J Behav Addict. 16 de outubro de 2017:1-12. doi: 10.1556/2006.6.2017.063.
Sumário
Antecedentes e objetivos
Estudos prévios examinaram fatores psicológicos relacionados ao tratamento em busca de uso problemático de pornografia (UP) em homens. Neste estudo, focamos em mulheres que buscam tratamento para UP problemáticas e as comparamos com usuários de pornografia não problemática em relação a variáveis relacionadas à UP problemática. Em segundo lugar, investigamos as relações entre os construtos críticos relacionados à PU problemática com o método de análise do caminho, enfatizando os preditores de procura de tratamento entre as mulheres. Também comparamos nossos resultados com estudos anteriores sobre o sexo masculino.
O Propósito
Um estudo de pesquisa foi conduzido em mulheres caucasianas de língua polonesa 719, 14-63 anos de idade, incluindo 39 tratadores de PU problemática.
Consistentes
A relação positiva entre a quantidade de UP e a busca por tratamento perde sua significância após a introdução de dois outros preditores de busca por tratamento: religiosidade e sintomas negativos associados à UP. Este padrão é diferente dos resultados obtidos em estudos anteriores sobre o sexo masculino.
Discussão
Diferente de estudos anteriores em amostras masculinas, nossa análise mostrou que, no caso de mulheres, a simples quantidade de UP pode estar relacionada ao comportamento de busca de tratamento, mesmo após considerar os sintomas negativos associados à UP. Além disso, a religiosidade é um preditor significativo da procura de tratamento entre as mulheres, o que pode indicar que, no caso das mulheres, o tratamento para UP problemático é motivado não apenas por sintomas negativos experientes de UP, mas também por crenças pessoais sobre UP e normas sociais.
Conclusão
Para as mulheres, os sintomas negativos associados à UP, a quantidade de UP e a religiosidade estão associados à procura por tratamento. Esses fatores devem ser considerados no tratamento.
Introdução
O comportamento sexual humano depende de uma variedade de fatores biológicos, psicológicos, sociais e culturais. Talvez o mais importante seja o gênero. Machos e fêmeas diferem em termos de sua fisiologia e psicologia da reatividade sexual (Ciocca et al., 2015; Levin, 2005), preferências e atividade (Hsu et al., 1994; Wilson, 1987; Wilson & Lang, 1981; Wood, McKay, Komarnicky e Milhausen, 2016). Por exemplo, vamos considerar os quatro estágios consecutivos clássicos, como excitação, platô, orgasmo e resolução (Georgiadis & Kringelbach, 2012; Gola, Kowalewska, Wierzba, Wordecha e Marchewka, 2015). Estes descrevem o ciclo de resposta sexual masculina com bastante precisão, mas tiveram que ser expandidos para descrever o ciclo de resposta sexual feminina com precisão semelhante (Basson, 2000, 2005). Além disso, a excitação sexual masculina é específico de gênero, enquanto a excitação sexual feminina parece ser mais gênero não específico (é mais provável que as mulheres experimentem estímulos sexuais de ambos os sexos) (Huberman & Chivers, 2015; Huberman, Maracle, & Chivers, 2015). Além disso, há um crescente corpo de pesquisas mostrando as diferenças entre machos e fêmeas em termos de uso de pornografia (PU). De acordo com dados de uma amostra dinamarquesa representativa, existem cerca de 3.7 vezes menos utilizadores de pornografia regular (com base semanal) entre mulheres do que homens (18.3% vs. 67.6%) (Hald, 2006). Dados mais recentes recolhidos de uma amostra de adultos escandinavos (Kvalem, Træen, Lewin, & Štulhofer, 2014) mostram resultados semelhantes: 81% de homens e 18% de mulheres relataram usar pornografia na Internet semanalmente. Uma proporção muito semelhante pode ser observada entre os indivíduos que procuram tratamento para comportamentos sexuais compulsivos (CSBs): 19.6% de mulheres e 80.4% de homens (conforme relatado por 47 terapeutas da German Society for Sex Research; Klein, Rettenberger, & Briken, 2014). Além disso, a exposição ao longo da vida à pornografia é cerca de 30% menor, 67% versus 94% em uma amostra norueguesa (Træen & Daneback, 2013) e 62.1% versus 93.2% na amostra de cidadãos dos EUA (Sabina, Wolak, & Finkelhor, 2008). Pesquisas recentes também mostraram que apenas 11.8% de episódios de UP foram acompanhados por masturbação entre mulheres heterossexuais (23.9% entre gays e lésbicas), enquanto 42.2% entre homens heterossexuais (51.4% entre gays e lésbicas) (Træen & Daneback, 2013). Além disso, também existem diferenças entre os sexos na valência da reação emocional aos estímulos visuais eróticos de um certo tipo (Wierzba et al., 2015).
Pesquisadores mostram que a pornografia pode ser benéfica para as mulheres de tantas maneiras ( Leiblum, 2001 ) quanto para os homens ( Häggström-Nordin, Tydén, Hanson e Larsson, 2009 ; Rothman, Kaczmarsky, Burke, Jansen e Baughman, 2015 ), embora haja um crescente corpo de evidências mostrando que o uso problemático de pornografia pode ser um comportamento problemático para alguns indivíduos ( Gola, Lewczuk e Skorko, 2016 ; Gola e Potenza, 2016 ; Gola, Wordecha, et al., 2017 ; Kraus, Martino e Potenza, 2016 ; Kraus, Voon e Potenza, 2016 ; Park et al., 2016 ; Potenza, Gola, Voon, Kor e Kraus, 2017 ). Estudos recentes identificaram as principais características do comportamento sexual que diferenciam indivíduos que buscam tratamento para úlceras por pressão problemáticas daqueles que não buscam tratamento ( Gola et al., 2016 ; Kraus, Martino, et al., 2016 ). Esses estudos forneceram informações importantes sobre úlceras por pressão problemáticas (abordaremos isso mais detalhadamente nesta seção), mas sua limitação reside no fato de terem se concentrado exclusivamente em amostras masculinas. Argumentamos que os resultados desses estudos não podem ser generalizados para mulheres devido às claras diferenças no comportamento sexual e nas úlceras por pressão entre os sexos e, consequentemente, precisamos de análises separadas em amostras femininas que considerem a especificidade de seu comportamento sexual. Simultaneamente, devido à falta de pesquisas anteriores que investiguem preditores da busca por tratamento em mulheres, estudos semelhantes em amostras masculinas, já disponíveis, constituem um ponto de referência útil para novas análises em mulheres. Pretendemos utilizá-los exatamente dessa forma e, para isso, forneceremos uma breve descrição de nosso estudo anterior em uma amostra masculina, que servirá como ponto de partida para investigar úlceras por pressão problemáticas em mulheres.
