Abstrakcyjny
Tło i cele
Aby zająć się obecnymi lukami w badaniach przesiewowych pod kątem problematycznego wykorzystania pornografii (PPU), początkowo opracowaliśmy i przetestowaliśmy sześciopunktowy Brief Pornography Screen (BPS), który pytał o PPU w ciągu ostatnich sześciu miesięcy.
Metody i uczestnicy
Zrekrutowaliśmy pięć niezależnych próbek z USA i Polski do oceny właściwości psychometrycznych BPS. W badaniu 1 oceniliśmy strukturę czynnikową, wiarygodność i elementy trafności na próbie 224 amerykańskich weteranów. Jedna pozycja z BPS została usunięta w Badaniu 1 z powodu niskiego poparcia dla pozycji. W badaniach 2 i 3 zbadaliśmy dalej pięciopunktową strukturę czynnikową BPS i oceniliśmy jego wiarygodność i trafność w dwóch reprezentatywnych próbach krajowych w USA (N = 1,466, N = Odpowiednio 1,063). W badaniu 4 potwierdziliśmy strukturę czynnikową oraz oceniliśmy jej trafność i rzetelność na próbie 703 dorosłych Polaków. W badaniu 5 obliczyliśmy sugerowany punkt odcięcia dla badania przesiewowego na próbie 105 pacjentów płci męskiej poszukujących leczenia kompulsywnego zaburzenia zachowania seksualnego (CSBD).
Efekt
Wyniki analizy głównych składowych i konfirmacyjnej analizy czynnikowej potwierdziły jednoczynnikowe rozwiązanie, które zapewniło wysoką spójność wewnętrzną (α = 0.89–0.90) i analizuje dalsze obsługiwane elementy konstrukcji, zbieżności, trafności kryterium i dyskryminacji nowo opracowanego ekranu. Wyniki z krzywej charakterystyki operacyjnej odbiornika (ROC) sugerowały punkt odcięcia wynoszący cztery lub więcej w celu wykrycia możliwego PPU.
wnioski
BPS wydaje się być psychometrycznie zdrowy, krótki i łatwy w użyciu w różnych warunkach, z dużym potencjałem do zastosowania w populacjach w międzynarodowych jurysdykcjach.
Wprowadzenie
Obecnie klinicyści i badacze toczą poważną debatę dotyczącą tego, jak najlepiej klasyfikować nadmierne / problematyczne zaangażowanie w zachowania seksualne (Kraus, Voon i Potenza, 2016b), a uczeni zaproponowali klasyfikacje, w tym zaburzenia hiperseksualne (Kafka, 2010), zaburzenie kontroli impulsów (Grant i in., 2014; Kraus i wsp., 2018), nieparafiliczne kompulsywne zaburzenia zachowania seksualnego (CSBD) (Coleman, Raymond i McBean, 2003) lub uzależnienie behawioralne (Kor, Fogel, Reid i Potenza, 2013). Problematyczne wykorzystanie pornografii (PPU) można pogrupować z innymi zachowaniami seksualnymi spełniającymi kryteria diagnostyczne CSBD zdefiniowane w ICD-11 (Kraus i wsp., 2018). CSBD jest opisywane jako uporczywy wzorzec niepowodzenia w kontrolowaniu intensywnych, powtarzających się impulsów lub popędów seksualnych, skutkujący powtarzającymi się zachowaniami seksualnymi przez dłuższy okres (np. 6 miesięcy lub dłużej), które generują wyraźny niepokój lub upośledzenie w życiu społecznym, zawodowym lub innym ważnym obszary funkcjonowania (Kraus i wsp., 2018; Światowa Organizacja Zdrowia, 2018). W obecnym badaniu oceniano właściwości psychometryczne nowo opracowanego skriningu samooceny, zaprojektowanego do oceny prawdopodobnej PPU w pięciu próbkach składających się z nieklinicznych i klinicznych dorosłych.
Szacunki częstości występowania CSBD w populacjach klinicznych i nieklinicznych pozostają nieuchwytne (Gola & Potenza, 2018; Kraus, Voon i in., 2016b). Niedawne badanie przeprowadzone na 2,325 dorosłych Amerykanach wykazało, że 8.6% reprezentatywnej próby (7.0% kobiet i 10.3% mężczyzn) potwierdziło klinicznie istotny poziom stresu i / lub upośledzenia związanego z obawami dotyczącymi kontrolowania uczuć, popędów i zachowań seksualnych (Dickenson, Gleason, Coleman i Miner, 2018). W przypadku korzystania z pornografii dane z reprezentatywnej próby 2,075 internautów w USA wykazały, że około połowa (n = 1,056) zgłosiło użycie pornografii w ciągu ostatniego roku, a 11% mężczyzn i 3% kobiet zgłosiło „uzależnienie od pornografii” (Grubbs, Kraus i Perry, 2019b). Wstępne dowody zebrane od amerykańskich weteranów wojskowych sugerowały podwyższony wskaźnik kompulsywnych zachowań seksualnych (Smith i wsp., 2014); jednak badania zazwyczaj nie badały PPU wśród weteranów amerykańskich, grupy z dużą liczbą chorób współistniejących i impulsywnością (James, Strom i Leskela, 2014).
Ponadto wśród osób szukających leczenia z powodu CSBD większość (> 80%) zgłasza obawy związane z używaniem pornografii (Gola i wsp., 2018; Kraus, Potenza, Martino i Grant, 2015b; Reid i wsp., 2012; Scanavino i in., 2013). W przypadku tych osób PPU często charakteryzuje się pragnieniem, zmniejszoną samokontrolą, upośledzeniem funkcjonowania i wykorzystaniem pornografii w celu radzenia sobie z lękiem lub nastrojem dysforycznym (Kraus, Martino i Potenza, 2016a; Wordecha i in., 2018). Osoby szukające leczenia z powodu PPU i innych zachowań seksualnych często zgłaszają obawy psychiatryczne, w tym depresję, lęk i zaburzenia związane z używaniem substancji (Kraus, Potenza i in., 2015b).
Aby zidentyfikować PPU, opracowano i przetestowano wiele skal samoopisowych, w tym Skalę Problematycznego Wykorzystania Pornografii (PPUS) (Kor i wsp., 2014), Skala konsumpcji kompulsywnej pornografii (CPC) (Noor, Rosser i Erickson, 2014), Inwentarz wykorzystania cyber-pornografii (CPUI / CPUI-9) (Grubbs, Sessoms, Wheeler i Volk, 2010; Grubbs, Volk, Exline i Pargament, 2015), Wykaz konsumpcji pornografii (PCI) (Reid, Li, Gilliland, Stein i Fong, 2011b), Kwestionariusz głodu pornografii (PCQ) (Kraus i Rosenberg, 2014) i problematycznej skali konsumpcji pornografii (PPCS) (Bothe i in., 2018) i problematyczna skala konsumpcji pornografii (PPCS-6) (Bőthe, Tóth-Király, Demetrovics i Orosz, 2020). Chociaż każdy z nich ma mocne strony, wiele z tych kwestionariuszy samooceny ma ograniczenia i często nie zostało poddanych rygorystycznym testom psychometrycznym (zob. Fernandez i Griffiths, 2019 do dyskusji na temat środków związanych z pornografią). Na przykład, zazwyczaj opracowywano je i testowano na nieklinicznych, wygodnych próbkach w krajach zachodnich, często brakuje ujednoliconych ram teoretycznych lub diagnostycznych, oceniają liczne i rozbieżne domeny objawów i nie mają sugerowanego klinicznego punktu odcięcia do określenia którzy powinni zostać poddani dalszej ocenie przez specjalistów ds. zdrowia psychicznego Chociaż problemy te dotyczą same w sobie, są one jeszcze bardziej niepokojące w świetle rozpoznania diagnostycznego CSBD. W czerwcu 2019 roku CSBD został oficjalnie dodany do ICD-11 (Światowa Organizacja Zdrowia, 2018), a ze względu na częste współwystępowanie PPU, opracowanie krótkich, solidnych i psychometrycznie solidnych instrumentów przesiewowych dla PPU jest bardzo potrzebne, aby zająć się obecnymi lukami w tej dziedzinie.
Cele pracy
W świetle opisanych powyżej ograniczeń, niniejsza praca opisuje rozwój krótkiego instrumentu przesiewowego Brief Pornography Screen (BPS) do identyfikacji PPU w pięciu niezależnych badaniach. W badaniu 1 zbadaliśmy zgodność ocen 283 amerykańskich weteranów wojskowych z proponowanymi pozycjami, przeprowadziliśmy analizę głównych elementów oraz oceniliśmy wewnętrzną wiarygodność i trafność BPS. W badaniu 2 skorzystaliśmy z usługi Omnibus dostarczanej przez Qualtrics Survey Software, aby zrekrutować 2,075 dorosłych Amerykanów zgodnych z reprezentatywnymi normami Stanów Zjednoczonych w celu ponownego potwierdzenia jednoczynnikowej struktury ekranu, oceny jego wewnętrznej niezawodności i zbadania relacji między BPS a miary psychopatologii. W badaniu 3 wykorzystaliśmy usługę panelu Turkprime do ponownej oceny struktury czynnika BPS u 1,063 dorosłych Amerykanów, ponownie dopasowanych do reprezentatywnych norm i zbadaliśmy korelacje z miarami psychopatologii. W badaniu 4 zrekrutowaliśmy 703 dorosłych Polaków mieszkających w społeczności, aby potwierdzić strukturę czynnikową w próbie spoza Stanów Zjednoczonych oraz ocenić wewnętrzną spójność i trafność. W próbie 5 zbadaliśmy charakterystykę kliniczną 105 pacjentów płci męskiej w Polsce zgłaszających się do leczenia PPU w celu ustalenia zalecanego klinicznego punktu odcięcia. Rekrutacja na wszystkie studia została szerzej omówiona w Materiały dodatkowe.
Analizy statystyczne do badań 1–5
W badaniach 1 i 4 użyliśmy SPSS-19 do statystyk opisowych, chi-kwadrat, analizy głównych składowych, korelacji czasu iloczynu Pearsona, ANCOVA i niezależnych t-Testy.
