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 todas as formas (Leiblum, 2001) como é para machos (Häggström-Nordin, Tydén, Hanson, & Larsson, 2009; Rothman, Kaczmarsky, Burke, Jansen e Baughman, 2015), embora exista um crescente corpo de evidências mostrando que a UP 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 características-chave do comportamento sexual que diferenciam indivíduos que procuram tratamento para UP problemáticas de pessoas que não fazem tratamento (Gola et al., 2016; Kraus, Martino, et al., 2016). Esses estudos forneceram informações importantes sobre a PU problemática (vamos elaborar mais sobre isso nesta seção), mas sua limitação é que eles se concentraram apenas em amostras masculinas. Argumentamos que os resultados desses estudos não podem ser generalizados para as mulheres por causa das claras diferenças no comportamento sexual e das UP entre os sexos e, consequentemente, precisamos de análises separadas em amostras femininas que considerariam a especificidade de seu comportamento sexual. Simultaneamente, devido à falta de pesquisas anteriores que investigam os preditores de procura de tratamento para mulheres, estudos semelhantes em amostras masculinas disponíveis constituem um ponto de referência útil para novas análises para mulheres. Pretendemos usá-los exatamente dessa maneira e, para isso, forneceremos uma breve descrição de nosso estudo anterior sobre uma amostra masculina que servirá como ponto de partida para a investigação de UP problemática em mulheres.
No estudo mencionado acima (Gola et al., 2016), avaliamos homens heterossexuais 132 buscando tratamento para UP problemática. Comparando-os com usuários de pornografia 437 que não procuraram tratamento, procuramos abordar se a mera quantidade de UPP (medida em número de horas / semana) é preditiva de procura por tratamento, ou se essa relação é mediada pelos sintomas negativos associados à UPP [medido pelo Teste de Rastreamento de Dependência Sexual - Revisado (SAST-R)] (Carnes, Green, & Carnes, 2010; Gola, Skorko, et al., 2017). Nossa análise mostrou que a mera quantidade de UP está apenas fracamente relacionada à procura por tratamento e que essa relação é totalmente mediada pela quantidade de sintomas negativos associados à UP. Esta última variável foi muito mais fortemente relacionada à procura de tratamento do que a simples quantidade de UP, e explicou 42% da variância na procura por tratamento. Também exploramos outras variáveis que foram consideradas importantes para a UP problemática em estudos anteriores, incluindo o início e o número de anos de UP, religiosidade, idade, atividade sexual diádica e status de relacionamento (ver Figura 1). 1 para a recriação inicial da forma deste modelo para refletir o PU problemático feminino) (Gola et al., 2016).
Figura 1. Análise de trajetória do modelo estendido mostrando coeficientes de caminho padronizados testados com o uso de intervalos de confiança corrigidos por viés de 95% (**p ≤ 001; *p <05). Os valores entre parênteses são coeficientes padronizados para os efeitos diretos antes de contabilizar as vias indiretas. As setas em negrito representam as relações relacionadas à nossa hipótese principal. O resto dos caminhos representam hipóteses secundárias. PU em nome da variável significa pornografia. Linhas tracejadas indicam caminhos que foram excluídos da versão final do modelo para mulheres. Tamanhos de amostra para cada variável estão listados na Tabela 1
Considerando as grandes diferenças relacionadas ao sexo na UP, supomos que a imagem das relações será diferente para a amostra feminina. Em primeiro lugar, achamos que a mera quantidade de UP pode estar mais fortemente relacionada ao comportamento de procura de tratamento em mulheres do que em homens, mesmo depois de contabilizar sintomas negativos de UP. Como apenas 18% das mulheres (entre as idades 18 e 30) veem pornografia regularmente semanalmente (Hald, 2006), 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% –81% nas idades 18 – 30) usa pornografia semanalmente (Hald, 2006; Kvalem et al., 2014). Assim, esta é a principal diferença relacionada ao sexo que podemos esperar. Uma segunda diferença importante pode estar relacionada ao impacto da religiosidade na busca pelo tratamento. Em seu estudo recente, Martyniuk, Dekker, Sehner, Richter-Appelt e Briken (2015) mostrou uma interação interessante entre religiosidade e gênero ao predizer a quantidade de UP. Entre as mulheres, a alta religiosidade foi negativamente relacionada à quantidade de UP. Surpreendentemente, a religiosidade autodeclarada foi positivamente relacionada à UP no sexo masculino (Martyniuk et al., 2015) como também foi observado em nosso estudo anterior (Gola et al., 2016). Grubbs, Exline, Pargament, Volk e Lindberg (2016) mostrou que a quantidade de UP (embora comparável entre pessoas religiosas e não religiosas) na população geral de homens e mulheres está relacionada a maiores lutas espirituais entre os indivíduos religiosos e pode levar à auto-percepção do vício em pornografia. Portanto, hipotetizamos que tanto os sintomas negativos relacionados à UP quanto a religiosidade podem ser preditores significativos de tratamento para UPP em mulheres.