No estudo mencionado acima ( Gola et al., 2016 ), avaliamos 132 homens heterossexuais que buscavam tratamento para uso problemático de pornografia. Comparando-os com 437 usuários de pornografia que não buscaram tratamento, nosso objetivo foi verificar se a mera quantidade de uso de pornografia (medida em número de horas/semana) é preditiva da busca por tratamento, ou se essa relação é mediada pelos sintomas negativos associados ao uso de pornografia [medidos pelo Teste de Triagem de Dependência Sexual Revisado (SAST-R)] ( Carnes, Green & Carnes, 2010 ; Gola, Skorko et al., 2017 ). Nossa análise mostrou que a mera quantidade de uso de pornografia tem apenas uma fraca relação com a busca por tratamento e que essa relação é totalmente mediada pela quantidade de sintomas negativos associados ao uso de pornografia. Esta última variável apresentou uma relação muito mais forte com a busca por tratamento do que a mera quantidade de uso de pornografia, explicando 42% da variância na busca por tratamento. Também exploramos outras variáveis que foram hipotetizadas como importantes para o uso problemático de drogas em estudos anteriores, incluindo início e número de anos de uso de drogas, religiosidade, idade, atividade sexual diádica e estado civil (ver Figura 1 para recriação inicial da forma deste modelo para refletir o uso problemático de drogas em mulheres) ( Gola et al., 2016 ).
Figura 1. Análise de caminhos do modelo estendido mostrando os coeficientes de caminho padronizados testados com o uso de intervalos de confiança corrigidos para viés de 95% (** p ≤ 001; * p < 05). Os valores entre parênteses são os coeficientes padronizados para os efeitos diretos antes de considerar os caminhos indiretos. As setas em negrito representam as relações relacionadas à nossa hipótese principal. Os demais caminhos representam hipóteses secundárias. PU no nome da variável significa uso de pornografia. As linhas tracejadas indicam caminhos que foram excluídos da versão final do modelo para mulheres. Os tamanhos das amostras para cada variável estão listados na Tabela 1.
Considerando as grandes diferenças relacionadas ao sexo no uso de pornografia, hipotetizamos que o panorama das relações será diferente para a amostra feminina. Primeiramente, acreditamos que a mera quantidade de uso de pornografia pode estar mais fortemente relacionada à busca por tratamento em mulheres do que em homens, mesmo após considerar os sintomas negativos da pornografia. Como apenas 18% das mulheres (entre 18 e 30 anos) assistem a pornografia regularmente, semanalmente ( Hald, 2006 ), isso pode ser percebido como um comportamento desviante, em contraste com os homens, entre os quais tal comportamento pode ser percebido como normativo. A maioria dos homens (67.6% a 81% entre 18 e 30 anos) usa pornografia semanalmente ( Hald, 2006 ; Kvalem et al., 2014 ). Assim, essa é a principal diferença relacionada ao sexo que podemos esperar. Uma segunda diferença importante pode estar relacionada ao impacto da religiosidade na busca por tratamento. Em um estudo recente, Martyniuk, Dekker, Sehner, Richter-Appelt e Briken ( 2015 ) demonstraram uma interação interessante entre religiosidade e gênero na previsão da quantidade de uso de pornografia. Entre as mulheres, alta religiosidade apresentou correlação negativa com a quantidade de uso de pornografia. Surpreendentemente, a religiosidade autodeclarada apresentou correlação positiva com o uso de pornografia entre os homens ( Martyniuk et al., 2015 ), assim como observado em nosso estudo anterior ( Gola et al., 2016 ). Grubbs, Exline, Pargament, Volk e Lindberg ( 2016 ) mostraram que a quantidade de uso de pornografia (embora comparável entre pessoas religiosas e não religiosas) na população geral de homens e mulheres está relacionada a maiores conflitos espirituais entre indivíduos religiosos e pode levar à percepção de dependência de pornografia. Portanto, levantamos a hipótese de que tanto os sintomas negativos relacionados à úlcera por pressão quanto a religiosidade podem ser preditores significativos da busca por tratamento para úlceras por pressão problemáticas em mulheres.
Em resumo, este artigo tem dois objetivos principais. O primeiro é comparar grupos de mulheres que buscam tratamento e aquelas que não buscam, em relação a variáveis relacionadas à úlcera por pressão problemática. O segundo é criar e avaliar um modelo de relações entre as variáveis críticas relacionadas à úlcera por pressão problemática, com foco especial em potenciais preditores da busca por tratamento entre mulheres. Para atingir esse objetivo, não poderíamos nos basear em simples comparações de valores médios entre as que buscam tratamento e as que não buscam – esse método não permite testar as complexas mediações postuladas na literatura e que precisam ser verificadas. Em vez disso, utilizamos a modelagem de análise de caminhos e criamos um modelo em que a busca por tratamento é nossa principal variável dependente (veja as seções “Métodos” e “Resultados” para mais explicações). Nesta parte da análise, consideramos nosso modelo anterior para homens como ponto de partida ( Gola et al., 2016 ). Na etapa seguinte, fizemos alterações importantes nesse modelo para que ele refletisse a úlcera por pressão problemática em mulheres. Além disso, na seção “Discussão”, destacamos as principais diferenças entre este estudo com uma amostra feminina e as análises anteriores com amostras masculinas.
O Propósito
Os dados foram coletados entre março de 2014 e setembro de 2015, a partir de uma amostra de cidadãs caucasianas polonesas, por meio de um questionário online. Levou quase 18 meses para obter um número suficiente de mulheres em busca de tratamento para problemas de uretrite por pressão ( N = 39). Para isso, solicitamos a 23 terapeutas (17 psicólogos/psicoterapeutas, 4 psiquiatras e 2 sexólogos) que encaminhassem novas pacientes com queixas de uretrite por pressão para nossa pesquisa. De forma semelhante ao nosso estudo anterior ( Gola et al., 2016 ), os principais critérios de inclusão foram a busca por tratamento para problemas de uretrite por pressão e o preenchimento de 4 dos 5 critérios para transtorno de hipersexualidade (de acordo com Kafka, 2010 ). Os critérios de exclusão foram a comorbidade com transtorno bipolar ou mania, avaliada pela seguinte pergunta: Você já foi diagnosticada com transtorno bipolar? Mulheres que não buscavam tratamento ( N = 676) foram recrutadas por meio de anúncios em redes sociais. Ao acessarem o questionário, as participantes receberam informações sobre o termo de consentimento livre e esclarecido. A idade média dos participantes foi de 26.5 anos ( DP = 5.93), sendo 462 heterossexuais, 86 bissexuais e 19 lésbicas (152 não forneceram informações sobre orientação sexual). A orientação sexual foi avaliada pela adaptação polonesa da Escala de Orientação Sexual de Kinsey ( Wierzba et al., 2015 ). Observações com dados faltantes foram excluídas aos pares (taxa de resposta geral = 70%), resultando em um número final ligeiramente diferente de participantes para cada variável, variando de 39 a 15 participantes no grupo de pessoas em busca de tratamento (Tabela 1 ). Em relação à orientação sexual, em nossa amostra de pessoas em busca de tratamento, 17 mulheres se declararam heterossexuais, 6 bissexuais e 1 lésbica (outras 15 mulheres não responderam). No grupo de pessoas que não buscaram tratamento, 444 mulheres se declararam heterossexuais, 80 bissexuais e 18 lésbicas.