W badaniach 2 i 3 przeprowadziliśmy nasze modele CFA przy użyciu lavaanu (Rosseel, 2011) pakiet dla R, wykorzystujący estymację metodą najmniejszych kwadratów ważoną po przekątnej, która nie zakłada normalności ani homoskedastyczności reszt i jest preferowana dla danych porządkowych (Flora & Curran, 2004). W badaniu 5 użyliśmy SPSS-19 do przeprowadzenia analizy krzywej charakterystyki operacyjnej odbiornika (ROC).
badanie 1
Metoda wykonania
Procedura i uczestnicy
Badanie 1 przeprowadzono na danych z projektu Survey of Experiences of Returning Veterans (SERV), w ramach którego rekrutowano weteranów wojskowych w całych Stanach Zjednoczonych (Kraus i wsp., 2017; Smith i wsp., 2014). Ogólne procedury stosowane do rekrutacji uczestników i prowadzenia projektu SERV zostały opisane w innym miejscu (Kraus i wsp., 2017). Wymagania kwalifikacyjne do studiowania były następujące: (a) oddzielony (zwolniony) z sił zbrojnych USA; b) weteran Iraku, Afganistanu lub epok sąsiednich; c) ma co najmniej 18 lat; (d) anglojęzyczny; oraz (e) mieszkający w Stanach Zjednoczonych. Fragmenty tego zbioru danych zostały wcześniej opublikowane w następujących artykułach (Decker i in., 2019; Moisson i in., 2019; Scoglio i in., 2017; Turban, Potenza, Hoff, Martino i Kraus, 2017, Turban, Shirk, Potenza, Hoff i Kraus, 2020), ale żaden z tych artykułów nie dotyczył struktury ani ważności BPS.
Charakterystyka próbki
Spośród 283 ankietowanych uczestników większość stanowili mężczyźni (70.6%, n = 197) ze średnią wieku 35.1 (SD = 9.2) lat. Przykładowe charakterystyki są wymienione w Dodatkowa tabela 1.
Środki
Pierwszy autor opracował początkowe sześć pozycji na BPS jako możliwą miarę PPU w próbkach weteranów amerykańskich. Pozycje te były początkowo generowane, gdy pierwszy autor kończył staż podoktorski z psychologii. Pozycje zostały wygenerowane w oparciu o interakcje kliniczne z pacjentami i kontynuację pracy z wcześniejszych badań nad klinicznymi korelatami PPU (patrz Kraus, Martino i in., 2016a; Kraus i Rosenberg, 2014). Następnie proponowane pozycje zostały skrzyżowane i sprawdzone przez dwóch innych członków zespołu przed zbadaniem w badaniu 1.
W badaniu 1 uczestnicy otrzymali BPS, który miał na celu identyfikację osób zgłaszających problemy związane z używaniem pornografii. Początkowa skala składała się z sześciu pozycji. Uczestników zapytano: „Czy w ciągu ostatnich 6 miesięcy przydarzyła Ci się którakolwiek z tych sytuacji w związku z używaniem przez Ciebie pornografii?” Odpowiedzi na pozycje wynosiły 0 (nigdy), 1 (sporadycznie) i 2 (bardzo często), z zakresem punktacji od 0 do 12. Zobacz Tabela 1 dokładne brzmienie BPS.
Tabela 1.Badanie 1, Częstotliwość zgodności dla sześciu pozycji Brief Pornography Screen (BPS) wśród amerykańskich weteranów (N = 222)
| szt | Nigdy (%) | Sporadycznie (%) | Bardzo często (%) | M (SD) | Macierz komponentów |
| Używasz pornografii częściej, niż chcesz. | 60.5 | 29.6 | 9.9 | 1.49 (0.67) | 0.80 ∗ |
| Próbowałeś „ograniczyć” lub przestać używać pornografii, ale nie udało Ci się. | 73.5 | 18.8 | 7.2 | 1.33 (0.61) | 0.82 ∗ |
| Trudno jest oprzeć się silnym pragnieniom korzystania z pornografii. | 61.9 | 28.7 | 9.0 | 1.47 (0.66) | 0.84 ∗ |
| Używasz pornografii, aby radzić sobie z silnymi emocjami (np. Smutkiem, złością, samotnością itp.). | 68.6 | 20.2 | 10.8 | 1.42 (0.68) | 0.73 ∗ |
| Nadal korzystasz z pornografii, mimo że czujesz się z tego powodu winny. | 61.4 | 25.6 | 12.6 | 1.51 (0.71) | 0.76 ∗ |
| Ludzie wyrażają zaniepokojenie w związku z używaniem przez Ciebie pornografii. | 90.6 | 5.8 | 3.1 | 1.12 (0.41) | 0.49 |
Note. Obciążenia komponentów zaznaczone pogrubioną czcionką oznaczają większe obciążenia tego komponentu. Brak danych o dwóch uczestnikach.
Składnik 1 = 3.75; Procent wariancji = 62.5%.
∗W ostatecznej wersji zachowano pogrubione elementy.
M = średnia; SD = odchylenie standardowe.
Skorzystaliśmy również z Kwestionariusza dotyczącego zachowań seksualnych i historii pornografii (Rosenberg i Kraus, 2014) w celu oceny historii seksualnej uczestników i cech korzystania z pornografii, PCQ (Kraus i Rosenberg, 2014) do oceny głodu pornografii (α = 0.83) i PPUS (Kor i wsp., 2014) do oceny cech związanych z PPU (α = 0.83). Skala Zachowania Impulsywnego UPPS-P (Cyders, Littlefield, Coffey i Karyadi, 2014; Lynam, Smith, Whiteside i Cyders, 2006) to 45-punktowy kwestionariusz oceniający ogólną impulsywność (α = 0.80) i premedytacja (brak) (α = 0.84), negatywna pilność (α = 0.81), dodatnia pilność (α = 0.81), Poszukiwanie wrażeń (α = 0.84) i wytrwałość (brak) składników (α = 0.83) oraz Inwentarz zachowań hiperseksualnych (HBI) (Reid, Garos i Carpenter, 2011a) do pomiaru cech hiperseksualności (α = 0.82). Dodatkowe pytanie oceniało zainteresowanie weteranów leczeniem z powodu określonych zachowań CSBD (np. Kompulsywna pornografia, przypadkowy / anonimowy seks itp.).
Etyka
Instytucjonalna Komisja Rewizyjna Departamentu Spraw Weteranów zatwierdziła badanie. Wszyscy uczestnicy wyrazili świadomą pisemną zgodę przed udziałem w badaniu.
Efekt
Wykorzystywanie pornografii i praktyki seksualne wśród weteranów
Dwadzieścia jeden procent (n = 59) uczestników zgłosiło, że nigdy nie oglądali pornografii. Około 51% (n = 42) kobiet wskazało, że nigdy nie korzystały z pornografii w porównaniu z 8.6% mężczyzn (n = 17), χ2 (5) = 96.15, P <0.001, Cramer V = 0.59. Ponieważ obecne badanie koncentrowało się na psychometrycznej ocenie BPS w celu oceny PPU, usunęliśmy z badania tych 59 nieużytkowników pornografii, pozostawiając 220 osób do dalszych analiz.
Redukcja pozycji i struktura czynników na krótkim ekranie pornografii (BPS)
Najpierw przeprowadziliśmy redukcję pozycji, badając korelacje pozycja-suma pierwszych sześciu pozycji (Tabela 1). Wszystkie pozycje były umiarkowanie skorelowane (rs = 0.31–0.70, P <0.001), co sugeruje, że na tej podstawie nie można wyeliminować żadnego. Po drugie, zbadaliśmy liczebność częstotliwości dla każdego poziomu zgodności dla każdego z sześciu elementów BPS w celu zidentyfikowania wszelkich pozycji, które były „niezrównoważone” (Clark i Watson, 1995). Stosując tę zasadę podejmowania decyzji, jeden element („Ludzie wyrazili zaniepokojenie”) był odpowiedni do wyeliminowania; jednak poddaliśmy wszystkie sześć pozycji analizie głównych komponentów (bez rotacji) w celu dalszej redukcji pozycji.
Analiza głównych składowych (PCA) jest często używana do redukcji pozycji w rozwoju skali, a PCA i eksploracyjna analiza czynnikowa (EFA) często dają podobne wyniki (Schneeweiss & Mathes, 1995). Ze względu na prostotę BPS (pierwotnie 6 pozycji) i jego jedyny podstawowy czynnik, naszym celem było po prostu zmniejszenie liczby pozycji przy zachowaniu jak największej pierwotnej wariancji (Conway i Huffcutt, 2003). Gdyby jednak BPS obejmował wiele czynników, a nas interesował związek między tymi czynnikami, rozważono by EFA lub modelowanie równań strukturalnych (SEM). Poniżej przedstawiamy wyniki dla PCA.
Wyniki dały tylko jeden składnik o wartości własnej 3.75, co stanowiło 62.5% całkowitej wariancji (Tabela 1). Tylko wcześniej zidentyfikowana pozycja niezrównoważona nie miała wysokich ładunków (≥0.50) i zbiorowości (> 0.40); używając tej reguły decyzji (Costello & Osborne, 2005) element został upuszczony. Pięć pozostałych pozycji miało wysoki współczynnik spójności wewnętrznej (α = 0.89), rzetelności złożonej (0.92) i umiarkowanej średniej korelacji między pozycjami (r = 0.62), potwierdzając jednowymiarowość BPS (Clark i Watson, 1995).
Konstrukcja, zbieżność, kryterium i dyskryminacyjna trafność BPS
Aby ocenić jeden element trafności konstruktu, najpierw zbadaliśmy, czy wyniki BPS zmieniały się w funkcji ilości oglądanej pornografii, po dostosowaniu do płci. Wyniki ANCOVA wskazały na znaczący główny wpływ na częstotliwość korzystania z pornografii, F (3, 216) = 14.32, P <0.001, częściowe η2 = 0.12. Korzystając z porównań post-hoc (poprawionych przez Bonferroniego) stwierdziliśmy, że codzienni użytkownicy pornografii (M = 4.39, SD = 2.10, SE = 0.48) mieli znacznie wyższe wyniki BPS niż cotygodniowi użytkownicy (M = 2.53, SD = 0.73, SE = 0.29), który z kolei miał wyższe wyniki BPS niż użytkownicy miesięczni (M = 1.45, SD = 0.36, SE = 0.25). Obliczyliśmy również korelacje momentowe produktu Pearsona, aby ocenić relacje między zmiennymi badanymi, a na poparcie zbieżnej trafności znaleźliśmy dodatnią i solidną korelację między wynikami PPUS i BPS (zob. Tabela 2 dla korelacji dwuwymiarowych według płci). Na poparcie trafności kryterium znaleźliśmy dodatnie, ale umiarkowane korelacje między wynikami BPS, HBI i PCQ. Na poparcie słuszności dyskryminacyjnej BPS był w dużej mierze niezwiązany z impulsywnością, chociaż w przypadku mężczyzn, a nie kobiet, negatywna i pozytywna pilność była pozytywnie, choć słabo związana z wynikami BPS.
