Lewczuk, K., & Gola, M. (2020). Op mindfulness gebaseerde terugvalpreventie-studie voor compulsieve seksuele gedragsstoornis. PsyArchiv.
James, LM, Stroom, TQ, & Leskela, J. (2014). Risicogedrag en impulsiviteit bij veteranen met en zonder PTSD en milde TBI. Militaire geneeskunde, 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.
Cor, A., Fogel, Y., Reid, RC, & Potenza, MN (2013). Moet hyperseksuele stoornis worden geclassificeerd als een verslaving? Seksuele verslaving en compulsiviteit, 20, 27-47.
Cor, A., Zilcha-Mano, S., Fogel, Ja, Mikulicer, M., Reid, RC, & Potenza, MN (2014). Psychometrische ontwikkeling van de schaal voor problematisch pornografisch gebruik. Verslavend gedrag, 39, 861-868.
Kowalewski, E., kraus, SW, Lew Starowicz, M., Gustavsson, K., & Gola, M. (2019). Welke dimensies van menselijke seksualiteit zijn gerelateerd aan compulsieve seksueel gedragsstoornis (CSBD)? Bestudeer 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., Voornaam*, MB, Stein, DJ, Kaplan, MEVROUW, (2018). Dwangmatige seksuele gedragsstoornis in de ICD-11. Wereldpsychiatrie, 17, 109-110.
kraus, SW, Martin, S., & Potenza, MN (2016). Klinische kenmerken van mannen die geïnteresseerd zijn in behandeling voor pornografie. Journal of Behavioral Verslavingen, 5, 169-178.
kraus, SW, Martin, S., Potenza, MN, Park, C., Merrell, JD, & Hof, RA (2017). Onderzoek naar dwangmatig seksueel gedrag en psychopathologie onder een steekproef van Amerikaanse mannelijke en vrouwelijke militaire veteranen na hun dienstverband. Militaire psychologie, 29, 143-156.
kraus, SW, Meshberg-Cohen, S., Martin, S., Quinones, LJ, & Potenza, MN (2015). Behandeling van compulsief pornografisch gebruik met naltrexon: een casusrapport. American Journal of Psychiatry, 172, 1260-1261.
kraus, SW, Potenza, MN, Martin, S., & Grant, JE (2015b). Onderzoek naar de psychometrische eigenschappen van de Yale-Brown Obsessive-Compulsive Scale in een steekproef van gebruikers van dwangmatige pornografie. Compr Psychiatry, 59, 117-122.
kraus, S., & Rosenberg, H. (2014). De vragenlijst over pornografie: psychometrische eigenschappen. Archives of Sexual Behavior, 43, 451-462.
kraus, SW, & Sweeney, PJ (2019). Het doelwit raken: overwegingen voor differentiële diagnose bij de behandeling van individuen voor problematisch gebruik van pornografie. 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, & Bloem, SB (1987). The South Oaks Gambling Screen (SOGS): een nieuw instrument voor de identificatie van pathologische gokkers. Amerikaans tijdschrift voor psychiatrie, 144, 1184-1188.
Lewczuk, K., Szmyd, J., Skorko, M., & Gola, M. (2017). Behandeling op zoek naar problematisch pornografisch gebruik door vrouwen. Journal of Behavioral Verslavingen, 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., smid, G., Whiteside, S., & cyders, M. (2006). De UPPS-P: vijf persoonlijkheidsroutes beoordelen op impulsief gedrag. West Lafayette.
Oogst, J., Potenza, MN, shirk, SD, Hof, RA, Park, CL, & kraus, SW (2019). Psychopathologie en hyperseksualiteit bij veteranen met en zonder geschiedenis van alcoholgebruiksstoornissen. American Journal over verslavingen, 28, 398-404.
Smal, WE, Clarke, DE, Kuramoto, SJ, Kraemer, HC, koperen, DJ, Greiner, L., (2013). DSM-5 veldproeven in de Verenigde Staten en Canada, deel III: Ontwikkeling en betrouwbaarheidstest van een transversale symptoombeoordeling voor DSM-5. American Journal of Psychiatry, 170, 71-82.