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Tabela 1. Estatísticas descritivas e comparações de classificação média ( teste U de Mann-Whitney , com os respectivos tamanhos de efeito) para as variáveis utilizadas em nossos modelos, dependendo da busca por tratamento (sim/não) para mulheres.
| N | Média | SD | Variação | η2 tamanho do efeito | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Nome variável | Sim | Não | Sim | Não | Sim | Não | Sim | Não | |
| 1. Sintomas negativos (0 – 20) | 29 | 589 | 11.34 | 3.99 | 4.71 | 3.15 | 18 | 20 | 0.081 ** |
| 2. Frequência de consumo de pornografia (minutos / semana) | 13 | 265 | 639.92 | 103.02 | 857.85 | 218.19 | 2,384 | 2,398 | 0.031 ** |
| 3. Religiosidade subjetiva (0-4) | 21 | 461 | 2.19 | 1.05 | 1.44 | 1.33 | 4 | 4 | 0.027 ** |
| 4. Práticas religiosas (minutos / semana) | 15 | 185 | 339.93 | 87.70 | 298.31 | 95.73 | 1,140 | 540 | 0.115 ** |
| 5. Número de anos de consumo de pornografia | 22 | 420 | 10.36 | 9.20 | 6.32 | 6.15 | 25 | 37 | 0.002 |
| 6.Onset do consumo de pornografia (anos) | 21 | 412 | 17.00 | 17.52 | 8.59 | 5.56 | 35 | 36 | 0.005 |
| 7. Era | 39 | 651 | 27.38 | 26.43 | 8.72 | 5.57 | 27 | 49 | 0.000 |
| 8. Tempo decorrido desde a última atividade sexual diádica (0 – 7) | 28 | 549 | 2.96 | 3.80 | 2.59 | 1.98 | 7 | 7 | 0.006 |
| 9. Maior número de masturbações durante o dia 1 | 20 | 433 | 7.15 | 3.72 | 5.74 | 3.00 | 20 | 20 | 0.021 * |
| 10. Período mais longo de assistir pornografia sem parar | 20 | 433 | 197.05 | 75.40 | 258.75 | 99.15 | 1,199 | 1,199 | 0.088 ** |
Nota: Diferença significativa na pontuação média entre os grupos, conforme avaliado pelo teste U de Mann-Whitney . Em relação à busca por tratamento (0: não; 1: sim), o estado civil (0: sem relacionamento; 1: em um relacionamento) não diferiu dependendo da busca por tratamento (sim/não), conforme avaliado pelo teste χ². χ² ( 1 ) = 1.87; p = 0,172; tamanho do efeito: φ = 0.07.
* p < 05. ** p < 001.
Todas as medidas de resultado foram exatamente as mesmas do nosso estudo anterior ( Gola et al., 2016 ), onde uma descrição mais detalhada pode ser encontrada. A principal medida – Busca por tratamento – foi o comportamento real de busca por tratamento para problemas de uso de substâncias (contato com psicólogo, psiquiatra ou sexólogo que realizou a triagem e encaminhou o paciente para a pesquisa). Para fins de controle, na pesquisa para aqueles que não buscaram tratamento, perguntamos se os participantes já haviam utilizado algum tipo de ajuda devido ao comportamento sexual. Não houve nenhum caso desse tipo.
A quantidade de uso de pornografia foi medida como o número médio declarado de minutos/semana gastos com pornografia durante o último mês. Os sintomas negativos foram avaliados por uma adaptação polonesa do SAST-R [20 itens com resposta sim/não ( Gola, Skorko, et al., 2017 )], que mede (a) preocupação, (b) afeto e (c) perturbação do relacionamento por comportamentos sexuais e (d) sensação de perda de controle sobre o comportamento sexual. Como a análise da estrutura latente dos sintomas de dependência de pornografia não era nosso objetivo direto, tratamos a pontuação geral no questionário SAST-R como uma variável observada. A consistência interna do questionário neste estudo foi muito alta (α de Cronbach = 82).
A idade dos participantes foi expressa em anos. O início do uso problemático de pornografia (UP) foi medido como a idade declarada em que os participantes começaram a visualizar imagens ou vídeos de conteúdo sexual explícito. O número de anos de UP foi calculado a partir do início do UP e da idade real do participante. A religiosidade subjetiva foi medida em uma escala do tipo Likert com pontos de ancoragem em 0 (definitivamente não) e 4 (definitivamente sim) por meio da seguinte pergunta: Você se considera uma pessoa religiosa? As pessoas que declararam valores maiores que 0 nessa escala foram questionadas adicionalmente sobre suas práticas religiosas , medidas pela média de tempo (minutos/semana) gasto em práticas religiosas ou espirituais, como orações, participação em cultos/rituais, leitura de livros espirituais, meditações, etc. Também perguntamos sobre o tempo decorrido desde a última atividade sexual a dois , usando uma escala ordinal de 0 a 7 (0 – hoje; 1 – ontem; 2 – últimos 3 dias; 3 – últimos 7 dias; 4 – últimos 30 dias; 5 – últimos 3 meses; 6 – há mais de 90 dias; e 7 – nunca tive relações sexuais com outra pessoa). Os participantes foram solicitados a selecionar a resposta mais precisa. O estado civil foi medido pela declaração de estar em um relacionamento (formal ou informal = 1 ou não = 0). A variável " Maior número de masturbações em um dia" refere-se ao maior número de masturbações relatadas pelo próprio indivíduo ao longo de um dia, e a variável " Maior período assistindo pornografia sem parar" indica o episódio mais longo e ininterrupto de visualização de pornografia (em minutos), também relatado pelo próprio indivíduo.
Na primeira etapa, comparamos os valores médios das variáveis relacionadas à úlcera por pressão problemática e à busca por tratamento utilizando o teste U de Mann-Whitney . Utilizamos esse teste devido ao tamanho desigual da amostra entre os grupos comparados: indivíduos que buscaram tratamento e aqueles que não buscaram, e à heterogeneidade da variância em ambos os grupos. Em seguida, utilizamos uma análise de caminhos para testar a significância das relações hipotetizadas entre as variáveis relacionadas à úlcera por pressão problemática. Escolhemos o método de análise de caminhos porque ele nos permite testar relações hierárquicas complexas entre múltiplas variáveis exógenas e endógenas em um único modelo. Nesta parte da análise, não comparamos os grupos que buscaram e os que não buscaram tratamento, mas consideramos a busca por tratamento como a principal variável dependente e testamos outras variáveis críticas relacionadas à úlcera por pressão problemática como seus preditores. O software IBM SPSS Amos ( Arbuckle, 2013 ), com estimativa de máxima verossimilhança, foi utilizado para realizar nossa análise. Como algumas de nossas variáveis não apresentavam distribuição normal, estimamos a significância dos coeficientes padronizados com 5,000 iterações de bootstrap e utilizamos a matriz de correlação como entrada. A significância dos efeitos indiretos foi testada utilizando intervalos de confiança bootstrap corrigidos para viés de 95% ( MacKinnon, 2008 ). Testamos a qualidade do ajuste de nossos modelos com diversas estatísticas bem estabelecidas. Um bom ajuste foi indicado por um resultado não significativo no teste χ² , um valor do índice de ajuste comparativo (CFI) maior que 0.95, um erro quadrático médio de aproximação (RMSEA) menor que 0.06 e um resíduo quadrático médio padronizado (SRMR) menor que 0.08 ( Hu & Bentler, 1999 ).