Tabela 2.Badanie 1, Korelacje i średnie i odchylenia standardowe dla badanych zmiennych będących przedmiotem zainteresowania amerykańskich weteranów
| Zmienna | Krótki ekran pornografii | łodzie | |||
| Kobiety (n = 40) | Mężczyźni (n = 180) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| Krótki ekran pornografii | - | 0.80 (1.73) | - | 2.55 (2.87) | 0-10 |
| Kwestionariusz głodu pornografii | 0.32 ∗ | 2.03 (0.95) | 0.45 ∗∗ | 2.95 (1.34) | 1-7 |
| Problematyczna pornografia Użyj skali | 0.77 ∗∗ | 1.27 (0.50) | 0.75 ∗∗ | 1.92 (0.98) | 1-5.7 |
| Inwentarz zachowań hiperseksualnych | 0.66 ∗∗ | 27.1 (9.0) | 0.60 ∗∗ | 34.8 (15.4) | 18-95 |
| Ujemna pilność UPPS-P | 0.29 | 2.27 (0.51) | 0.30 ∗∗ | 2.36 (0.52) | 1.3-3.9 |
| UPPS-P Brak premedytacji | 0.11 | 2.07 (0.44) | -0.03 | 2.08 (0.40) | 1.2-3.3 |
| UPPS-P Brak wytrwałości | 0.18 | 1.79 (0.42) | 0.11 | 1.94 (0.48) | 1.0-3.4 |
| Poszukiwanie wrażeń UPPS-P | -0.02 | 2.61 (0.48) | 0.05 | 2.87 (0.37) | 1.2-4.0 |
| Pozytywna pilność UPPS-P | 0.22 | 1.94 (0.44) | 0.22 ∗∗ | 2.23 (0.48) | 1.1-3.6 |
Note. *P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = średnia; SD = odchylenie standardowe.
Leczenie zachowań seksualnych
Spośród 220 weteranów ankietowanych na temat oglądania pornografii (zob Dodatkowa tabela 1), dziewięciu wskazało, że jest zainteresowanych leczeniem PPU. Wszystkie osoby były płci męskiej (9 na 180 mężczyzn, 5%). Średni wynik BPS dla pozostałych pięciu pozycji dla dziewięciu mężczyzn wyniósł 6.67 (SD = 2.95). Wszystkie kolejne Badania (2–5) wykorzystywały pięciopunktowy BPS do swoich analiz, ponieważ zostały przeprowadzone po badaniu 1.
badanie 21
Metoda wykonania
Procedury i uczestnicy
Korzystając z usługi Omnibus dostarczanej przez Qualtrics Survey Software, zrekrutowaliśmy reprezentanta w Stanach Zjednoczonych (próba bez prawdopodobieństwa w oparciu o normy spisu powszechnego z 2010 r. Dotyczące wieku, płci, rasy, pochodzenia etnicznego, dochodu i regionu spisu ludności USA) do przekrojowego badania dorosłych (N = 2,075; 51% kobiet [n = 1,059], 49% mężczyzn [n = 1,016 XNUMX]; Mwiek = 44.8, SD =
Fragmenty tego zbioru danych zostały opisane w innych miejscach w kolejnych artykułach, ale żaden z artykułów nie dotyczył struktury ani ważności BPS (zob. Grubbs, Kraus i in., 2019b; Grubbs, Kraus, Perry, Lewczuk i Gola, 2020).
Środki
Analizy były ograniczone do osób dorosłych, które przyznały się do oglądania pornografii w ciągu ostatniego roku (N = 1,058, 66% mężczyzn). Zachowania związane z używaniem pornografii oceniano za pomocą trzech elementów. W szczególności zapytaliśmy uczestników, jak często w ciągu ostatniego roku celowo oglądali samotną pornografię. Zapytaliśmy również uczestników, jak często w ciągu ostatniego roku masturbowali się do pornografii. Na oba pytania odpowiedzi wahały się od 1 (wcale nie) do 8 (raz dziennie lub częściej). W jednym punkcie uczestnicy proszeni są o podanie w minutach, ile czasu spędzają średnio dziennie na oglądaniu pornografii.
Specyficzne dla tej próbki i oprócz BPS, oceniliśmy również cierpienie psychiczne, uwzględniając trzy pozycje związane z depresją i dwie pozycje związane z lękiem z Cross-Cutting Symptom Measure dla DSM-5 (Narrow i in., 2013). Podaliśmy trzy pozycje CPUI-9 (Grubbs i wsp., 2015) w celu oceny konkretnych reakcji lub przekonań na temat wykorzystywania pornografii. Każda pozycja została oceniona w skali 1 (kategorycznie się nie zgadzam) do 7 (stanowczo się zgadzam). Te prawdziwe elementy zostały zaczerpnięte z podskal CPUI-9: Postrzegana kompulsywność (np. „Uważam, że jestem uzależniony od pornografii”), Starania o dostęp (np. „Odłożyłem rzeczy, które musiałem zrobić, aby obejrzeć pornografię”) i cierpienie emocjonalne (np. „Czuję się przygnębiony po obejrzeniu pornografii”). Wszystkie trzy elementy są merytorycznie związane z zachowaniami związanymi z używaniem pornografii (Grubbs, Wilt, Exline i Pargament, 2018a; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament i Kraus, 2018b).
Etyka
Instytucjonalna Komisja Rewizyjna Wydziału Bowling Green State University zatwierdziła badanie 2 jako zwolnione. Wszyscy uczestnicy wyrazili elektroniczną świadomą zgodę przed udziałem w badaniu.
Efekt
Przeprowadziliśmy konfirmacyjną analizę czynnikową (CFA) przy użyciu oszacowania metodą najmniejszych kwadratów ważonych po przekątnej (DWLS) z solidnymi wariancjami, ponieważ oszacowanie DWLS nie zakłada normalności ani homoskedastyczności reszt i jest preferowane dla danych porządkowych (Flora & Curran, 2004). Analiza ta wykazała doskonałe dopasowanie BPS do jednowymiarowej struktury czynnikowej (Robust χ2 (5) = 3.06, P = 0.69; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA <0.001, SRMR = 0.01). Średni wynik BPS był niski (M = 1.56, SD = 2.53), a analiza niezawodności wewnętrznej wykazała wysoką spójność wewnętrzną (α = 0.90). Mężczyźni uzyskali wyższe wyniki BPS (M = 2.24, SD = 2.81) niż kobiety (M = 1.70, SD = 2.60); t (2, 1,056) = 3.05, P <0.001, Cohena d =
Wyniki BPS były pozytywnie powiązane z wieloma pomiarami w oczekiwanych kierunkach. Wyniki BPS były pozytywnie powiązane ze stwierdzeniami „Jestem uzależniony od pornografii” (r = 0.620, P <0.001), „Czuję się przygnębiony po obejrzeniu pornografii” (r = 0.47, P <0.001) i „Odłożyłem rzeczy, które musiałem zrobić, aby obejrzeć pornografię” (r = 0.59, P <0.001). Wyniki BPS były pozytywnie powiązane z częstotliwością oglądania pornografii w ciągu ostatniego roku (r = 0.39, P <0.001), masturbując się do pornografii w ciągu ostatniego roku (r = 0.40, P <0.001), średnia dzienna liczba minut spędzonych na oglądaniu pornografii (r = 0.23, P <0.001) i uogólnione poczucie niepokoju psychicznego (r = 0.34, P < 0.001).
badanie 32
Metoda wykonania
Procedury i uczestnicy
Dane od 470 osób dorosłych korzystających z Internetu i korzystających z pornografii w zeszłym roku zostały przeanalizowane na podstawie większej próby 1,063 dorosłych Amerykanów dopasowanych do norm reprezentatywnych w Stanach Zjednoczonych w oparciu o krajowe normy reprezentatywne z 2010 r. (Na podstawie danych ze spisu ludności USA) dotyczące wieku, płci, pochodzenia etnicznego, rasa, region spisu ludności USA i dochód. Ta nie-prawdopodobna próba została zrekrutowana i zrekompensowana przez usługę panelu Turkprime (Litman, Robinson i Abberbock, 2017).
Fragmenty tego zbioru danych zostały wcześniej opublikowane w następujących artykułach (Grubbs i wsp., 2020; Grubbs & Gola, 2019; Grubbs, Grant; Engelmana, 2019a; Grubbs, Warmke, Tosi, James i Campbell, 2019d); jednak żadne z badań nie dotyczyło struktury ani ważności BPS.
Środki
Zgodnie z badaniem 2 ograniczyliśmy analizy do tych, którzy zgłosili użycie pornografii w ciągu ostatniego roku (N = 470; Mwiek = 44.9; SD = 15.9; 72% mężczyzn). Zachowania związane z używaniem pornografii zostały ocenione, jak w badaniu 2, przy użyciu BPS i miar częstotliwości samotnego korzystania z pornografii, częstotliwości masturbacji do pornografii i średniego codziennego korzystania z pornografii w minutach. Uogólniony niepokój mierzono za pomocą tej samej miary przekrojowej DSM-5 opisanej w badaniu 2. Zgłaszane przez siebie uczucia uzależnienia od pornografii oceniano za pomocą CPUI-9 (α = 0.91; Grubbs i wsp., 2010; Grubbs i wsp., 2015) i jego podskal składowych oceniających postrzeganą kompulsywność (α = 0.93), cierpienie emocjonalne (α = 0.92) i dostęp do wysiłków (α =
Etyka
Instytucjonalna Komisja Rewizyjna Wydziału Bowling Green State University zatwierdziła badanie 3 jako zwolnione. Wszyscy uczestnicy wyrazili elektroniczną świadomą zgodę przed udziałem w badaniu.