Noor, SW, Rosser, BS, & Erickson, DJ (2014). Een korte schaal om problematisch seksueel expliciet mediagebruik te meten: psychometrische eigenschappen van de Compulsive Pornography Consumption (CPC) -schaal bij mannen die seks hebben met mannen. Seksuele verslaving en compulsiviteit, 21, 240-261.
Poprawa, R. (2014). Znaczenie impulsywności dla stopnia zaangażowania młodych mężczyzn w picie alcohol. Alcoholisme en drugsverslaving, 27, 31-54.
Reid, RC, Timmerman, BN, haak, JN, Garos, S., Manning, JC, Gilliland, R., (2012). Rapport van bevindingen in een DSM ‐ 5 veldonderzoek voor 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 pornografie consumptievoorraad in een steekproef van hyperseksuele mannen. Journal of Sex & Marital Therapy, 37, 359-385.
Rosenberg, H., & kraus, S. (2014). De relatie tussen 'gepassioneerde gehechtheid' voor pornografie met seksuele dwangmatigheid, gebruiksfrequentie en verlangen naar pornografie. Verslavend gedrag, 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, Van de bron, JR, & Grant, M. (1993). Ontwikkeling van de identificatietest voor alcoholgebruiksstoornissen (AUDIT): WHO-samenwerkingsproject voor de vroege detectie 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). Dwangmatig seksueel gedrag en psychopathologie bij behandelingszoekende mannen in São Paulo, Brazilië. Psychiatrie onderzoek, 209, 518-524.
Schneeweiss, H., & Mathes, H. (1995). Factoranalyse en belangrijkste componenten. Tijdschrift voor multivariate analyse, 55, 105-124.
Scoglio, AA, shirk, SD, Hof, RA, Potenza, MN, Mazuur, CM, Park, CL, (2017). Genderspecifieke risicofactoren voor psychopathologie en verminderd functioneren in een post-9/11-veteranensteekproef. Journal of Interpersonal Violence. E-pub.
smid, PH, Potenza, MN, Mazuur, CM, McKee, SA, Park, CL, & Hof, RA (2014). Dwangmatig seksueel gedrag bij mannelijke militaire veteranen: Prevalentie en daarmee samenhangende klinische factoren. Journal of Behavioral Verslavingen, 3, 214-222.
Štulhofer, A., Bergeron, S., & Jurin, T. (2016). 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.
Tulband, JL, Potenza, MN, Hof, RA, Martin, S., & kraus, SW (2017). Psychische stoornissen, zelfmoordgedachten en seksueel overdraagbare infecties onder veteranen na uitzending die digitale sociale media gebruiken voor het zoeken naar seksuele partners. Verslavend gedrag, 66, 96-100.
Tulband, JL, shirk, SD, Potenza, MN, Hof, RA, & kraus, SW (2020). Het online plaatsen van seksueel expliciete afbeeldingen of video's van zichzelf wordt geassocieerd met impulsiviteit en hyperseksualiteit, maar niet met psychopathologische metingen bij een steekproef van Amerikaanse veteranen. The Journal of Sexual Medicine, 17, 163-167.
Woordecha, M., Wilko, M., Kowalewski, E., Skorko, M., apiński, A., & Gola, M. (2018). "Pornografische onzin" als een belangrijk kenmerk van mannen die een behandeling zoeken voor dwangmatig seksueel gedrag: Kwalitatief en kwantitatief 10-week durende dagboekbeoordeling. Journal of Behavioral Verslavingen, 7, 433-444.
Wereld Heatlh Organization (2018). ICD-11 voor mortaliteits- en morbiditeitsstatistieken. Opgehaald op 20 maart 2020 van: https://icd.who.int/browse11/l-m/en.
Wright, PJ (2013). Amerikaanse mannen en pornografie, 1973–2010: consumptie, voorspellers, correlaten. The Journal of Sex Research, 50, 60-71.
;