Em suma, temos dois objetivos principais neste artigo. A primeira é comparar grupos de mulheres que buscam tratamento e não procuram tratamento com relação a variáveis relacionadas à UP problemática. A segunda é criar e avaliar um modelo de relações entre as variáveis críticas relacionadas à UP problemática, focando especialmente nos potenciais preditores de procura de tratamento entre as mulheres. Para alcançar este objetivo, não poderíamos confiar em comparações simples de valores médios para pessoas que buscam tratamento e não-tratamento - este método não permite testar as mediações complexas que foram postuladas na literatura e precisam ser verificadas. Em vez disso, usamos a modelagem de análise de caminho e criamos um modelo em que a busca por tratamento é nossa principal variável dependente (consulte as seções “Métodos” e “Resultados” para obter mais explicações). Nesta parte da análise, nós tratamos nosso modelo anterior para homens como ponto de partida (Gola et al., 2016). Na próxima etapa, fizemos importantes mudanças neste modelo para refletir as UP problemáticas femininas. Além disso, na seção “Discussão”, destacamos as principais diferenças entre este estudo em uma amostra feminina e análises anteriores em homens.
O Propósito
Os dados foram coletados no período entre março de 2014 e setembro de 2015 a partir de uma amostra de cidadãos poloneses caucasianos por meio de uma pesquisa online. Demorou quase 18 meses para adquirir um número suficiente de mulheres em busca de tratamento para UP problemática (N = 39). Para fazer isso, pedimos a 23 terapeutas profissionais (17 psicólogos / psicoterapeutas, 4 psiquiatras e 2 sexólogos) para encaminhar novos clientes que declarassem UP problemática para nossa pesquisa. Da mesma forma que em nosso estudo anterior (Gola et al., 2016), os principais critérios de inclusão foram a busca de tratamento para UP problemática e o atendimento aos critérios 4 fora 5 para transtornos hipersexuais (de acordo com Kafka, 2010). Os critérios de exclusão foram comorbidade transtorno bipolar ou mania, como avaliado pela seguinte pergunta: Você já foi diagnosticado com transtorno bipolar? Fêmeas que não procuram tratamento (N = 676) foram recrutados por meio de anúncios de mídia social. Ao entrar na pesquisa, os entrevistados receberam informações de consentimento informado. A idade média dos participantes era 26.5 (SD = 5.93), 462 delas eram heterossexuais, 86 bissexuais e 19 eram lésbicas (152 não forneceram informações sobre orientação sexual). A orientação sexual foi medida pela adaptação polonesa da Escala de Orientação Sexual de Kinsey (Wierzba et al., 2015). As observações com dados perdidos foram excluídas emparelhadas (taxa de resposta global = 70%), fornecendo um número final de participantes ligeiramente diferente para cada variável, variando de 39 a 15 participantes no grupo de requerentes de tratamento (Tabela 1). No que diz respeito à orientação sexual, em nossa amostra de solicitantes de tratamento, tivemos mulheres 17 declarando como heterossexuais, 6 como bissexuais e 1 como lésbicas (outras mulheres 15 não responderam). No grupo de pessoas que não fazem tratamento, as mulheres 444 declararam ser heterossexuais, 80 como bissexual e 18 como lésbica.
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tabela 1. Estatística descritiva e comparações médias de postos (Mann-Whitney U teste, com tamanhos de efeito correspondentes) para variáveis usadas em nossos modelos, dependendo da procura de 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 ** |
Notas. Diferença significativa na pontuação média entre os grupos, avaliada por Mann-Whitney U teste. Com relação à procura de tratamento (0: não; 1: sim). O status de relacionamento (0: não em um relacionamento; 1: em um relacionamento) não diferiu dependendo da busca pelo tratamento (sim / não), avaliada por χ2 teste. χ2(1) = 1.87; p = 172; tamanho do efeito: φ = 0.07.
*p <05. **p <001.
Todas as medidas de desfecho foram exatamente as mesmas do nosso estudo anterior (Gola et al., 2016), onde uma descrição mais detalhada pode ser encontrada. A principal medida - Procura de tratamento - foi o comportamento real do tratamento em busca de UP problemática (contato com psicólogo, psiquiatra ou sexólogo que fez a triagem e direcionou o paciente para a pesquisa). Para fins de controle, dentro da pesquisa para pessoas que não fazem tratamento, perguntamos se os sujeitos já usaram algum tipo de ajuda por causa do comportamento sexual. Não houve tais casos.
Quantidade de PU foi medido como o número médio declarado de minutos / semana gasto em UP durante o último mês. Os sintomas negativos foram avaliados por uma adaptação polaca dos itens do SAST-R [20 com resposta sim / não (Gola, Skorko, et al., 2017)], medindo (a) preocupação, (b) afetam e (c) distúrbios de relacionamento por comportamentos sexuais, e (d) sensação de perda de controle sobre o comportamento sexual. Como a análise da estrutura latente de 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 = .82 de Cronbach).