Efekt
CFA wykorzystujący estymację Robust DWLS wykazał doskonałe dopasowanie BPS do jednowymiarowości (χ2 (5) = 8.64, P = 0.12; CFI = 0.99, TLI = 0.98, RMSEA = 0.03, SRMR = 0.02). Średni wynik BPS był niski (M = 1.92, SD = 2.69), a niezawodność wewnętrzna była wysoka (α = 0.91). Mężczyźni (M = 2.25, SD = 2.75) uzyskały lepsze wyniki niż kobiety (M = 1.12, SD = 2.39; t [1,48] = 4.04, P <0.001, Cohena d =
Wyniki BPS były skorelowane z wynikami dla całkowitego CPUI-9 (r = 0.72, P <0.001) i postrzegana kompulsywność (r = 0.75, P <0.001), starania o dostęp (r = 0.64, P <0.001) i cierpienie emocjonalne (r = 0.47, P <0.001) podskal. Wyniki BPS były pozytywnie powiązane z częstotliwością korzystania z pornografii w ciągu ostatniego roku (r = 0.47, P <0.001), częstotliwość masturbacji do pornografii w ciągu ostatniego roku (r = 0.43, P <0.001), średnie dzienne wykorzystanie pornografii w minutach (r = 0.33, P <0.001) i uogólnione uczucie niepokoju (r = 0.33, P < 0.001).
badanie 4
Metoda wykonania
Procedura i uczestnicy
Próbka (Dodatkowa tabela 4) liczyło 703 dorosłych Polaków (512 kobiet, 72.8%) w wieku 18–54 lata (M = 26.04, SD = 6.07). Podzbiór tego zbioru danych (191 samców) pochodzi ze zbioru danych opisanego w Kowalewska, Kraus, Lew-Starowicz, Gustavsson i Gola (2019).
Wszyscy dorośli zostali rekrutowani z populacji polskiej za pośrednictwem reklamy internetowej na gumtree.pl (polska wersja Craigslist) i hiperseksualnosc.pl (strona zespołu badawczego). Uczestnicy, którzy wypełnili ankietę online i zostawili swój adres e-mail, mogli wygrać jedną z następujących nagród: pięć kuponów księgarni o wartości 30, 15 lub 5 USD i 30 biletów do kina. Wszystkie adresy e-mail były przechowywane w oddzielnej bazie danych i nie były powiązane z danymi z kwestionariusza, aby zapewnić anonimowość.
Środki
Oprócz korzystania z BPS oceniliśmy impulsywność za pomocą polskiej adaptacji UPPS-P (Poprawa, 2014). Mierzyliśmy cechy obsesyjno-kompulsywne za pomocą polskiej adaptacji Obsessive Compulsive Inventory - Revised (OCI-R) (Foa i in., 2002; szczegóły dotyczące tłumaczenia dostarczonego w; Gola i in., 2017a) oraz polską adaptację Testu przesiewowego na uzależnienia seksualne - poprawiony (SAST-R) (Gola i in., 2017a) ocena (1) zaabsorbowania seksem, (2) afektu, (3) zaburzenia relacji przez zachowania seksualne oraz (4) poczucie utraty kontroli nad zachowaniami seksualnymi (łącznie SAST-R α =
Etyka
Wszystkie procedury zostały zatwierdzone przez Komisję Etyczną Instytutu Psychologii Polskiej Akademii Nauk. Wszyscy uczestnicy otrzymali świadomą pisemną zgodę przed przystąpieniem do badania.
Efekt
Właściwości psychometryczne BPS zaadaptowanego do Polski
Dodatkowe CFA wykorzystujące oszacowanie Robust DWLS dało doskonałe dopasowanie do rozwiązania jednoczynnikowego (Robust χ2 (5) = 2.12, P = 0.83; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA = 0.00, SRMR = 0.02). Podobnie jak w poprzednich badaniach, polska adaptacja BPS miała wysoką spójność wewnętrzną (α = 0.89) i umiarkowaną średnią korelację między pozycjami (r = 0.62). Zarówno spójność wewnętrzna, jak i średnia korelacja między pozycjami były wyższe u mężczyzn (α = 0.88; r = 0.61) niż kobiety (α = 0.85; r =
Jak przedstawiono w Tabela 3, dla pełnej próby średni wynik BPS wyniósł 1.92 (SD = 2.65). Mężczyźni (M = 3.56, SD = 3.11) miały wyższe wyniki BPS w porównaniu z kobietami (M = 1.12, SD = 1.92), t (701) = 10.12, P <0.001, Cohena d = 0.76). Liczba minut spędzonych na oglądaniu pornografii była słabo skorelowana z wynikami BPS, ale tylko w przypadku mężczyzn. Na poparcie trafności kryterium wyniki BPS były dodatnio skorelowane z nasileniem objawów mierzonym metodą SAST-R. Na poparcie trafności dyskryminacyjnej i podobnej do badania 1, nie znaleźliśmy korelacji między wynikami BPS a poszukiwaniem doznań w ramach UPPS-P i brakiem premedytacji oraz słabo dodatnimi korelacjami między wynikami BPS a negatywną pilnością, pozytywną pilnością i wytrwałością. Wyniki BPS były słabo skorelowane z cechami obsesyjno-kompulsywnymi (patrz Tabela 3 dla wszystkich korelacji).
Tabela 3.Korelacje wyników BPS z innymi miarami w próbie dorosłych Polaków (N = 703)
| Zmienna | Krótki ekran pornografii | łodzie | |||
| Kobiety (n = 512) | Mężczyźni (n = 191) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| Krótki ekran pornografii | - | 1.12 (1.92) | - | 3.56 (3.11) | 0-10 |
| Ilość wykorzystanych pornografii w ciągu ostatniego tygodnia (min.) | 0.07 | 60.46 (108.93) | 0.17 ∗ | 124.66 (179.12) | 1-1,200 |
| Test przesiewowy uzależnienia seksualnego - poprawiony | 0.43 ∗∗ | 3.81 (2.99) | 0.61 ∗∗ | 5.51 (4.23) | 0-18 |
| Inwentarz obsesyjno-kompulsywny - poprawiony | 0.17 ∗∗ | 18.03 (10.38) | 0.25 ∗∗ | 19.21 (9.72) | 0-58 |
| Ujemna pilność UPPS-P | 0.22 ∗∗ | 29.26 (7.16) | 0.29 ∗∗ | 27.02 (7.79) | 2-48 |
| UPPS-P Brak premedytacji | 0.06 | 22.28 (5.26) | 0.14 | 21.83 (5.86) | 2-41 |
| UPPS-P Brak wytrwałości | 0.14 ∗∗ | 20.25 (5.18) | 0.15 ∗ | 20.24 (4.92) | 2-37 |
| Poszukiwanie wrażeń UPPS-P | -0.06 | 31.22 (7.75) | -0.004 | 34.39 (7.99) | 4-48 |
| Pozytywna pilność UPPS-P | 0.12 ∗∗ | 28.02 (9.54) | 0.27 ∗∗ | 28.90 (10.03) | 9-56 |
Notatka. ∗P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = średnia; SD = odchylenie standardowe.
badanie 5
Metoda wykonania
Procedury i uczestnicy
Aby zbadać punkt odcięcia BPS, oceniliśmy dodatkowo 105 polskich mężczyzn w wieku 18–55 lat (M = 32.94; SD = 7.45), którzy poszukiwali leczenia z powodu CSBD, z których większość zgłosiła PPU (patrz Tabele uzupełniające 5 i 6). Grupa poszukujących leczenia obejmuje zbiory danych z następujących badań: Wordecha i in. (2018) (9 samców); Gola, Lew-Starowicz, Draps i Kowalewska (2019) (57 samców); Draps i in. (2020) (26 samców); Holas, Draps, Kowalewska, Lewczuk i Gola (2020) (13 samców). Grupa kontrolna składała się z 191 dorosłych mężczyzn w wieku 18–54 lat (M = 26.04; SD = 6.07) z badania 4.
Pacjentów poszukujących leczenia rekrutowano spośród mężczyzn zgłaszających się do leczenia PPU w dwóch klinikach seksuologicznych w Warszawie w okresie od czerwca 2014 do listopada 2017 roku. Kafka (2010) dla DSM-5.
Środki
Po zakończeniu wstępnego wywiadu, pacjenci byli przesiewani pod kątem kryteriów włączenia / wyłączenia. Kryteria włączenia / wykluczenia polegały na byciu wyłącznie lub w przeważającej mierze heteroseksualnością (jak oceniano za pomocą polskiej adaptacji Skali Kinseya; Kinsey, Pomeroy i Martin, 1948) i niespełniające kryteriów diganostycznych zaburzeń związanych z używaniem alkoholu (Saunders, Aasland, Babor, De la Fuente i Grant, 1993) lub zaburzenia związane z hazardem (wyniki <5 na ekranie hazardu w South Oaks (SOGS α = 0.70) (Lesieur i Blume, 1987). Wszyscy pacjenci płci męskiej zostali dodatkowo ocenieni za pomocą Structured Clinical Interview for DSM-IV (SCID) (Gibbon, Spitzer, Williams, Benjamin i First, 1997) w przypadku zaburzeń obsesyjno-kompulsywnych, kontroli impulsów, choroby afektywnej dwubiegunowej, zaburzeń lękowych, psychotycznych i związanych z używaniem substancji oraz zachowań seksualnych (Dodatkowa tabela 6). Mężczyźni spełniający co najmniej trzy kryteria CSBD (Kraus i wsp., 2018) i cztery dla zaburzeń hiperseksualnych (Kafka, 2010) i żadne z wymienionych zaburzeń nie zostało zaproszone do udziału w tym badaniu.
Etyka
Wszystkie procedury zostały zatwierdzone przez Komisję Etyczną Instytutu Psychologii Polskiej Akademii Nauk. Wszyscy uczestnicy otrzymali świadomą pisemną zgodę przed przystąpieniem do badania.