Materiais de estudo e protocolo foram aprovados pelo Comitê de Ética do Instituto de Psicologia da Academia Polonesa de Ciências. Todos os sujeitos foram informados sobre o estudo e todos forneceram consentimento informado.
Iniciamos nossa análise comparando mulheres que buscaram tratamento com aquelas que não buscaram, em termos de variáveis relacionadas ao uso problemático de pornografia. A Tabela 1 apresenta os resultados dos respectivos testes U de Mann-Whitney , juntamente com os tamanhos do efeito indicados pelo coeficiente eta quadrado (η² ) e estatísticas descritivas básicas para ambos os grupos. As mulheres que buscaram tratamento, em comparação com as que não buscaram, apresentaram pontuações mais altas em termos da quantidade de sintomas negativos associados à pornografia e da intensidade da própria pornografia. Além disso, as mulheres que buscaram tratamento relataram um número máximo maior de masturbações ao longo de um dia e episódios mais longos de consumo excessivo de pornografia. Curiosamente, o grupo de mulheres que buscaram tratamento obteve pontuações mais altas em práticas religiosas e religiosidade subjetiva.
Finalmente, nossos resultados indicam que os grupos que procuram tratamento e não procuram tratamento não diferem em termos de tempo decorrido desde a última atividade sexual diádica, idade, início e anos de consumo de pornografia.
Em seguida, examinamos as relações entre variáveis relacionadas ao uso problemático de substâncias e a busca por tratamento em mulheres, utilizando modelos de análise de caminhos. As hipóteses testadas nesses modelos foram determinadas com base na literatura disponível ( Kraus, Martino, et al., 2016 ; Kraus, Voon, et al., 2016 ) e nos resultados de uma análise semelhante realizada anteriormente com uma amostra masculina ( Gola et al., 2016 ). Em outras palavras, esta seção não se concentra na comparação dos valores médios de variáveis específicas entre os grupos de pessoas que buscam tratamento e aquelas que não buscam. Em vez disso, nesta parte da análise, investigamos a força das relações entre construtos críticos relacionados ao uso problemático de substâncias, com ênfase especial em potenciais preditores da busca por tratamento.
Os coeficientes de correlação para todas as variáveis utilizadas em nossos modelos de caminho são apresentados na Tabela 2. Utilizamos o coeficiente de correlação ponto-bisserial para as variáveis codificadas como dummy (busca por tratamento e estado civil) e o coeficiente de correlação de Pearson para as demais.
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Tabela 2. Estatísticas descritivas e coeficientes de correlação para todas as variáveis incluídas na análise para mulheres.
| Nome variável | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | 11 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1. Sintomas negativos (0 – 20) | 1 | ||||||||||
| 2. Frequência de consumo de pornografia (minutos / semana) | 0.45 ** | 1 | |||||||||
| 3. Religiosidade subjetiva (0-4) | 0.09 * | 0.17 * | 1 | ||||||||
| 4. Práticas religiosas (minutos / semana)a | 0.25 ** | 0.55 ** | 0.28 ** | 1 | |||||||
| 5. Número de anos de consumo de pornografia | 0.06 | 0.04 | −0.16 * | -0.06 | 1 | ||||||
| 6.Onset do consumo de pornografia (anos) | −0.14 * | -0.12 | 0.17 * | 0.07 | −0.53 ** | 1 | |||||
| 7. Era | -0.01 | −0.15 * | -0.03 | -0.06 | 0.46 ** | 0.45 ** | 1 | ||||
| 8. Tempo decorrido desde a última atividade sexual diádica (0 – 7) | −0.09 * | 0.04 | 0.14 * | 0.10 | −0.14 * | 0.09 | -0.01 | 1 | |||
| 9. Procura de tratamento (1: sim; 0: não) | 0.43 ** | 0.38 ** | 0.17 ** | 0.49 * | 0.04 | -0.02 | 0.03 | 0.09 * | 1 | ||
| Status 10.Relationship (1: em um relacionamento; 0: não em um relacionamento) | −0.10 * | -0.08 | -0.01 | -0.12 | 0.16 ** | -0.02 | 0.07 | −0.57 ** | -0.05 | 1 | |
| 9. Maior número de masturbações durante 1 dia | 0.39 ** | 0.44 ** | -0.06 | 0.28 * | 0.14 * | -0.07 | 0.02 | -0.06 | 0.22 ** | 0.01 | 1 |
| 10. Período mais longo de assistir pornografia sem parar | 0.39 ** | 0.67 ** | 0.03 | 0.37 ** | 0.17 * | −0.18 ** | -0.05 | 0.01 | 0.22 ** | -0.06 | 0.48 ** |
Nota: A pergunta sobre práticas religiosas foi feita apenas aos participantes que declararam ser religiosos na pergunta anterior (religiosidade subjetiva).
* p < 05. ** p < 001.
Iniciamos esta parte da nossa análise estatística examinando nossa principal hipótese, que afirmava que a quantidade de úlceras por pressão entre as mulheres poderia estar significativamente relacionada à busca por tratamento para úlceras por pressão problemáticas. Nossa análise mostrou que essa relação foi de fato significativa (estimativa = 0.38, p < 001).
Após a introdução do mediador hipotético (gravidade dos sintomas negativos associados à PU), a força da relação direta entre a quantidade de PU e a busca por tratamento diminuiu, mas permaneceu positiva e significativa [estimativa = 0.23 (intervalo de correção de viés de 95% = 0.15–0.31); p < 0,001]. A via de mediação discutida também se mostrou significativa [0.15 (0.11–0.19)], com um tamanho de efeito médio: κ² = 0.130 (kappa ao quadrado, conforme proposto por Preacher & Kelley, 2011 ). Em conclusão, nossos resultados indicam que a gravidade dos sintomas negativos associados à PU está mediando parcialmente a relação direta entre a quantidade de PU e a busca por tratamento (Figura 1 ).
Na etapa seguinte, introduzimos quatro potenciais preditores de sintomas negativos associados à úlcera por pressão (Figura 1 ): (a) início e (b) número de anos de úlcera por pressão, (c) religiosidade subjetiva e (d) práticas religiosas. Nossa análise revelou que apenas o início da úlcera por pressão prediz significativamente a gravidade dos sintomas negativos associados à úlcera por pressão [estimativa = −0.10, (intervalo de correção de viés de 95% = −0.18 a −0.02); p = 002].