Idade dos entrevistados foi expresso em anos, Início de PU foi medido como a idade declarada em que os participantes começaram a ver imagens ou vídeos sexuais explícitos e Número de anos de PU foi calculado a partir do início da UP e da idade real do respondente. Religiosidade subjetiva foi medido em uma escala tipo Likert com âncoras em 0 (definitivamente não) e 4 (definitivamente sim) através da seguinte pergunta: Você se considera uma pessoa religiosa? As pessoas que declararam valores maiores que 0 nesta escala foram questionadas sobre suas Práticas religiosas, medido pela quantidade média declarada de tempo gasto (minutos / semana) em práticas religiosas ou espirituais, como orações, participação em serviços / rituais, leitura de livros espirituais, mediações, etc. Também pedimos Tempo decorrido desde a última atividade sexual diádica, 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 - mais de 90 dias atrás; e 7 - Nunca tive relações sexuais com outra pessoa). Os sujeitos foram solicitados a selecionar a resposta mais precisa. Status de relacionamento foi medido como uma declaração de estar em um relacionamento (formal ou informal = 1 ou não = 0). A variável Maior número de masturbações durante um dia é o maior número auto-relatado de masturbação no decorrer de 1 dia, e a variável Período mais longo de assistir pornografia sem parar denota o episódio de pornografia mais longo e ininterrupto, autorrelatado (em minutos).
Na primeira etapa, comparamos os valores médios das variáveis relacionadas à UP problemática e à busca de tratamento com o uso do teste de Mann-Whitney. U teste. Usamos esse teste por causa do tamanho desigual da amostra entre os grupos comparados: pessoas que buscam tratamento e pessoas que não fazem tratamento, e variância heterogênea em ambos os grupos. Em seguida, usamos uma análise de caminho para testar a significância de nossas relações hipotéticas entre as variáveis relacionadas à PU problemática. Escolhemos o método de análise de caminhos porque nos permite testar relações hierárquicas complexas entre múltiplas variáveis exógenas e endógenas dentro de um modelo. Nesta parte da análise, não comparamos grupos em busca de tratamento e não-tratamento, mas consideramos a busca por tratamento como a principal variável dependente e testamos outras variáveis críticas relacionadas à PU problemática como preditores. IBM SPSS Amos (Arbuckle, 2013) com estimação por máxima verossimilhança foi utilizada para realizar nossa análise. Como algumas de nossas variáveis não foram normalmente distribuídas, estimamos a significância de coeficientes padronizados com as iterações de bootstrap 5,000 e usamos a matriz de correlação como uma entrada. A significância dos efeitos indiretos foi testada com o uso de intervalos de confiança bootstrap corrigidos por viés de 95% (MacKinnon, 2008). Testamos a qualidade do ajuste de nossos modelos com várias estatísticas bem estabelecidas. Um bom ajuste foi indicado por um resultado não significativo do χ2 ensaio, valor do índice de ajustamento comparativo (CFI) superior a 0.95, erro quadrático médio de aproximação (RMSEA) inferior a 0.06 e resíduo quadrado médio normalizado (SRMR) inferior a 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 buscam tratamento e não buscam tratamento em termos de variáveis relacionadas à PU problemática. Mesa 1 mostra os resultados correspondentes de Mann-Whitney U testes junto com tamanhos de efeito indicados por eta ao quadrado (η2) coeficiente e estatísticas descritivas básicas para ambos os grupos. Os candidatos a tratamento, quando comparados aos não candidatos a tratamento, pontuaram mais alto em termos de quantidade de sintomas negativos associados à UP e quantidade de UP. Além disso, os que buscavam tratamento declararam um número máximo maior de masturbações durante o curso de 1 dia e episódios mais longos de episódios excessivos de pornografia. Curiosamente, o grupo de pessoas em busca de tratamento alcançou 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 à problemática da UP e à busca de tratamento para mulheres, com o uso de modelos de análise de trilha. As hipóteses testadas nesses modelos foram determinadas com base na literatura disponível (Kraus, Martino, et al., 2016; Kraus, Voon, et al., 2016) e os resultados de uma análise semelhante que fizemos anteriormente numa amostra masculina (Gola et al., 2016). Em outras palavras, esta seção não está focada na comparação dos valores médios de determinadas variáveis nos grupos de tratamento e não-tratamento. Em vez disso, nessa parte da análise, investigamos a força das relações entre os construtos críticos relacionados à PU problemática, com ênfase especial nos potenciais preditores da busca pelo tratamento.
Os coeficientes de correlação para todas as variáveis usadas em nossos modelos de caminho são apresentados na Tabela 2. Utilizou-se um coeficiente de correlação ponto-bisserial para variáveis dummy-codificadas (busca de tratamento e status de relacionamento) e coeficiente de correlação de Pearson para o restante.