Efekt
Średni wynik BPS dla mężczyzn poszukujących leczenia wynosił 7.50 (SD = 2.58) i był istotnie wyższy niż u mężczyzn nie zgłaszających się na leczenie, 3.56 (SD = 3.12), z = 14.66, P <0.001, Cohena d = 1.38. Oceniliśmy jakość klasyfikacyjną pliku apriorycznie wybrana grupa pacjentów (n = 105) w stosunku do wszystkich mężczyzn z grupy kontrolnej (Badanie 4, n = 191) (patrz Rys. 1 dla krzywej ROC). Krzywa ROC obejmowała obszar 82.2% z 5 pozycji testowych (SE = 0.02; P <0.001), charakteryzujący się 95% przedziałami ufności z granicami 77.5% i 86.9%. Jak pokazano w Tabela 4proponowana wartość odcięcia wynosi 4, dla której czułość wynosi 58.42%, swoistość 90.48%, pozytywna wartość predykcyjna 91.74% (95% CI 85.88% –95.30%), ujemna wartość predykcyjna 54.60% (95% CI 50.12% –59.00 %), a dokładność 69.83% (95% CI 64.24% –75.02%). Wartość odcięcia równa 5 charakteryzuje się czułością 68.42% i swoistością 83.81% (zob. Tabela 4).
Badanie 5, krzywa ROC dla dostosowanego do Polski BPS dla osób poszukujących leczenia z powodu problematycznego korzystania z pornografii (wynik 4 lub wyższy)
Cytat: Dziennik uzależnień behawioralnych J Behav Addict 9, 2; 10.1556/2006.2020.00038
Tabela 4.Analiza ROC dla proponowanego Brief Pornography Screen (BPS) z sugerowanymi punktami odcięcia
| Statystycznie | Wartość 4 na BPS | Wartość 5 na BPS | ||
| wartość | 95% CI | wartość | 95% CI | |
| Wrażliwość | 58.4% | 51.1-65.5% | 68.4% | 61.3-75.0% |
| Specyficzność | 90.5% | 83.2-95.3% | 83.8% | 75.6-90.3% |
| Dodatni współczynnik prawdopodobieństwa | 6.13 | 3.36-11.20 | 4.23 | 2.71-6.60 |
| Ujemny współczynnik prawdopodobieństwa | 0.46 | 0.38-0.55 | 0.38 | 0.30-0.47 |
| Rozpowszechnienie choroby | 64.4% | 58.7-69.9% | 64.4% | 58.7-69.9% |
| Pozytywna wartość predykcyjna | 91.7% | 85.8-95.3% | 88.4% | 83-92.3% |
| Negatywna wartość predykcyjna | 54.6% | 50.1-59% | 59.5% | 53.9-64.8% |
| Dokładność | 69.8% | 64.2-75% | 73.9% | 68.5-78.8% |
Aby zbadać zmiany PPU wśród pacjentów ubiegających się o leczenie, porównaliśmy wyniki BPS 57 mężczyzn z naszej próby klinicznej przed i po dwóch miesiącach farmakoterapii naltreksonem lub paroksetyną (Gola i wsp., 2019) przy użyciu próbki zależnej t-test. Wyniki BPS różniły się po leczeniu (t (56) = 6.75; P <0.001, Cohena d = 1.80), z wyższymi wynikami BPS przed terapią (M = 8.54; SD = 1.77) niż po dwóch miesiącach terapii (M = 5.75; SD =
Dyskusja
W obecnym badaniu oceniono BPS, krótkie narzędzie przesiewowe, służące do identyfikacji prawdopodobnych PPU. Solidna technika próbkowania stosowana w naszych badaniach nie była wcześniej wykorzystywana przy opracowywaniu skal przeznaczonych do oceny PPU. Ogólnie rzecz biorąc, BPS jest psychometrycznie zdrowy, o czym świadczą miary wiarygodności i trafności w wielu próbach, zapewniając wstępne wsparcie dla jego zastosowania w praktyce klinicznej, chociaż potrzebne są dodatkowe badania, aby w pełni określić jego kliniczną przydatność dla osób poszukujących leczenia.
Wcześniejsze prace konsekwentnie pokazywały, że mężczyźni w porównaniu z kobietami częściej oglądają i masturbują się pornografią (Bothe i in., 2018; Grubbs, Wilt, Exline i Pargament, 2018a; Wright, 2013) i ten wynik zaobserwowano we wszystkich pięciu próbkach. Zgodnie z wcześniejszymi badaniami stwierdziliśmy, że mężczyźni w porównaniu z kobietami zgłaszali więcej obaw związanych z używaniem pornografii (Bothe i in., 2018; Kor i wsp., 2014). Nasze badanie jest wyjątkowe, ponieważ zbadaliśmy właściwości psychometryczne wśród pięciu różnych próbek (np. Weteranów amerykańskich, dwóch ogólnych próbek dorosłych w Stanach Zjednoczonych, dorosłych Polaków i pacjentów płci męskiej z Polski poddawanych leczeniu z powodu CSBD). Biorąc pod uwagę różnorodność próbek, które zrekrutowaliśmy do oceny właściwości psychometrycznych BPS, uważamy, że odkrycia można uogólniać zarówno dla grup klinicznych, jak i nieklinicznych z różnych krajów. Jednak w związku z tym nadal zaleca się ostrożność i zalecamy dalsze badania w celu walidacji BPS w populacjach klinicznych, szczególnie wśród kobiet oraz mniejszości seksualnych i płciowych poszukujących leczenia z powodu PPU.
Nasze wstępne badanie proponowanego sześciopunktowego ekranu w Badaniu 1 ujawniło, że jeden element był niezrównoważony, a dalsze analizy sugerowały jego usunięcie. We wszystkich badaniach ekran z pięcioma pozycjami wykazał wysoką spójność wewnętrzną, a także trafność konstrukcyjną, zbieżną, dyskryminacyjną i kryterialną. Zgodnie z oczekiwaniami wyniki BPS silnie korelowały z innymi istniejącymi wcześniej skalami oceniającymi PPU (np. CPUI-9 (Grubbs i wsp., 2015) i PPUS (Kor i wsp., 2014)), podczas gdy tylko umiarkowanie koreluje z miarami nasilenia objawów oceniającymi hiperseksualność (Reid, Garos i in., 2011a; Reid, Li i in., 2011b) lub uzależnienie seksualne (Gola i in., 2017b). Tak więc ekran jest ściślej powiązany z miarami oceny rozmiarów PPU, ale nadal jest powiązany z ogólnymi środkami związanymi z CSBD (np. Upośledzona kontrola, nieudane próby rzucenia palenia). Nie chcieliśmy, aby BPS pełnił rolę pełnomocnika CSBD. Badania sugerują jednak, że PPU jest jednym z najczęściej zgłaszanych problemów wśród osób poszukujących leczenia psychiatrycznego z powodu CSBD (Kraus, Meshberg-Cohen, Martino, Quinones i Potenza, 2015a; Kraus, Potenza i in., 2015b; Reid i wsp., 2012). Dlatego BPS może być użytecznym narzędziem do wykrywania możliwej PPU wśród osób poszukujących leczenia z powodu CSBD. Potrzebne są dodatkowe wywiady kliniczne w celu określenia obecności CSBD, która może objawiać się PPU wśród osób poszukujących leczenia z różnymi objawami klinicznymi (Kraus i Sweeney, 2019).
Okazało się również, że ogólnie wyniki BPS były słabo skorelowane z impulsywnością (Cyders i in., 2014; Lynam i in., 2006) i cechy obsesyjno-kompulsywne (Foa i in., 2002). Na poparcie wcześniejszych prac (Bőthe i in., 2018, 2019), Wyniki BPS były umiarkowanie skorelowane z miarami uogólnionego uczucia niepokoju i depresji; znaleźliśmy również umiarkowane korelacje między wynikami BPS a miarami poczucia uzależnienia od pornografii i nadaniem pierwszeństwa oglądaniu pornografii nad innymi czynnościami (Grubbs, Perry, Wilt i Reid, 2019c). Jak zauważono w innym miejscu (Kor i wsp., 2014), znaleźliśmy również niewielką korelację między oglądaniem pornografii a PPU mierzoną przez BPS, chociaż związek wydawał się silniejszy między wynikami BPS a częstotliwością masturbacji. Spodziewaliśmy się takich powiązań między zachowaniem oglądania pornografii a wynikami BPS. Jak omówiono w innych pracach (Gola, Lewczuk i Skorko, 2016; Kraus, Martino i in., 2016a; Bőthe i in. 2020), stwierdziliśmy również, że częstotliwość oglądania pornografii niekoniecznie jest wskaźnikiem PPU. W obu próbach krajowych w USA znaleźliśmy wysoki odsetek osób (głównie mężczyzn), które uzyskały co najmniej cztery lub więcej punktów w BPS.1
Potrzebne są dodatkowe badania dotyczące ustalenia norm BPS dotyczących wykorzystywania pornografii, które mogą się różnić w zależności od płci, wieku i ewentualnie innych czynników społeczno-ekonomicznych. Ponadto badania wciąż ewoluują w zakresie badań nad używaniem pornografii i potrzeba więcej pracy, aby zidentyfikować zarówno czynniki ryzyka, jak i czynniki ochronne związane z PPU. Ponadto rekrutacja dużych próbek płci żeńskiej pozwoliłaby na dokładniejsze zbadanie możliwych skutków płci podczas badania PPU w próbach nieklinicznych i klinicznych. Istnieje szczególna potrzeba zbadania PPU wśród kobiet zgłaszających wysoki poziom używania pornografii (tj. Codziennie, kilka razy dziennie). Ta grupa nie była jednakowo reprezentowana w naszych próbkach, a we wszystkich przypadkach kobiety korzystające z pornografii zwykle zgłaszały niższe poziomy w porównaniu z mężczyznami. Ogólnie należy ostrzec wyniki specyficzne dla kobiet, ponieważ na nasze wyniki prawdopodobnie wpłynęła niewielka liczebność próby, dlatego zaleca się dalsze badania nad różnicami płci wśród kobiet PPU. Jak zostało zrobione w ostatnim badaniu (Bőthe i in. 2020), zalecamy również przeprowadzenie testów niezmienności płci za pomocą BPS w celu dalszego zbadania jego właściwości psychometrycznych na kobietach lub innych zróżnicowanych grupach.