Nossa análise também mostrou que a idade estava significativamente relacionada de forma negativa à quantidade de uso de pornografia [−0.15 (−0.23 a −0.07)]. Mulheres mais jovens usavam mais pornografia do que mulheres mais velhas. Além disso, mulheres que estavam em um relacionamento relataram um menor tempo decorrido desde a última atividade sexual a dois; estimativa = −0.57 (Figura 1 ). No entanto, o tempo decorrido desde a última atividade sexual a dois não mediou a relação entre idade e quantidade de uso de pornografia (estimativa = 0.001, p = 0,259; tamanho do efeito: κ² = 0.001).
Na etapa seguinte, comparamos as versões irrestrita e restrita do nosso modelo. A versão irrestrita era composta por todos os caminhos analisados. Na versão restrita, fixamos todos os caminhos não significativos em 0 (todos os caminhos não significativos são visíveis na Figura 1 ). Ao comparar esses dois modelos, pudemos verificar se esses caminhos forneciam uma quantidade significativa de valor informativo ao modelo ( Byrne, 2009 ). Neste ponto, os índices de ajuste para a versão irrestrita do modelo foram: χ² ( 34) = 2,424.45, p < 0,001; CFI = 0.215, RMSEA = 0.313, SRMR = 0.1733. Para a versão restrita: χ² ( 39) = 2,427.63, p < 0,001; CFI = 0.215, RMSEA = 0.292, SRMR = 0.1749. Essas duas versões do modelo discutido não diferiram significativamente, χ² ( 5) = 3.179, p = 0,672. Com base nesse resultado, excluímos todos os caminhos não significativos do modelo. Na etapa seguinte, também excluímos um caminho entre o estado civil e o tempo decorrido desde a última atividade sexual diádica. Esse caminho tornou-se redundante, pois estava conectado ao restante do modelo apenas por meio de um dos caminhos não significativos removidos na etapa anterior. Todos os caminhos excluídos estão marcados com setas tracejadas na Figura 1.
Neste ponto, os índices de ajuste foram: χ² ( 6) = 174.20, p < 0,001; CFI = 0.687, RMSEA = 0.217, SRMR = 0.1231. Adicionamos covariância entre os termos de erro da idade e do início do uso de pornografia. Nossa análise revelou que a idade estava positivamente relacionada ao início do uso de pornografia ( r = 0,45): mulheres mais velhas começaram a usar pornografia mais tarde na vida. Após a inclusão dessa relação, nosso modelo apresentou um ajuste razoável: χ² ( 4) = 11.87, p = 0,018; CFI = 0.985, RMSEA = 0.052, SRMR = 0.0317.
Esta versão do modelo explicou 23% da variância na busca por tratamento no grupo feminino. Nossa análise anterior de um modelo semelhante para homens resultou em 43% de variância explicada, um valor muito maior ( Gola et al., 2016 ). Assim, de acordo com nossa hipótese formulada a priori e estudos recentes ( Grubbs et al., 2016 ; Martyniuk et al., 2015 ; Štulhofer, Jurin e Briken, 2016 ), decidimos verificar se a religiosidade pode ser um importante preditor da busca por tratamento (o que a torna o terceiro preditor da busca por tratamento em nosso modelo, conforme apresentado na Figura 2 ). Também verificamos qual a relação entre religiosidade e a quantidade de PU (perturbação da pessoa por uso de substâncias).
Figura 2. Análise de caminhos do modelo final para mulheres, mostrando os coeficientes de caminho padronizados testados com intervalos de confiança corrigidos para viés de 95% (** p ≤ 001; * p < 05). Os valores entre parênteses são os coeficientes padronizados para os efeitos diretos antes de considerar os caminhos indiretos. As setas em negrito representam a relação entre a quantidade de uso de pornografia e a busca por tratamento, e sua mediação por meio de sintomas negativos (o tema da nossa hipótese principal). Os demais caminhos (setas sem negrito) representam nossa hipótese secundária. As setas tracejadas indicam os caminhos que se tornaram significativos após a inclusão de um mediador ou preditor adicional. Os tamanhos das amostras para cada variável estão listados na Tabela 1.
A análise realizada mostrou que as práticas religiosas pareceram ser um preditor significativo da busca por tratamento em mulheres (estimativa = 0.40, p < 0.01). Além disso, foi o preditor mais forte da busca por tratamento (embora a diferença entre a força da predição entre práticas religiosas e sintomas negativos não tenha sido significativa). Após a introdução do preditor discutido no modelo, a relação entre a quantidade de úlceras por pressão e a busca por tratamento tornou-se não significativa (estimativa = 001, ns). Como consequência dessas mudanças, o poder preditivo do nosso modelo melhorou, explicando 34% da variância na busca por tratamento entre as mulheres. Também incluímos a correlação entre práticas religiosas e a quantidade de úlceras por pressão no modelo (estimativa = 0.55); isso é detalhado mais adiante. Além disso, adicionamos o termo de covariância entre o início das úlceras por pressão e a quantidade de úlceras por pressão. Essa relação foi fraca (estimativa = 0.10), mas significativa ( p = 006) – a exposição precoce à pornografia está associada a uma maior quantidade de úlceras por pressão. Nossa versão final do modelo para mulheres (Figura 2 ) teve um bom ajuste: χ 2 (6) = 22.387, p < 001; CFI = 0.982, RMSEA = 0.062, SRMR = 0.0283.
Além disso, examinamos a relação positiva (estimativa = 0.55; N = 89) entre a quantidade de uso de pornografia e práticas religiosas. Descobrimos que a força dessa relação foi criada quase que exclusivamente por um pequeno subgrupo ( n = 6) de pessoas em busca de tratamento com um uso muito alto de pornografia ( M = 1,091 min/semana) e alta frequência de práticas religiosas ( M = 480.83 min/semana). A relação discutida não atingiu significância estatística quando as pessoas em busca de tratamento foram excluídas da análise (estimativa = 0.15, p = 165, N = 83). Em conclusão, essa relação não é significativa entre as pessoas que não buscam tratamento, mas é bastante forte no grupo que busca tratamento.
Discussão
Até onde sabemos, este é um dos poucos estudos sobre mulheres que buscam tratamento para problemas de uso de pornografia e o primeiro a investigar fatores relacionados à busca por tratamento. Devido à escassez de estudos desse tipo com mulheres, utilizamos nossos estudos anteriores com amostras masculinas como ponto de referência para nossa análise. Os resultados deste estudo mostram tanto semelhanças quanto diferenças claras entre os resultados para mulheres com problemas de uso de pornografia e estudos anteriores sobre o tema com homens ( Gola et al., 2016 ; Kraus, Martino, et al., 2016 ). Primeiramente, nossa análise mostrou que mulheres que buscam tratamento para problemas de uso de pornografia apresentam níveis mais elevados de sintomas negativos associados à pornografia e maior consumo de pornografia do que aquelas que não buscam tratamento. Esse resultado específico não é surpreendente, considerando os resultados obtidos em estudos anteriores ( Gola et al., 2016 ; Kraus, Martino, et al., 2016 ). Contudo, de forma ainda mais interessante, nossa análise mostrou que mulheres em busca de tratamento podem ser propensas a períodos de desinibição (número máximo de masturbações significativamente maior durante um dia e episódios mais longos de visualização contínua de pornografia). Na literatura disponível, encontramos evidências de que normas sociais rígidas, em alguns casos, podem contribuir para o uso problemático de pornografia, pois promovem períodos de abstinência de pornografia, seguidos por um período de desinibição e uso excessivo de pornografia ( Carnes, 1983 ; Kraus, Martino, et al., 2016 ; Wordecha, Wilk, Kowalewska, Skorko, & Gola, 2017 ). Evidências iniciais que confirmam essa interpretação podem ser encontradas nas diferenças de religiosidade entre mulheres que buscam e que não buscam tratamento. O grupo que busca tratamento relatou valores mais altos tanto para religiosidade subjetiva quanto para a quantidade média de práticas religiosas durante a semana. A seguir, detalhamos o possível papel das normas sociais e da religiosidade no uso problemático de pornografia em mulheres, discutindo-o em conjunto com os resultados de outros estudos recentes.