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tabela 2. Estatística descritiva 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 ** |
Notas. aA pergunta sobre práticas religiosas foi feita apenas aos participantes, que afirmaram ser religiosos na questão anterior (religiosidade subjetiva).
*p <05. **p <001.
Iniciamos essa parte de nossa análise estatística com um exame de nossa principal hipótese, afirmando que a quantidade de UP entre as mulheres pode estar significativamente relacionada ao tratamento em busca de UP problemática. Nossa análise mostrou que essa relação era realmente significativa (estimativa = 0.38, p <001).
Após a introdução do hipotético mediador (gravidade dos sintomas negativos associados à UP), a força da relação direta entre a quantidade de UP e a procura por tratamento diminuiu, mas permaneceu positiva e significativa [estimativa = 0.23 (95% intervalo corrigido pela viés = 0.15– 0.31); p <001]. A via de mediação discutida também se revelou significativa [0.15 (0.11–0.19)], com um tamanho de efeito médio: κ2 = 0.130 (kappa ao quadrado, como proposto por Preacher & Kelley, 2011). Em conclusão, nossos resultados indicam que a gravidade dos sintomas negativos associados à UP está mediando parcialmente a relação direta entre a quantidade de UP e a procura por tratamento (Figura 1).
Na etapa seguinte, introduzimos quatro potenciais preditores de sintomas negativos associados à UPP (Figura 1): (a) início e (b) número de anos de UP, (c) religiosidade subjetiva e (d) práticas religiosas. Nossa análise revelou que apenas o início da UP prediz significativamente a gravidade dos sintomas negativos associados à UP [estimativa = − 0.10, (95% intervalo corrigido pela polaridade = − 0.18 para − 0.02); p = 002].
Nossa análise também mostrou que a idade foi significativamente, negativamente relacionada com a quantidade de PU [−0.15 (− 0.23 para − 0.07)]. As fêmeas mais jovens usavam mais pornografia do que as mulheres mais velhas. Além disso, as mulheres que estavam atualmente em um relacionamento declararam um tempo mais curto decorrido desde a última atividade sexual diádica; estimativa = −0.57 (figura 1). No entanto, o tempo decorrido desde a última atividade sexual diádica não mediou a relação entre idade e quantidade de UP (estimativa = 0.001, p = 259; tamanho do efeito: κ2 = 0.001).
Na próxima etapa, comparamos versões irrestritas e restritas de nosso modelo. A versão sem restrições foi composta por todos os caminhos analisados. Na versão restrita, corrigimos todos os caminhos não significativos para 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 eram: χ2(34) = 2,424.45, p <001; CFI = 0.215, RMSEA = 0.313, SRMR = 0.1733. Para a versão restrita: χ2(39) = 2,427.63, p <001; CFI = 0.215, RMSEA = 0.292, SRMR = 0.1749. Essas duas versões do modelo discutido não diferiram significativamente, χ2(5) = 3.179, p = 672. Seguindo esse resultado, excluímos todos os caminhos não significativos do modelo. Na próxima etapa, também excluímos um caminho entre o status de relacionamento e o tempo decorrido desde a última atividade sexual diádica. Esse caminho se tornou redundante porque foi conectado ao resto do modelo apenas por um dos caminhos não significativos que foram removidos na etapa anterior. Todos os caminhos excluídos são marcados com setas tracejadas na Figura 1.
Neste ponto, os índices de ajuste foram: χ2(6) = 174.20, p <001; CFI = 0.687, RMSEA = 0.217, SRMR = 0.1231. Adicionamos a covariância entre os termos de erro de idade e início de UP. Nossa análise revelou que a idade foi positivamente relacionada ao início da UP (r = 45): mulheres mais velhas começaram a usar pornografia mais tarde. Após a inclusão desta relação, nosso modelo ficou razoavelmente bem ajustado: χ2(4) = 11.87, p = 018; CFI = 0.985, RMSEA = 0.052, SRMR = 0.0317.
Esta versão do modelo explicou 23% da variação na procura de tratamento no grupo feminino. Nossa análise anterior de um modelo similar para machos resultou em 43% da variância explicada, que é um valor muito mais alto (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 de procura por tratamento (o que o torna um terceiro preditor de procura de tratamento em nosso modelo, conforme apresentado na Figura 2). Também verificamos qual é a relação entre religiosidade e quantidade de UP.