Głównym atutem naszego obecnego badania jest to, że włączyliśmy próbkę mężczyzn poszukujących leczenia z powodu CSBD, aby określić czułość i swoistość krótkiego badania przesiewowego w kierunku PPU. W szczególności w badaniu 5 niezależnie zbadaliśmy PPU wśród 105 mężczyzn włączonych do randomizowanego badania klinicznego dotyczącego CSBD. Po porównaniu pacjentów z CSBD do zdrowych uczestników kontroli, ustaliliśmy, że początkowy kliniczny punkt odcięcia BPS wynosi cztery. Zgodnie z naszą obecną interpretacją wynik 6 lub wyższy na BPS powinien uzasadniać dalszą ocenę PPU przez lekarza. Jednak wyniki wśród polskich mężczyzn ubiegających się o leczenie (samookreślonych jako heteroseksualnych) i weteranów zainteresowanych leczeniem z powodu PPU odnotowały wyniki znacznie powyżej XNUMX. Jest możliwe, że kliniczny punkt odcięcia wynosi minimalnie cztery, z wynikiem sześć lub więcej. , być może odzwierciedlając zapotrzebowanie na usługi kliniczne. Dalsze udoskonalanie próbek klinicznych i nieklinicznych w celu określenia optymalnej wartości odcięcia BPS jest uzasadnione. Proponowany punkt odcięcia powinien być obecnie interpretowany ostrożnie.
Chociaż badanie jest obiecujące, ma wiele ograniczeń. Po pierwsze, chociaż cztery z pięciu próbek obejmowały kobiety, potrzebne są dodatkowe badania dotyczące PPU wśród kobiet i zróżnicowanych populacji, aby uwzględnić kwestie związane z płcią i różnorodnością. Wstępne dane sugerują, że kobiety siedem razy rzadziej niż mężczyźni szukają leczenia z powodu PPU (Lewczuk, Szmyd, Skorko i Gola, 2017). Dodatkowym ograniczeniem jest to, że rekrutowaliśmy tylko próbkę heteroseksualnych Polaków w celu określenia klinicznego punktu odcięcia dla BPS, a przyszłe prace są potrzebne do określenia progu dla kobiet, a także populacji klinicznych z innych krajów i osób o różnej płci. orientacje. W tej chwili nie mamy dowodów sugerujących, że powinny istnieć inne wartości graniczne dla mężczyzn i kobiet lub innych określonych grup. Podejrzewamy, że dalsze badanie PPU wśród dużych, zróżnicowanych prób mężczyzn i kobiet, populacji mniejszości seksualnych i płciowych oraz innych grup, w tym prób klinicznych i nieklinicznych, pomoże zidentyfikować optymalne wartości odcięcia do identyfikacji osób z prawdopodobną PPU.
Ponadto uznajemy, że potrzebne są również dodatkowe badania w celu walidacji BPS i innych środków PPU w krajach niezachodnich oraz w próbkach z różnorodnością etniczną i grup mniejszości seksualnych. Nadreprezentacja badań z krajów zachodnich ograniczyła nasze rozumienie PPU wśród różnych kultur i grup etnicznych. Możliwe, że sugerowany punkt odcięcia BPS może się różnić w zależności od płci lub uwarunkowań kulturowych i potrzebna jest dodatkowa praca w celu określenia odpowiednich progów dla grup klinicznych i nieklinicznych. Opierając się na tym, potrzebne są przyszłe wielokulturowe i wielopróbkowe badania oceniające użyteczność i niezmienność pomiarów BPS. Dodatkowym ograniczeniem jest to, że nie korzystaliśmy z wywiadów klinicznych w czterech z pięciu badań, ponieważ opieraliśmy się na projektach internetowych, biorąc pod uwagę koszty i trudności związane z rekrutacją dużych grup mężczyzn i kobiet z różnych środowisk. Wyniki i odpowiedzi mogą się w pewnym stopniu różnić, gdy waga jest podawana twarzą w twarz przez lekarza. Co więcej, w przyszłych badaniach z większymi, bardziej zróżnicowanymi próbkami z klinicznym potwierdzeniem za pomocą wywiadów, teoria odpowiedzi na przedmioty (IRT) mogłaby zostać wykorzystana do lepszego określenia, gdzie osoby znajdują się w obrębie kontinuum PPU, oraz bardziej ogólnego wykorzystania pornografii, używając BPS i zapewnienie dalszej jasności i dopracowania potencjalnych punktów odcięcia. Ponadto, ponieważ Badanie 5 obejmowało tylko rekrutowanych mężczyzn, którzy samodzielnie zidentyfikowali się jako heteroseksualni, zalecamy dalsze badania z BPS w celu uwzględnienia homoseksualnych i biseksualnych mężczyzn oraz innych mniejszości seksualnych przy określaniu możliwych wartości granicznych dla PPU.
Użyteczność BPS jako narzędzia klinicznego należy rozpatrywać oddzielnie od jego użyteczności jako narzędzia do zrozumienia PPU w badaniach populacyjnych. Co więcej, przyszłe prace powinny szczegółowo zbadać i opisać najlepsze zastosowanie i interpretację wyników BPS w próbkach klinicznych i nieklinicznych. Jak omówiono w innym miejscu (Kraus i Sweeney, 2019), ważne jest zbadanie PPU wśród osób poszukujących leczenia i zrozumienie motywów leżących u podstaw zachowań związanych z poszukiwaniem leczenia. Zarówno motywacje, jak i bariery w opiece nad PPU nie zostały jeszcze w pełni zbadane i wymagają dodatkowej uwagi. Obecnie proponujemy, aby pozytywny wynik przesiewowy na BPS nie był interpretowany jako diagnoza podstawowego zaburzenia zdrowia psychicznego. Ponieważ BPS nie pyta o zakłócenia w głównych obszarach funkcjonowania życia, jak wyszczególniono w kryteriach diagnostycznych CSBD, taką ocenę należy przeprowadzić klinicznie u osób z dodatnim wynikiem testu BPS. Potrzebne są przyszłe badania, aby przetestować i zweryfikować BPS wśród różnych populacji przy użyciu zarówno projektów internetowych, jak i osobistych. Oceniając PPU i rozważając zalecenia dotyczące leczenia, należy wziąć pod uwagę inne czynniki, takie jak niespójność moralna i stany psychiatryczne (używanie substancji psychoaktywnych, choroba afektywna dwubiegunowa) i medyczne (otępienie, choroba Parkinsona) (Brand, Antons, Wegmann i Potenza, 2019; Grubbs i Perry, 2019; Grubbs, Perry, Wilt i Reid, 2019c; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament i Kraus, 2018b; Kraus i Sweeney, 2019). Badacze (Štulhofer, Bergeron i Jurin, 2016a; Štulhofer, Jurin i Briken, 2016b) zauważyli również, że czynniki takie jak wysokie pożądanie seksualne są nadal trudne do drażnienia, z wyjątkiem hiperseksualności, co budzi obawy co do konceptualizacji PPU. Potrzebne są dalsze badania nad wysokim pożądaniem seksualnym i / lub zachowaniami wśród różnych grup, ponieważ badacze i klinicyści opracowują narzędzia do dokładnej oceny PPU. Podobne rozważania istnieją przy ocenie niespójności moralnej, jak opisano w kryteriach CSBD.
Przede wszystkim potrzebne są dalsze badania w celu oceny ponownego testu oraz czułości i swoistości wśród próbek klinicznych i nieklinicznych przy użyciu BPS. Biorąc pod uwagę zwięzłość BPS (1–2 minuty do wykonania), dodatkowe badania powinny pilotować jego zastosowanie w placówkach medycznych i zdrowotnych w celu identyfikacji osób z PPU, które odniosłyby korzyści z leczenia. Podsumowując, nasze wstępne badanie BPS sugeruje, że jest on zdrowy psychometrycznie, krótki i łatwy w użyciu w warunkach klinicznych i nieklinicznych z dużym potencjałem do zastosowania w populacjach w różnych jurysdykcjach międzynarodowych.
Źródła finansowania
Autorzy ujawnili otrzymanie następującego wsparcia finansowego na badania, autorstwo i publikację tego artykułu. Badanie 1 zostało sfinansowane przy wsparciu Departamentu ds. Weteranów Biura Badań i Rozwoju, Badań i Rozwoju Nauk Klinicznych (ZDA1, PI Rani A. Hoff) oraz VISN 1 New England MIRECC (PI Shane W. Kraus). Badania 2 i 3 były finansowane ze środków instytucjonalnych zapewnionych przez Bowling Green State University (PI Joshua Grubbs). Badania 4 i 5 wsparło Narodowe Centrum Nauki (2014/15 / B / HS6 / 03792; PI M. Gola).
Steven D. Shirk, Steve Martino i Rani A. Hoff są pełnoetatowymi pracownikami Departamentu ds. Weteranów. Dr Potenza otrzymał wsparcie od Departamentu Zdrowia Psychicznego i Usług dla Uzależnień stanu Connecticut, Centrum Zdrowia Psychicznego Connecticut oraz Rady Connecticut ds. Problemowego Hazardu. Drs. Kraus, Potenza i Shirk otrzymali wsparcie od National Center for Responsible Gaming. Agencje finansujące nie wniosły wkładu ani nie skomentowały treści manuskryptu, a treść rękopisu odzwierciedla wkład i przemyślenia autorów i niekoniecznie odzwierciedla poglądy agencji finansujących.
Wkład autorów
SWK opracował koncepcję i napisał wstępną wersję roboczą. SWK, RAH, MNP i SM wnieśli swój wkład w gromadzenie i analizę danych w Badaniu 1. JBG wniósł wkład w gromadzenie i analizę danych z badań 2 i 3. MG, EK i ML wnieśli swój wkład w gromadzenie i analizę danych w badaniach 4 oraz 5. SDS zapewniło nadzór statystyczny nad badaniem 1 i wytyczne dotyczące innych badań. Wszyscy autorzy przekazali informacje, przeczytali i przejrzeli manuskrypt przed przesłaniem. SWK i pozostali autorzy zatwierdzili ostateczny projekt rękopisu.
Konflikt interesów
Autorzy zadeklarowali brak potencjalnych konfliktów interesów w odniesieniu do badań, autorstwa i publikacji tego artykułu.
| Krótki ekran pornografii (BPS) | Data: | ||
| NS#: | |||
| Dojazd: Czy w ciągu ostatnich 6 miesięcy przydarzyła Ci się którakolwiek z sytuacji związanych z używaniem przez Ciebie pornografii? | Nigdy | Sporadycznie | Bardzo często |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
Punktacja. Wynik 4 ≥ jest uważany za pozytywny ekran dla możliwego problematycznego wykorzystania pornografii. Zachęcamy do dodatkowego badania pod kątem ewentualnego problematycznego wykorzystania pornografii.