A segunda parte da nossa análise baseou-se num modelo estatístico de relações entre variáveis relacionadas com a procura de tratamento e o uso problemático de penicos. Em consonância com muitos resultados anteriores que demonstram diferenças relacionadas com o sexo no funcionamento sexual, os resultados obtidos neste estudo com uma amostra feminina diferem dos estudos anteriores com amostras masculinas. Antes de resumirmos as nossas conclusões da presente análise com uma amostra feminina, gostaríamos de relembrar a principal conclusão do nosso estudo anterior com homens ( Gola et al., 2016 ). Demonstrou-se que: (a) a mera quantidade de uso problemático de penicos é um preditor muito fraco da procura de tratamento, mas (b) está relacionada com a gravidade dos sintomas negativos (medida pelo SAST-R), e este fator explica o comportamento de procura de tratamento. Além disso, (c) entre os homens, a idade não está relacionada com a quantidade de uso problemático de penicos e (d) o início do uso problemático de penicos não prevê a gravidade dos sintomas negativos associados ao uso problemático de penicos. Da mesma forma, (e) a quantidade de práticas religiosas não prevê a procura de tratamento nem a gravidade dos sintomas negativos associados ao uso problemático de penicos ( Gola et al., 2016 ).
Como hipotetizamos, para as mulheres, a quantidade de uso problemático de produtos de higiene íntima (PU) apresentou uma relação mais forte com a busca por tratamento para PU problemático. A quantidade de PU também se relacionou com a gravidade dos sintomas negativos associados (Figura 1 ), e a gravidade dos sintomas associados se relacionou com a busca por tratamento. Esta última relação foi muito mais fraca entre os homens (Figura 2b). Além disso, diferentemente da nossa análise para os homens, a relação entre a quantidade de PU e a busca por tratamento entre as mulheres permaneceu significativa, mesmo considerando a mediação pela gravidade dos sintomas negativos. Este resultado interessante mostra que as mulheres com PU problemático talvez busquem tratamento não apenas pelo impacto negativo do PU em suas vidas, mas também pela quantidade de PU em si (enquanto em estudos anteriores com amostras masculinas, este último fator não foi significativo). Isso levanta uma questão sobre a possível explicação de por que o simples fato de PU frequente pode ser percebido como um problema entre as mulheres. A razão mais provável é que o PU regular pode ser percebido pela maioria das mulheres como um comportamento menos normativo do que entre os homens. Entre os homens, o uso semanal de pornografia parece ser um comportamento normativo (cerca de 70% a 80% dos homens entre 18 e 30 anos), enquanto entre as mulheres, menos de 20% usam pornografia semanalmente (como demonstrado em grandes estudos dinamarqueses e escandinavos: Hald, 2006 ; Kvalem et al., 2014 ). Essa diferença pode influenciar a crença (entre as mulheres) de que o uso frequente de pornografia é uma espécie de comportamento desviante, em contraste com os homens, entre os quais o mesmo comportamento pode ser percebido como normativo. Assim, o simples fato de o uso regular de pornografia pode causar uma impressão subjetiva de que certas mulheres diferem da maioria, o que pode resultar na interpretação do uso regular de pornografia como um comportamento problemático que precisa de tratamento. Se essa interpretação estiver correta, a sensação subjetiva de vivenciar problemas relacionados ao uso de pornografia entre as mulheres pode ser amplificada por crenças morais ou religiosas sobre pornografia e masturbação. Estudos recentes com populações em geral mostraram que a religiosidade pode estar relacionada a uma maior tendência à autopercepção de “vício em pornografia” ( Grubbs et al., 2016 ) ou a consequências negativas relatadas da atividade sexual frequente ( Štulhofer et al., 2016 ). Testamos se a religiosidade também pode estar relacionada à busca por tratamento (Figura 2 ) (ad. e) incluindo a quantidade de práticas religiosas como preditora da busca por tratamento, enquanto também investigamos sua relação com a quantidade de uso problemático de pornografia. De fato, a quantidade de práticas religiosas é o preditor mais forte do comportamento de busca por tratamento entre mulheres com uso problemático de pornografia (enquanto não foi significativa em uma análise correspondente para homens; Gola et al., 2016 ). Além disso, nossa análise mostrou que, após a introdução das práticas religiosas no modelo, a relação entre a mera quantidade de uso problemático de pornografia e a busca por tratamento perdeu sua significância (Figura 2 ). Tal descoberta está em consonância com inúmeros estudos que demonstram que a sexualidade feminina geralmente está mais relacionada a aspectos culturais e sociais do que a masculina ( Adams & Turner, 1985 ; Barry & Schlegel, 1984 ; Baumeister, 2000 ; Christensen & Carpenter, 1962 ; Earle & Perricone, 1986 ; Ford & Norris, 1993 ). Nesse sentido, poderíamos afirmar que esses aspectos culturais contribuem para a interpretação subjetiva do uso regular de produtos químicos como problemático, levando à busca por tratamento.
Em nosso modelo, a quantidade de práticas religiosas também foi positivamente relacionada ao consumo de pornografia (estimativa = 0.55). No entanto, esta associação revelou-se significativa apenas para os que procuram tratamento e não é significativa no grupo sem tratamento. Isso indica que tal relação parece ser uma característica do grupo clínico e não está necessariamente presente na população geral. Além disso, vale a pena notar que a quantidade de pornografia consumida e práticas religiosas (refletindo a importância das normas religiosas) foi maior entre os que buscam tratamento. Uma interpretação possível para esses resultados é que, para alguns indivíduos em busca de tratamento, o envolvimento comportamental nas normas religiosas de apoio ao comportamento (práticas religiosas) pode ser uma ferramenta para regular as emoções negativas causadas pelo envolvimento anterior no comportamento que viola essas normas (consumo de pornografia). Outro mecanismo potencial que pode ser proposto é que tanto o consumo de pornografia quanto o engajamento em práticas religiosas podem ser vistos como uma conseqüência do aumento da força dos impulsos para assistir à pornografia entre os que buscam tratamento. Assim, o consumo de pornografia pode ser simplesmente um sinal de ceder aos impulsos de uma pessoa, e as práticas religiosas podem ser vistas como uma maneira de lidar com elas. Se esse cenário for verdadeiro, tanto a quantidade de UP quanto as práticas religiosas seriam correlacionadas positivamente, embora essa relação seja determinada por um fator subjacente, como o desejo por UP.