Figura 2. Análise de trajetória do modelo final para mulheres mostrando coeficientes de caminho padronizados testados com o uso de intervalos de confiança corrigidos por viés de 95% (**p ≤ 001; *p <05). Os valores entre parênteses são coeficientes padronizados para os efeitos diretos antes de contabilizar as vias indiretas. 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 assunto de nossa hipótese principal). O resto dos caminhos (setas sem negrito) representam nossa hipótese secundária. Setas tracejadas indicam os caminhos que se tornaram significativos após a inclusão de um mediador ou preditor adicional. Tamanhos de amostra para cada variável estão listados na Tabela 1
A análise conduzida mostrou que as práticas religiosas pareciam ser um preditor significativo de procura de tratamento para mulheres (estimativa = 0.40, p <001). Além disso, foi o mais forte dos preditores de busca de tratamento (embora a diferença entre a força da predição entre práticas religiosas e sintomas negativos não fosse significativa). Depois de introduzir o preditor discutido no modelo, a relação entre a quantidade de UP e a busca por tratamento tornou-se não significativa (estimativa = 0.01, ns). Como consequência dessas mudanças, o poder preditivo de nosso modelo melhorou, explicando 34% da variância na busca por tratamento entre as mulheres. Também incluímos a correlação entre as práticas religiosas e a quantidade de UP no modelo (estimativa = 0.55); isso é mais elaborado abaixo. Além disso, adicionamos o termo de covariância entre o início da PU e a quantidade de PU. Esta relação era fraca (estimativa = 0.10), mas significativa (p = 006) - a exposição anterior à pornografia está associada a uma quantidade maior de PU. Nossa versão final do modelo para mulheres (Figura 2) teve um bom ajuste: χ2(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 UP e as práticas religiosas. Descobrimos que a força desta relação foi criada quase exclusivamente por um pequeno subgrupo (n = 6) de requerentes de tratamento com uma quantidade muito alta de uso de pornografia (M = 1,091 min / semana) e grande quantidade de práticas religiosas (M = 480.83 min / semana). A relação discutida não atingiu significância quando os candidatos a tratamento foram excluídos da análise (estimativa = 0.15, p = .165, N = 83). Em conclusão, essa relação não é significativa entre os que não buscam tratamento, mas é bastante forte no grupo que busca tratamento.
Discussão
Até onde sabemos, esse é um dos poucos estudos sobre mulheres que buscam tratamento para UP problemática e o primeiro sobre fatores relacionados a comportamentos de busca por tratamento. Devido à falta de tais estudos em mulheres, usamos nossos estudos anteriores em amostras masculinas como referência para nossa análise. Os resultados deste estudo mostram semelhanças e diferenças claras entre os resultados para a UP problemática feminina e estudos prévios sobre este assunto para homens (Gola et al., 2016; Kraus, Martino, et al., 2016). Em primeiro lugar, nossa análise mostrou que as mulheres que procuram tratamento para UP problemática apresentam níveis mais altos de sintomas negativos associados à UP e maiores quantidades de consumo de pornografia do que as que não buscam tratamento. Este resultado particular não é surpreendente, considerando os resultados obtidos em estudos anteriores (Gola et al., 2016; Kraus, Martino, et al., 2016). No entanto, mais interessante, nossa análise mostrou que as mulheres que procuram tratamento podem ser propensas a períodos de desinibição (decididamente maior número máximo de masturbações durante o dia 1 e episódios mais longos de assistir pornografia ininterrupta). Na literatura disponível, podemos encontrar evidências de que normas sociais rígidas, em alguns casos, podem contribuir para UP problemáticas, pois promovem períodos de abstinência de pornografia, seguidos por um período de desinibição e excesso de UP (Carnes, 1983; Kraus, Martino, et al., 2016; Wordecha, Wilk, Kowalewska, Skorko e Gola, 2017). Evidências iniciais confirmando essa interpretação podem ser encontradas nas diferenças de religiosidade entre mulheres que procuram e não procuram tratamento. O grupo em busca de tratamento relatou valores mais altos tanto para a religiosidade subjetiva quanto para a quantidade média de práticas religiosas durante uma semana. Nós elaboramos sobre o possível papel das normas sociais e da religiosidade na problemática feminina da UP, discutindo-a juntamente com os resultados de outros estudos recentes.
A segunda parte de nossa análise baseou-se em um modelo estatístico de relações entre variáveis relacionadas à busca por tratamento e à UP problemática. De acordo com muitos resultados anteriores que mostram diferenças relacionadas ao sexo no funcionamento sexual, os resultados obtidos neste estudo em uma amostra feminina diferem de estudos anteriores em amostras masculinas. Antes de resumir nossos achados da análise atual em uma amostra feminina, gostaríamos de lembrar a principal conclusão de nosso estudo anterior sobre homens (Gola et al., 2016). Nós mostramos que: (a) a mera quantidade de PU é um preditor muito fraco de busca de tratamento, mas (b) está relacionada à gravidade dos sintomas negativos (medida pelo SAST-R), e esse fator explica o comportamento de busca por tratamento . Além disso, (c) entre os homens, a idade não está relacionada à quantidade de UP e (d) o início da UP não prediz a gravidade dos sintomas negativos associados à UP. Da mesma forma, (e) a quantidade de práticas religiosas não preveem a busca de tratamento nem a gravidade dos sintomas negativos associados à UP (Gola et al., 2016).