1Wśród użytkowników pornografii w ubiegłym roku 25% (20.6% kobiet, 28.6% mężczyzn) uzyskało 13.8 lub więcej punktów w BPS (ogółem 7.6%; 20.2% kobiet; XNUMX% mężczyzn).
2Wśród użytkowników pornografii w ubiegłym roku 30.1% (11.6% kobiet; 32.8% mężczyzn) uzyskało cztery lub więcej punktów (ogólnie 11.6%; 1.9% kobiet; 10.1% mężczyzn).
dane uzupełniające
Dodatkowe dane do tego artykułu można znaleźć w Internecie pod adresem https://doi.org/10.1515/jba.2020.00038.
Referencje
Oba, B., Toth-Kiraly, I., Zsila, A., Griffiths, MD, Demetrowicy, Z., & Rosyjski, G. (2018). Rozwój problematycznej skali konsumpcji pornografii (PPCS). The Journal of Sex Research, 55, 395-406.
Marka, M., Antoniego, S., Wegmanna, E., & Potenza, MN (2019). Teoretyczne założenia dotyczące problemów z pornografią wynikających z niespójności moralnej i mechanizmów uzależniającego lub kompulsywnego korzystania z pornografii: czy te dwa „warunki” są teoretycznie różne, jak sugerowano? Archiwa zachowań seksualnych, 48, 417-423.
Bute, B., Tóth-Király, I., Demetrowicy, Z., & Rosyjski, G. (2020). Krótka wersja problematycznej skali konsumpcji pornografii (PPCS-6): Wiarygodny i ważny środek w populacji ogólnej i populacji poszukującej leczenia. The Journal of Sex Research, 1-11.
Bute, B., Toth-Király, I., Rosyjski, G., Potenza, MN, & Demetrowicy, Z. (2020) Korzystanie z pornografii o wysokiej częstotliwości nie zawsze może być problematyczne. The Journal of Sexual Medicine, 17(4) 793-811.
Bute, B., Tóth-Király, I., Potenza, MN, Griffiths, MD, Rosyjski, G., & Demetrowicy, Z. (2019). Powtórna rola impulsywności i kompulsywności w problematycznych zachowaniach seksualnych. The Journal of Sex Research, 56, 166-179.
Clark, LA, & Watson, D. (1995). Konstruowanie trafności: Podstawowe zagadnienia w tworzeniu obiektywnej skali. Ocena psychologiczna, 7, 309-319.
Coleman, E., Raymond, N., & McBeana, A. (2003). Ocena i leczenie kompulsywnych zachowań seksualnych. Medycyna Minnesota, 86, 42-47.
Conway, JM, & Huffcutt, AI (2003). Przegląd i ocena praktyk eksploracyjnej analizy czynnikowej w badaniach organizacyjnych. Organizacyjne metody badawcze, 6, 147-168.
Costello, AB, & Osborne, J. (2005). Najlepsze praktyki w eksploracyjnej analizie czynnikowej: cztery zalecenia dotyczące maksymalnego wykorzystania analizy. Praktyczna ocena, badania i ewaluacja, 10, 1-9.
Cydry, MAMA, Littlefield, AK, Coffey, S., & Karadi, KA (2014). Badanie skróconej angielskiej wersji skali zachowań impulsywnych UPPS-P. Wciągające zachowania, 39, 1372-1376.
Decker, SE, hoff, R., Martino, S., Mazury, CM, Park, CL, Porter, E., (2019). Czy rozregulowanie emocji wiąże się z myślami samobójczymi u weteranów po 9 września? Archiwa badań nad samobójstwami, 1-15. e-pub.
Dickenson, JA, Gleason, N., Coleman, E., & Górnik, MH (2018). Rozpowszechnienie cierpienia związanego z trudnościami w kontrolowaniu popędów seksualnych, uczuć i zachowań w Stanach Zjednoczonych. JAMA Network Open, 1, e184468 – e184468.
Drapy, M., Sescousse, G., Potenza, MN, Duda, A., Lew-Starowicz, M., Koperá, M., (2020). Różnice objętości istoty szarej w kontroli impulsów i zaburzeniach uzależnień. PsyArchiwum.
Fernandez, DP, & Griffiths, MD (2019). Instrumenty psychometryczne do problematycznego wykorzystania pornografii: przegląd systematyczny. Ocena i zawody zdrowotne, 1-71.
Flora, DB, & Curran, PJ (2004). Empiryczna ocena alternatywnych metod estymacji dla konfirmacyjnej analizy czynnikowej z danymi porządkowymi. Metody psychologiczne, 9(4), 466-491.
piana, EB, Huppert, JD, Leiberga, S., Langnera, R., Kiczić, R., Hajcak, G., (2002). Inwentaryzacja obsesyjno-kompulsywna: Opracowanie i walidacja skróconej wersji. Ocena psychologiczna, 14, 485-496.
Gibon, M., temperówka, RL, Williams, JB, Beniaminek, LS, & i terminów, a, MB (1997). Ustrukturyzowany wywiad kliniczny dotyczący zaburzeń osobowości osi II DSM-IV (SCID-II). Pub Am Psych.
Gola, M., Kowalewskiej, E., Wordecha, M., Lew-Starowicz, M., Kraus, S., & Potenza, M. (2018). Wnioski z polskiej próby terenowej dotyczącej kompulsywnych zachowań seksualnych, w Artykuł przedstawiony w Journal of Behavioural Addictions.
Gola, M., Lew-Starowicz, M., Drapy, M., & Kowalewskiej, E. (2019). Porównanie efektów leczenia farmakologicznego i psychologicznego CSBD. Journal of Behavioral Addictions, 8, 65.
Gola, M., Lewczuka, K., & Skorko, M. (2016). Co ma znaczenie: ilość lub jakość wykorzystania pornografii? Psychologiczne i behawioralne czynniki szukania leczenia z powodu problematycznego wykorzystywania pornografii. The Journal of Sexual Medicine, 13, 815-824.
Gola, M., & Potenza, MN (2018). Dowodem na budyń jest degustacja: dane są potrzebne do testowania modeli i hipotez związanych z kompulsywnymi zachowaniami seksualnymi. Archiwa zachowań seksualnych, 47, 1323-1325.
Gola, M., Wordecha, M., Sescousse, G., Lew-Starowicz, M., Kossowskiego, B., Wypych, M., (2017). Czy pornografia może uzależniać? Badanie fMRI mężczyzn poszukujących leczenia z powodu problematycznej pornografii. Neuropsychopharmacology, 42, 2021-2031.
Gola, M., Skorko, M., Kowalewskiej, E., Kołodzieju, A., Sikora, M., Wodyka, M., (2017b). Polska adaptacja testu przesiewowego na uzależnienia seksualne - poprawiona (SAST-PL-M). Psychiatria polska, 51(1) 95-115. https://doi.org/10.12740/PP/OnlineFirst/61414.
Dotacja, JE, jastrząb, M., Fineberg, NA, fontenelle, LF, Matsunaga, H., cielęcina, D., (2014). Zaburzenia kontroli impulsów i "uzależnienia behawioralne" w ICD-11. Psychiatria światowa, 13, 125.
Grubbs, JB, & Gola, M. (2019). Czy używanie pornografii jest związane z erekcją? Wyniki analiz przekrojowych i utajonych krzywych wzrostu. The Journal of Sexual Medicine, 16(1), 111-125.
Grubbs, JB, Dotacja, JT, & Engelmana, J. (2019). Samoidentyfikacja jako uzależniona od pornografii: badanie ról używania pornografii, religijności i niezgodności moralnej. Uzależnienie seksualne i kompulsywność, 25, 269-292.
Grubbs, JB, Kraus, południowy zachód, & Wino z gruszek, SL (2019b). Zgłoszone przez siebie uzależnienie od pornografii w reprezentatywnej na szczeblu krajowym próbie: rola nawyków związanych z używaniem, religijności i niestosowności moralnej. Journal of Behavioral Addictions, 8, 88-93.
Grubbs, JB, Kraus, południowy zachód, Wino z gruszek, SL, Lewczuka, K., & Gola, M. (2020). Moralna niezgodność i kompulsywne zachowania seksualne: wyniki interakcji przekrojowych i równoległych analiz krzywej wzrostu. Journal of Abnormal Psychology, 129, 266-278.
Grubbs, JB, & Wino z gruszek, SL (2019). Niespójność moralna i wykorzystanie pornografii: krytyczny przegląd i integracja. The Journal of Sex Research, 56, 29-37.
Grubbs, JB, Wino z gruszek, SL, Więdnąć, JA, & Reid, RC (2019c). Problemy z pornografią wynikające z niezgodności moralnej: model integracyjny z systematycznym przeglądem i metaanalizą. Archiwa zachowań seksualnych, 48, 397-415.
Grubbs, JB, Sesje, J., Kołodziej, DM, & Volk, F. (2010). Inwentarz wykorzystania cyber-pornografii: opracowanie nowego instrumentu oceny. Uzależnienie seksualne i kompulsywność, 17, 106-126.
Grubbs, JB, Volk, F., Exline, JJ, & Pargament, KI (2015). Wykorzystanie pornografii internetowej: postrzegane uzależnienie, cierpienie psychiczne i walidacja krótkiego działania. Dziennik terapii seksu walki, 41, 83-106.
Grubbs, JB, Warmke, B., PRAWDA, J., James, AS, & Campbell, WK (2019d). Postawa moralna w dyskursie publicznym: motywy poszukiwania statusu jako potencjalny mechanizm wyjaśniający w przewidywaniu konfliktu. PloS One, 14(10), e0223749.
Grubbs, JB, Więdnąć, JA, Exline, JJ, & Pargament, KI (2018). Przewidywanie wykorzystania pornografii w czasie: czy samo zgłaszane „uzależnienie” ma znaczenie? Wciągające zachowania, 82, 57-64.
Grubbs, JB, Więdnąć, JA, Exline, JJ, Pargament, KI, & Kraus, południowy zachód (2018b). Moralna dezaprobata i postrzegane uzależnienie od pornografii internetowej: badanie podłużne. Nałóg, 113, 496-506.
Witam, P., Drapy, M., Kowalewskiej, E., Lewczuka, K., & Gola, M. (2020). Oparte na uważności badanie zapobiegania nawrotom kompulsywnego zaburzenia zachowania seksualnego. PsyArchiwum.
James, LM, Prąd, KT, & Leskela, J. (2014). Zachowania ryzykowne i impulsywność wśród weteranów z PTSD i łagodnym TBI i bez nich. Medycyna wojskowa, 179, 357-363.