Outra possível interpretação para a alta correlação entre o uso problemático de pornografia (UP) e práticas religiosas entre indivíduos em busca de tratamento pode ser feita em termos dos processos irônicos da teoria do controle mental ( Wegner, 1994 ). Normas religiosas mais elevadas e rígidas podem levar a níveis mais altos de inibição para comportamentos (ou pensamentos relacionados a comportamentos) que são vistos como não convergentes com essas normas (por exemplo, assistir pornografia). No entanto, como demonstrado em inúmeros estudos cognitivos (ver Abramowitz, Tolin e Street, 2001 para uma revisão), em alguns casos, a inibição pode ter um efeito paradoxal, levando a uma maior frequência de comportamentos que violam a norma. Isso pode tornar a própria norma mais saliente e, por sua vez, elevar o nível de comportamentos que a apoiam – neste caso, as práticas religiosas. Assim, qualquer tipo de comportamento que reforce normas religiosas rígidas e comportamentos que violem essa norma podem se apoiar mutuamente, mesmo quando a intenção consciente de um indivíduo visava efeitos totalmente contrários. Embora estudos anteriores sobre os efeitos paradoxais da supressão tenham se concentrado principalmente na supressão de pensamentos ( Abramowitz et al., 2001 ), temos algumas evidências de que a supressão emocional pode levar a efeitos irônicos semelhantes ( Webb, Miles e Sheeran, 2012 ). Além disso, alguns pesquisadores sugerem o papel dos efeitos paradoxais da supressão no desenvolvimento de transtornos psicológicos, como o transtorno obsessivo-compulsivo (TOC; Purdon, 2004 ), e muitos clínicos apontam semelhanças entre comportamentos sexuais compulsivos e TOC (ver Gola, 2016 ; Kor, Fogel, Reid e Potenza, 2013 para uma revisão). Todos os mecanismos descritos acima são hipotéticos e não podem ser verificados apenas com base em nossos dados. No entanto, acreditamos que vale a pena investigá-los em estudos futuros que visem esclarecer a natureza da relação entre religiosidade e consumo de pornografia entre pessoas em busca de tratamento para problemas com pornografia.
Além disso, nossa análise amplia as descobertas de estudos anteriores sobre a relação entre religiosidade e a gravidade dos sintomas negativos vivenciados ( Grubbs et al., 2016 ; Štulhofer et al., 2016 ). Ao considerar apenas a relação bivariada entre essas duas variáveis, nossos resultados confirmam as conclusões dos estudos anteriores e indicam que a relação em questão é positiva e significativa ( r = 25 para práticas religiosas e r = 09 para religiosidade subjetiva; Tabela 2 ). No entanto, quando a quantidade de PU é incluída como um preditor adicional de sintomas negativos, a religiosidade deixa de estar relacionada a esta última variável, embora permaneça um forte preditor da busca por tratamento (Figura 2 ).
Os resultados referentes à relação entre religiosidade, sintomas negativos e busca por tratamento para o uso problemático de substâncias são especialmente interessantes no contexto mais amplo da relação entre religiosidade e outras formas de psicopatologia. Em pesquisas anteriores, níveis mais elevados de religiosidade mostraram-se positivamente correlacionados com o bem-estar psicológico ( Dilmaghani, 2017 ; Ismail & Desmukh, 2012 ; Joshi, Kumari, & Jain, 2008 ) e com a satisfação com a vida ( Pfeifer & Waelty, 1995 ), e inversamente relacionados à psicopatologia em pacientes clínicos ( Gupta, Avasthi, & Kumar, 2011 ; Sharma et al., 2017 ). Por outro lado, algumas pesquisas ( McConnell, Pergament, Ellison e Flannelly, 2006 ) sugerem que um maior grau de conflitos espirituais pode estar positivamente correlacionado com algumas dimensões da psicopatologia (ansiedade, ansiedade fóbica, depressão, ideação paranoide, obsessivo-compulsividade e somatização). Além disso, evidenciamos que pelo menos algumas denominações religiosas podem estar associadas a níveis mais elevados de sintomas de TOC ( Abramowitz, Deacon, Woods e Tolin, 2004 ; Gonsalvez, Hains e Stoyles, 2010 ). Isso indica que o impacto das convicções religiosas na psicopatologia pode ser moderado pelo tipo de psicopatologia e pelas características da crença religiosa. Ademais, como demonstramos em nosso modelo final, no caso específico de problemas com o uso de substâncias entre mulheres, a religiosidade parece estar relacionada à busca por tratamento, e não aos sintomas psicopatológicos. Aqui, nossos resultados estão em linha com estudos anteriores que mostram que a força das convicções religiosas e a quantidade de práticas religiosas estão positivamente relacionadas ao uso de serviços de saúde mental ( Pickard, 2006 ).
Curiosamente, para as mulheres, a idade desempenha um papel significativo no uso de pornografia; isso inclui tanto a idade da participante (ad. c) quanto a idade de início do uso de pornografia (ad. d), enquanto nenhuma dessas variáveis foi significativa em nosso estudo anterior com homens ( Gola et al., 2016 ). Mulheres mais jovens declararam usar pornografia com mais frequência do que as mais velhas, e aquelas que começaram a usar pornografia mais jovens tenderam a relatar maior gravidade dos sintomas negativos relacionados ao uso de pornografia. A explicação para esse achado certamente merece mais investigações. Tais investigações poderiam abordar duas questões interessantes: (Q1) A popularidade do uso de pornografia está aumentando entre as gerações mais jovens de mulheres? (Q2) O cérebro feminino é mais vulnerável ao condicionamento de um certo tipo de estímulo sexual do que o cérebro masculino?
(Q1) De acordo com nosso conhecimento, não existem dados longitudinais que nos permitam abordar esta questão. Curiosamente, dados recentes de pesquisas do Reino Unido ( Opinium Research, 2014 ) mostram que, aos 18 anos, o consumo de pornografia era comum e típico para 98% dos meninos e meninas. Tal resultado pode sugerir que o consumo de pornografia entre meninas aumentou nos últimos anos (talvez devido à disponibilidade da internet) e se igualou entre os meninos, visto que estudos mais antigos indicavam diferenças relacionadas ao sexo no consumo de pornografia. Por exemplo, Sabina et al. ( 2008 ) relataram que, entre estudantes universitários americanos, 93.2% dos homens e 62.1% das mulheres assistiram a pornografia na internet aos 18 anos, enquanto Træen, Spitznogle e Beverfjord ( 2004 ) relataram que, em uma amostra representativa de noruegueses, ao longo de suas vidas, 87.9% dos homens e 62.9% das mulheres viram uma revista pornográfica, 77.2% versus 55% assistiram a um filme pornográfico e apenas 36.6% versus 8.9% assistiram a pornografia na internet. Outros dados sugerem que o perfil de hipersexualidade entre as mulheres também pode ter mudado na última década. Briken, Habermann, Berner e Hill ( 2007 ) relataram que o comportamento sexual mais dominante entre mulheres em busca de tratamento foi sexo casual de risco (entre os homens, foi uso de drogas injetáveis e masturbação), enquanto a equipe de Klein et al. ( 2014 ) relataram que a PU (Publicação por Pornografia) é o comportamento mais comum entre mulheres com altas pontuações no Inventário de Comportamento Hipersexual ( Reid, Garos e Carpenter, 2011 ). Em nossa opinião, a hipótese de um aumento na proporção de mulheres usuárias de pornografia merece um estudo cuidadoso. Também seria interessante examinar como os padrões das formas dominantes de atividade sexual se alteram entre mulheres que buscam tratamento.