Como nós hipotetizamos, para as mulheres, a mera quantidade de UP estava mais fortemente relacionada ao tratamento em busca de UP problemática. A quantidade de UP também foi relacionada à gravidade dos sintomas negativos associados (Figura 1), e a gravidade dos sintomas associados foi relacionada à procura de tratamento. A última relação foi muito mais fraca entre os homens (ad. B). Além disso, diferentemente de nossa análise para os homens, a relação entre a quantidade de UP e a procura de tratamento entre as mulheres permaneceu significativa, mesmo quando contabilizamos a mediação pela gravidade dos sintomas negativos. Esse resultado interessante mostra que mulheres com UP problemática talvez busquem tratamento não apenas pelo impacto negativo da UP em sua vida, mas também pela grande quantidade de UP (enquanto em estudos anteriores com foco em amostras masculinas, este último fator não é significativo ). Isso levanta uma questão sobre a possível explicação de por que o simples fato de frequente UP pode ser percebido como um problema entre as mulheres. A razão mais provável é que a UP regular pode ser percebida pela maioria das mulheres como um comportamento menos normativo do que entre os homens. Entre os homens, a UP semanal parece ser um comportamento normativo (cerca de 70% –80% de machos entre as idades de 18 – 30), enquanto entre as mulheres, menos de 20% usam pornografia semanalmente (como mostrado em grandes dinamarqueses e escandinavos). estudos: Hald, 2006; Kvalem et al., 2014). Essa diferença pode moldar a crença (entre as mulheres) de que freqüente PU é algum tipo de comportamento desviante em contraste aos homens, entre os quais o mesmo comportamento pode ser percebido como normativo. Assim, o simples fato da UP regular pode causar uma impressão subjetiva de que certas mulheres diferem da maioria das mulheres, o que pode resultar na interpretação de UP regular como um comportamento problemático que necessita de tratamento. Se essa interpretação estiver correta, a sensação subjetiva de experimentar problemas relacionados à UP entre as mulheres poderia ser ampliada por crenças morais ou religiosas sobre pornografia e masturbação. Estudos recentes sobre populações em geral mostraram que a religiosidade pode estar relacionada à maior tendência para a autopercepção da “dependência da pornografia” (Grubbs et al., 2016) ou relataram consequências negativas da atividade sexual freqüente (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 um preditor de procura de tratamento, enquanto também investiga sua relação com a quantidade de UP. De fato, a quantidade de práticas religiosas é o mais forte preditor de comportamento de busca de tratamento entre mulheres com UP problemática (embora não tenha sido significativa em uma análise correspondente para homens; Gola et al., 2016). Além disso, nossa análise mostrou que após a introdução de práticas religiosas no modelo, a relação entre a quantidade de UP e a procura por tratamento perdeu sua significância (Figura 1). 2). Tal achado está de acordo com numerosos estudos mostrando que a sexualidade feminina é geralmente mais relacionada a aspectos culturais e sociais do que entre os homens (Adams & Turner, 1985; Barry & Schlegel, 1984; Baumeister, 2000; Christensen & Carpenter, 1962; Earle & Perricone, 1986; Ford e Norris, 1993). Aqui, poderíamos talvez dizer que esses aspectos culturais contribuem para a interpretação subjetiva da UP regular como problemática e leva 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 UP e práticas religiosas entre indivíduos em busca de tratamento pode ser feita em termos de processos irônicos da teoria do controle mental (Wegner, 1994) Normas religiosas mais elevadas e rígidas podem levar a níveis mais altos de inibição de comportamento (ou pensamentos relacionados ao comportamento) que é visto como não convergente com essas normas (por exemplo, assistir pornografia). No entanto, como mostrado em vários estudos cognitivos (ver Abramowitz, Tolin, & 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 norma em si mais saliente e, por sua vez, elevar o nível de comportamentos que apóiam a norma - neste caso - as práticas religiosas. Assim, qualquer tipo de comportamento que imponha normas religiosas rígidas e comportamentos que violem essa norma pode tornar-se mutuamente favorável, mesmo quando a intenção consciente de um indivíduo visava a efeitos inteiramente contrários. Embora estudos prévios sobre efeitos paradoxais de supressão focalizassem principalmente a supressão do pensamento (Abramowitz et al., 2001), temos algumas evidências de que a supressão de emoções pode levar a efeitos irônicos similares (Webb, Miles e Sheeran, 2012). Além disso, alguns pesquisadores sugerem o papel dos efeitos paradoxais da supressão no desenvolvimento de distúrbios psicológicos, como transtorno obsessivo-compulsivo (TOC; Purdon, 2004), e muitos clínicos apontam para semelhanças entre CSBs 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 com base apenas em nossos dados. No entanto, acreditamos que vale a pena investigá-los em estudos futuros que visem esclarecer a natureza da relação entre a religiosidade e o consumo de pornografia entre os que buscam tratamento para UP problemática.