Kafka, MP (2010). Zaburzenie hiperseksualne: proponowana diagnoza dla DSM-V. Archiwa zachowań seksualnych, 39, 377-400.
Kinsey, AC, Pomoy, WB, & Martin, CE (2003). Zachowania seksualne u mężczyzny. 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). Czy zaburzenie hiperseksualne należy zaklasyfikować jako uzależnienie? Uzależnienie seksualne i kompulsywność, 20, 27-47.
Kor, A., Zilcha-Mano, S., Fogel, YA, Mikulincer, M., Reid, RC, & Potenza, MN (2014). Rozwój psychometryczny problematycznej skali wykorzystania pornografii. Wciągające zachowania, 39, 861-868.
Kowalewskiej, E., Kraus, południowy zachód, Lew-Starowicz, M., Gustavsson, K., & Gola, M. (2019). Jakie wymiary ludzkiej seksualności są związane z kompulsywnymi zaburzeniami zachowania seksualnego (CSBD)? Badanie z wykorzystaniem wielowymiarowego kwestionariusza seksualności na próbie polskich mężczyzn. The Journal of Sexual Medicine, 16, 1264-1273.
Kraus, południowy zachód, Krueger, RB, Briken, P., i terminów, a, MB, Kamień, DJ, Kaplan, MS, (2018). Kompulsywne zaburzenia zachowania seksualnego w ICD-11. Psychiatria światowa, 17, 109-110.
Kraus, południowy zachód, Martino, S., & Potenza, MN (2016). Cechy kliniczne mężczyzn zainteresowanych leczeniem w celu wykorzystania pornografii. Journal of Behavioral Addictions, 5, 169-178.
Kraus, południowy zachód, Martino, S., Potenza, MN, Park, C., Merrell, JD, & hoff, RA (2017). Badanie kompulsywnych zachowań seksualnych i psychopatologii wśród próby amerykańskich weteranów wojskowych i kobiet po zatrudnieniu. Psychologia wojskowa, 29, 143-156.
Kraus, południowy zachód, Meshberga-Cohena, S., Martino, S., Quinones, LJ, & Potenza, MN (2015). Leczenie kompulsywnego używania pornografii naltreksonem: opis przypadku. American Journal of Psychiatry, 172, 1260-1261.
Kraus, południowy zachód, Potenza, MN, Martino, S., & Dotacja, JE (2015b). Badanie właściwości psychometrycznych skali obsesyjno-kompulsywnej Yale-Browna na próbie kompulsywnych użytkowników pornografii. Compr Psychiatry, 59, 117-122.
Kraus, S., & Rosenberg, H. (2014). Kwestionariusz głodu pornografii: właściwości psychometryczne. Archiwa zachowań seksualnych, 43, 451-462.
Kraus, południowy zachód, & Sweeney, PJ (2019). Trafienie w cel: rozważania dotyczące diagnostyki różnicowej podczas leczenia osób z powodu problematycznego wykorzystywania pornografii. Archiwa zachowań seksualnych, 48, 431-435.
Kraus, południowy zachód, Voon, V., & Potenza, MN (2016b). Czy kompulsywne zachowania seksualne powinny być uważane za uzależnienie? Nałóg, 111, 2097-2106.
Pan, HR, & Kwiat, SB (1987). The South Oaks Gambling Screen (SOGS): Nowy instrument identyfikacji patologicznych hazardzistów. Amerykański dziennik Psychiatry, 144, 1184-1188.
Lewczuka, K., Szmyd, J., Skorko, M., & Gola, M. (2017). Leczenie mające na celu problematyczne korzystanie z pornografii wśród kobiet. Journal of Behavioral Addictions, 6, 445-456.
Litmana, L., Robinson, J., & Abberbocka, T. (2017). TurkPrime. com: Wszechstronna platforma pozyskiwania danych w ramach crowdsourcingu dla nauk behawioralnych. Metody badań zachowań, 49(2), 433-442.
Lynam, D., Kowal, G., Whiteside, S., & Cydry, M. (2006). UPPS-P: Ocena pięciu ścieżek osobowości do zachowań impulsywnych. West Lafayette.
Zbiór, J., Potenza, MN, Bumelować, SD, hoff, RA, Park, CL, & Kraus, południowy zachód (2019). Psychopatologia i hiperseksualność wśród weteranów z historią zaburzeń związanych z używaniem alkoholu i bez niej. American Journal on Addictions, 28, 398-404.
Wąski, WE, Clarke, DE, Kuramoto, SJ, Kraemera, HC, miedź, DJ, Greiner, L., (2013). Badania terenowe DSM-5 w Stanach Zjednoczonych i Kanadzie, Część III: Opracowanie i testowanie niezawodności oceny objawów przekrojowych dla DSM-5. American Journal of Psychiatry, 170, 71-82.
Noor, południowy zachód, Rossera, BS, & Erickson, DJ (2014). Krótka skala do pomiaru problematycznej konsumpcji mediów o charakterze jednoznacznie seksualnym: właściwości psychometryczne skali kompulsywnego spożycia pornografii (CPC) wśród mężczyzn uprawiających seks z mężczyznami. Uzależnienie seksualne i kompulsywność, 21, 240-261.
czuć, R. (2014). Znaczenie impulsywności dla wielkości procentowej. Znaczenie młodych mężczyzn picie alkoholu. Alkoholizm i narkomania, 27, 31-54.
Reid, RC, Cieśla, BN, Hak, JN, Garos, S., Manning, JC, Gilliland, R., (2012). Raport ustaleń z badania terenowego DSM ‐ 5 dotyczącego zaburzeń hiperseksualnych. The Journal of Sexual Medicine, 9, 2868-2877.
Reid, RC, Garos, S., & Cieśla, BN (2011). Wiarygodność, ważność i rozwój psychometryczny wykazu zachowań hiperseksualnych w ambulatoryjnej próbie mężczyzn. Uzależnienie seksualne i kompulsywność, 18, 30-51. https://doi.org/10.1080/10720162.2011.555709.
Reid, RC, Li, DS, Gilliland, R., Kamień, JA, & Fong, T. (2011b). Wiarygodność, trafność i psychometryczny rozwój inwentaryzacji konsumpcji pornografii w próbie hiperseksualnych mężczyzn. Dziennik terapii seksualnej i małżeńskiej, 37, 359-385.
Rosenberg, H., & Kraus, S. (2014). Związek „namiętnego przywiązania” do pornografii z kompulsywnością seksualną, częstotliwością używania i pragnieniem pornografii. Wciągające zachowania, 39, 1012-1017.
Rosseel, Y. (2011). Lavaan: pakiet R do modelowania równań strukturalnych i więcej, wersja 0.4-9 (BETA). Dziennik oprogramowania statystycznego, 48(2), 1-36.
Saunders, JB, Aasland, OG, Babor, TF, De la Fuenté, JR, & Dotacja, M. (1993). Opracowanie testu identyfikacji zaburzeń związanych z używaniem alkoholu (AUDIT): wspólny projekt WHO dotyczący wczesnego wykrywania osób ze szkodliwym spożyciem alkoholu-II. Nałóg, 88, 791-804.
Scanavino, M. re. T., Ventuneac, A., Abdo, CHN, Tavares, H., Amaral, MLSA d., Messina, B., (2013). Kompulsywne zachowania seksualne i psychopatologia wśród mężczyzn poszukujących leczenia w São Paulo, Brazylia. Badania psychiatrii, 209, 518-524.
Schneeweissa, H., & Mathes, H. (1995). Analiza czynnikowa i główne składowe. Dziennik analizy wielowymiarowej, 55, 105-124.
Scoglio, AA, Bumelować, SD, hoff, RA, Potenza, MN, Mazury, CM, Park, CL, (2017). Specyficzne dla płci czynniki ryzyka dla psychopatologii i obniżonego funkcjonowania w próbie weteranów po 9 września. Journal of Interpersonal Violence. E-Pub.
Kowal, PH, Potenza, MN, Mazury, CM, McKee, SA, Park, CL, & hoff, RA (2014). Kompulsywne zachowania seksualne wśród męskich weteranów wojskowych: rozpowszechnienie i powiązane czynniki kliniczne. Journal of Behavioral Addictions, 3, 214-222.
Štulhofer, A., Bergeron, S., & Jurin, T. (2016). Czy wysokie pożądanie seksualne jest zagrożeniem dla relacji kobiet i dobrobytu seksualnego?. The Journal of Sex Research, 53, 882-891.
Štulhofer, A., Jurin, T., & Briken, P. (2016b). Czy wysokie pożądanie seksualne jest aspektem męskiej hiperseksualności? Wyniki badania online. Dziennik terapii seksualnej i małżeńskiej, 42, 665-680.
Turban, J L, Potenza, MN, hoff, RA, Martino, S., & Kraus, południowy zachód (2017). Zaburzenia psychiczne, myśli samobójcze i infekcje przenoszone drogą płciową wśród weteranów po oddelegowaniu, którzy wykorzystują cyfrowe media społecznościowe do poszukiwania partnera seksualnego. Wciągające zachowania, 66, 96-100.
Turban, J L, Bumelować, SD, Potenza, MN, hoff, RA, & Kraus, południowy zachód (2020). Publikowanie w Internecie zdjęć lub filmów przedstawiających siebie o charakterze jednoznacznie seksualnym wiąże się z impulsywnością i hiperseksualnością, ale nie jest miarą psychopatologii w próbie amerykańskich weteranów. The Journal of Sexual Medicine, 17, 163-167.
Wordecha, M., Wilk, M., Kowalewskiej, E., Skorko, M., Łapińskiego, A., & Gola, M. (2018). „Porady pornograficzne” jako kluczowa cecha mężczyzn poszukujących leczenia kompulsywnych zachowań seksualnych: jakościowa i ilościowa ocena 10 w tygodniu. Journal of Behavioral Addictions, 7, 433-444.
Światowa Organizacja Heatlh (2018). ICD-11 dla statystyk śmiertelności i zachorowalności. Pobrane 20 marca 2020 r. Z: https://icd.who.int/browse11/l-m/en.
Wright, PJ (2013). Mężczyźni i pornografia w USA, 1973–2010: Konsumpcja, predyktory, korelaty. The Journal of Sex Research, 50, 60-71.
;