(Q2) Nos numerosos estudos sobre o uso de substâncias ( Grant & Dawson, 1998 ), o início do uso é um fator importante relacionado à gravidade dos sintomas. Em nossos estudos com homens ( Gola et al., 2016 ), esperávamos observar tal relação com o início do uso de drogas. Surpreendentemente, não observamos. Mas, entre as mulheres, o início do uso de drogas está significativamente relacionado tanto à gravidade dos sintomas negativos associados quanto à quantidade de uso de drogas. É possível que a sexualidade feminina seja mais suscetível à aprendizagem ( Baumeister, 2000 ). Se assim for, a questão sobre a crescente popularidade do uso de drogas entre mulheres jovens (Q1) seria ainda mais importante de ser estudada.
Além dos efeitos discutidos acima, também observamos uma grande desproporção na proporção de homens e mulheres que buscam tratamento para úlceras por pressão problemáticas. Nosso procedimento de recrutamento foi exatamente o mesmo para homens e mulheres. No caso dos homens, levamos 12 meses para recrutar 132 indivíduos em busca de tratamento, enquanto entre as mulheres, precisamos de 18 meses para encontrar 39 participantes. Isso demonstra que os homens buscam tratamento para úlceras por pressão problemáticas 5.07 vezes mais frequentemente do que as mulheres. Esse resultado fornece verificação empírica da proporção de 5:1 estimada anteriormente por Kuzma e Black ( 2008 ) e está em consonância com estudos prévios que mostram uma proporção de 4:1 ( Briken et al., 2007 ).
Em nossa opinião, os resultados apresentados demonstram a importância de discutir o papel das crenças pessoais sobre pornografia e normas religiosas no caso de mulheres que buscam tratamento para úlceras por pressão problemáticas, visto que essas normas parecem ser o fator crucial na decisão de tratamento. Crenças pessoais relacionadas à religião também podem desempenhar um papel de apoio durante o tratamento. Esse aspecto merece uma discussão mais aprofundada. Em segundo lugar, um fator que vale a pena discutir durante as entrevistas clínicas é o início das úlceras por pressão. Nossos resultados mostram que o início precoce das úlceras por pressão está relacionado a sintomas negativos mais graves entre as mulheres (o que não ocorreu entre os homens; Gola, Skorko, et al., 2017 ). O início das úlceras por pressão merece ser estudado como um potencial preditor dos resultados do tratamento em mulheres.
Finalmente, como a Organização Mundial da Saúde está atualmente considerando a inclusão do transtorno de comportamento sexual compulsivo na próxima classificação CID-11 ( Organização Mundial da Saúde, 2017 ), gostaríamos de sugerir uma discussão futura sobre diretrizes para o tratamento de mulheres e homens, considerando as diferenças relacionadas ao gênero no quadro clínico do comportamento sexual compulsivo ( Briken et al., 2007 ; Reid, Dhuffar, Parhami e Fong, 2012 ) e os fatores que levam à busca por tratamento.
Limitações
Apesar de fornecer novas informações sobre os fatores que levam mulheres com úlceras por pressão problemáticas a buscar tratamento, este estudo apresenta algumas limitações importantes que merecem ser mencionadas. Primeiramente, temos um número reduzido de participantes no grupo que busca tratamento. Contudo, reunir um grande número de mulheres nessa situação é extremamente difícil, como já mencionado anteriormente. Acreditamos que essa dificuldade também seja o motivo pelo qual este estudo é um dos poucos realizados com mulheres que realmente buscam tratamento e o primeiro a investigar os fatores que levam a essa busca, visto que estudos anteriores se concentraram em diferenças diagnósticas ( Briken et al., 2007 ) e de personalidade entre homens e mulheres que buscam tratamento ( Reid et al., 2012 ), bem como no papel da vergonha ( Dhuffar & Griffiths, 2014 ) e nas dificuldades em obter tratamento ( Dhuffar & Griffiths, 2016 ). Devido a esse aspecto inédito, nossa análise foi exploratória e não aplicamos correção para multiplicidade, o que poderia aumentar a possibilidade de erro tipo I. Essas questões indicam a necessidade de replicação futura em uma amostra maior de mulheres em busca de tratamento. Além disso, a aplicação de análises semelhantes a populações de diferentes culturas pode ajudar a verificar a especificidade cultural de nossos resultados, visto que nossa amostra foi recrutada inteiramente na Polônia – um país percebido como conservador e religioso. Como discutimos anteriormente, aspectos culturais (entre eles a religiosidade) podem ter um forte impacto na autodefinição de um comportamento hipersexual como problemático ou normativo por parte das mulheres. No entanto, uma relação semelhante entre religiosidade e a autopercepção do caráter problemático dos comportamentos sexuais também foi demonstrada em populações americanas ( Grubbs et al., 2016 ) e croatas ( Štulhofer et al., 2016 ).
Esperamos que nossas descobertas sejam úteis como ponto de referência para pesquisas futuras, bem como para os terapeutas que trabalham com mulheres que buscam tratamento para UP problemática.
MG obteve financiamento para o estudo. MG, KL e MS projetaram, realizaram o estudo e escreveram o protocolo inicial. JS e MG realizaram pesquisas bibliográficas e forneceram resumos de pesquisas anteriores. KL conduziu a análise estatística. MG, KL e JS escreveram o primeiro rascunho do manuscrito. Todos os autores contribuíram e aprovaram a versão final do manuscrito. Todos os autores tiveram acesso total a todos os dados do estudo e assumiram a responsabilidade pela integridade dos dados e pela precisão da análise dos dados.
Os autores relatam não haver conflitos de interesse.
Agradecimentos
Os autores gostariam de agradecer a todos os psicoterapeutas, sexólogos e psiquiatras que encaminharam seus pacientes para nossas pesquisas online, em especial ao Dr. Michał Lew-Starowicz, ao Dr. Paweł Holas, a Dorota Baran, a Daniel Cysarz, a Joanna Santura e à equipe da Ogrody Zmian ( www.ogrodyzmian.pl ). Agradecem também à equipe do www.onanizm.pl pela divulgação de nossos estudos.
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