Além disso, nossa análise amplia os achados de estudos anteriores sobre a relação entre a 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 conclusões de estudos anteriores e indicam que a relação em questão é positiva e significativa (r = 25 para práticas religiosas e r = 09 para religiosidade subjetiva; Mesa 2). No entanto, quando a quantidade de UP é incluída como um preditor adicional de sintomas negativos, a religiosidade não está mais relacionada à última variável, permanecendo, ao mesmo tempo, um poderoso preditor de procura de tratamento. 2).
Os resultados referentes à relação entre religiosidade e sintomatologia negativa e tratamento para UP problemáticas são especialmente interessantes no contexto mais amplo da relação entre religiosidade e outras formas de psicopatologia. Em pesquisas anteriores, o nível mais elevado de religiosidade mostrou-se positivamente correlacionado com o bem-estar psicológico (Dilmaghani, 2017; Ismail e Desmukh, 2012; Joshi, Kumari e Jain, 2008), satisfação de vida (Pfeifer & Waelty, 1995), e inversamente relacionado à psicopatologia em pacientes clínicos (Gupta, Avasthi e Kumar, 2011; Sharma et al., 2017). Por outro lado, algumas pesquisas (McConnell, Pergament, Ellison e Flannelly, 2006) sugere que um maior grau de lutas espirituais pode ser correlacionado positivamente com algumas dimensões da psicopatologia (ansiedade, ansiedade fóbica, depressão, ideação paranóica, obsessivo-compulsivo e somatização). Além disso, evidenciamos que pelo menos algumas das denominações religiosas podem estar associadas a níveis mais altos de sintomas de TOC (Abramowitz, Deacon, Woods, & Tolin, 2004; Gonsalvez, Hains, & Stoyles, 2010). Isso indica que o impacto das convicções religiosas sobre a psicopatologia pode ser moderado pelo tipo de psicopatologia e pelas características da crença religiosa. Além disso, como mostramos em nosso modelo final, no caso específico de UP problemática entre mulheres, a religiosidade parece estar relacionada à procura por tratamento e não a sintomas psicopatológicos. Aqui, nossos resultados estão de acordo 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 na UP; isso inclui tanto a idade do sujeito (ad c) quanto a idade do início da UP (ad. d), enquanto nenhuma dessas variáveis foi significativa em nosso estudo prévio sobre homens (Gola et al., 2016). As mulheres mais jovens declararam usar pornografia com mais frequência do que as pessoas mais velhas, e aquelas que começaram a usar pornografia em uma idade mais jovem tenderam a relatar a maior gravidade dos sintomas negativos relacionados à UP. A explicação deste achado definitivamente merece mais investigações. Tais investigações poderiam abordar duas questões interessantes: (Q1) A popularidade da UP aumenta entre as gerações mais jovens de mulheres? (Q2) O cérebro feminino é mais vulnerável ao condicionamento de um certo tipo de estímulo sexual que o cérebro masculino?
(Q1) De acordo com nosso conhecimento, não há dados longitudinais que nos permitam abordar essa questão. Curiosamente, dados de pesquisas recentes do Reino Unido (Opinium Research, 2014) mostram que aos 18 anos a exibição de pornografia era comum e típica para 98% dos meninos e meninas. Esse resultado pode sugerir que a UP entre as meninas aumentou nos últimos anos (talvez devido à disponibilidade da Internet) e se igualou entre os meninos, pois estudos mais antigos indicaram diferenças relacionadas ao sexo na UP. Por exemplo, Sabina et al. (2008) relataram que entre estudantes universitários americanos, 93.2% de homens e 62.1% de mulheres assistiram pornografia na Internet com a idade de 18, enquanto Træen, Spitznogle e Beverfjord (2004) relataram que entre uma amostra representativa de noruegueses, durante toda a sua vida, 87.9% de homens e 62.9% de mulheres viram uma revista pornográfica, 77.2% versus 55% assistiram a um filme pornográfico, e apenas 36.6% versus 8.9% assistiram pornografia a Internet. Outros dados sugerem que um perfil de atividade hipersexual entre mulheres também pode ter mudado na última década. Briken, Habermann, Berner e Hill (2007) relataram que o comportamento sexual mais dominante entre as mulheres em busca de tratamento era o sexo casual de risco (entre os homens, era UP e masturbação), enquanto a equipe Klein et al. (2014relataram UP como o comportamento mais comum entre as mulheres que obtiveram escores elevados no Inventário de Comportamento Hipersexual (Reid, Garos e Carpenter, 2011). Em nossa opinião, a hipótese sobre uma crescente proporção de usuários de pornografia feminina merece um estudo cuidadoso. Também seria interessante examinar como os padrões das formas dominantes de atividade sexual mudam entre as mulheres em busca de 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. Nos nossos estudos sobre o sexo masculino (Gola et al., 2016), esperávamos ver tal relação com o início da UP. Surpreendentemente, nós não fizemos isso. Mas entre as mulheres, o início da UP está significativamente relacionado à gravidade dos sintomas negativos associados e à quantidade de UP. É possível que a sexualidade das mulheres seja mais suscetível à aprendizagem (Baumeister, 2000). Se assim for, então a questão sobre o aumento da popularidade de PU entre as jovens do sexo feminino (Q1) seria ainda mais importante para estudar.
Além dos efeitos discutidos acima, também notamos uma grande desproporção na proporção de homens e mulheres que procuram tratamento para UP problemática. Nosso procedimento de recrutamento foi exatamente o mesmo para homens e mulheres. No caso dos homens, demoramos 12 meses para recrutar 132 indivíduos em busca de tratamento, enquanto entre as mulheres, precisávamos de 18 meses para encontrar 39 indivíduos. Isso mostra que os homens procuram tratamento devido à UP problemática 5.07 vezes mais do que as mulheres. Este resultado fornece verificação empírica da proporção de 5: 1 previamente estimada por Kuzma e Black (2008), e está de acordo com estudos anteriores que mostram uma relação 4: 1 (Briken et al., 2007).
Em nossa opinião, os resultados apresentados mostram que é importante discutir o papel das crenças pessoais sobre pornografia e normas religiosas no caso de mulheres que procuram tratamento para UP problemáticas, pois essas normas parecem ser o fator crucial para decidir sobre o tratamento. Crenças pessoais relacionadas à religião também podem desempenhar o papel de um fator de suporte durante o tratamento. Este aspecto merece uma discussão mais profunda. Em segundo lugar, um fator que vale a pena discutir durante as entrevistas clínicas é o início da UP. Nossos resultados mostram que o início precoce de UP está relacionado a sintomas negativos mais graves entre as mulheres (o que não foi o caso entre os homens; Gola, Skorko, et al., 2017). O início da UP vale a pena ser estudado como um potencial preditor de resultados de tratamento entre mulheres.
Finalmente, como a Organização Mundial da Saúde está atualmente considerando a inclusão do distúrbio de CSB na próxima classificação ICD-11 (Organização Mundial da Saúde, 2017), gostaríamos de sugerir uma discussão futura sobre as diretrizes para o tratamento de mulheres e homens considerando as diferenças relacionadas ao gênero no quadro clínico do CSB (Briken et al., 2007; Reid, Dhuffar, Parhami e Fong, 2012) e fatores que levam à busca de tratamento.
Limitações
Apesar de fornecer uma nova visão sobre os fatores que levam à procura de tratamento entre as mulheres com PU problemática, este estudo tem algumas limitações importantes que merecem ser mencionadas. Primeiro, temos um pequeno número de participantes no grupo em busca de tratamento. No entanto, reunir um grande número de mulheres em busca de tratamento é extremamente difícil, como já mencionamos anteriormente. Acreditamos que esta dificuldade é também a razão pela qual este estudo é um dos poucos estudos realizados em mulheres que procuram tratamento e o primeiro a investigar os fatores que levam à busca por tratamento, uma vez que estudos prévios focaram no diagnóstico (Briken et al., 2007) e diferenças de personalidade entre homens e mulheres que procuram tratamento (Reid et al., 2012), bem como o papel da vergonha (Dhuffar & Griffiths, 2014) e dificuldades na obtenção do tratamento (Dhuffar & Griffiths, 2016). Devido a esse aspecto inovador, nossa análise foi exploratória e não aplicamos uma correção de multiplicidade, o que poderia elevar a possibilidade de um erro tipo 1. Essas questões indicam uma necessidade de replicação futura em uma amostra maior de mulheres em busca de tratamento. Além disso, aplicar análises semelhantes a populações de diferentes culturas pode ajudar a verificar a especificidade cultural de nossos resultados, pois nossa amostra foi inteiramente recrutada na Polônia - um país considerado conservador e religioso. Como discutimos anteriormente, os aspectos culturais (entre eles a religiosidade) podem ter um forte impacto sobre as mulheres na autodefinição de um comportamento hipersexual como problemático ou normativo. No entanto, uma relação similar entre religiosidade e autopercepção do caráter problemático dos comportamentos sexuais também foi mostrada na American (Grubbs et al., 2016) e croata (Štulhofer et al., 2016) populações.
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 dirigiram seus pacientes para nossas pesquisas na Internet, especialmente Dr. Michał Lew-Starowicz, Dr. Paweł Holas, Dorota Baran, Daniel Cysarz, Joanna Santura e a equipe de Ogrody. Zmian (www.ogrodyzmian.pl). Eles também são gratos ao time de www.onanizm.pl para promover nossos estudos.
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