Abstrakt
Bakgrund och mål
För att komma till rätta med aktuella luckor kring screening för problematisk pornografianvändning (PPU), utvecklade och testade vi initialt en kort pornografiskärm med sex artiklar (BPS) som frågade om PPU under de senaste sex månaderna.
Metoder och deltagare
Vi rekryterade fem oberoende prover från USA och Polen för att utvärdera de psykometriska egenskaperna hos BPS. I studie 1 utvärderade vi faktorstrukturen, tillförlitligheten och validitetselementen med hjälp av ett urval av 224 amerikanska veteraner. En punkt från BPS togs bort i studie 1 på grund av lågt postgodkännande. I studierna 2 och 3 undersökte vi vidare de fem punkterna faktorstrukturen för BPS och utvärderade dess tillförlitlighet och giltighet i två nationella representativa prover i USA (N = 1,466, N = 1,063 4 respektive). I studie 703 bekräftade vi faktorstrukturen och utvärderade dess validitet och tillförlitlighet med hjälp av ett urval av 5 polska vuxna. I studie 105 beräknade vi den föreslagna cut-off-poängen för skärmen med ett urval av XNUMX manliga patienter som sökte behandling för tvångsmässig sexuell beteendestörning (CSBD).
Resultat
Resultat från en huvudkomponentanalys och konfirmerande faktoranalys stödde en enfaktorslösning som gav hög intern konsistens (α = 0.89–0.90), och analyserar ytterligare stödda element av konstruktion, konvergent, kriterium och diskriminerande validitet för den nyutvecklade skärmen. Resultat från en ROC-kurva (Receiver Operating Characteristic) antydde en cut-off-poäng på fyra eller högre för att detektera möjlig PPU.
Slutsatser
BPS verkar vara psykometriskt sund, kort och lätt att använda i olika miljöer med hög potential för användning i populationer över internationella jurisdiktioner.
Beskrivning
För närvarande pågår en stor debatt bland läkare och forskare om hur man bäst klassificerar överdrivet/problematiskt engagemang i sexuella beteenden (Kraus, Voon och Potenza, 2016b), och forskare har föreslagit klassificeringar inklusive hypersexuell störning (Kafka, 2010), impulskontrollstörning (Grant et al., 2014; Kraus et al., 2018), icke-parafil tvångsmässig sexuell beteendestörning (CSBD) (Coleman, Raymond och McBean, 2003), eller beteendeberoende (Kor, Fogel, Reid och Potenza, 2013). Problematisk pornografianvändning (PPU) kan grupperas med andra sexuella beteenden som uppfyller diagnostiska kriterier för CSBD enligt definitionen i ICD-11 (Kraus et al., 2018). CSBD beskrivs som ett ihållande mönster av misslyckande med att kontrollera intensiva, repetitiva sexuella impulser eller drifter, vilket resulterar i repetitivt sexuellt beteende under en längre period (t.ex. 6 månader eller mer) som genererar markant ångest eller funktionsnedsättning i sociala, yrkesmässiga eller andra viktiga funktionsområden (Kraus et al., 2018; Världshälsoorganisationen, 2018). Den aktuella studien utvärderade de psykometriska egenskaperna hos en nyutvecklad självrapporteringsskärm utformad för att bedöma för trolig PPU i fem prover bestående av icke-kliniska och kliniska vuxna.
Prevalensuppskattningar av CSBD bland kliniska och icke-kliniska populationer förblir svårfångade (Gola & Potenza, 2018; Kraus, Voon, et al., 2016b). En nyligen genomförd studie av 2,325 8.6 amerikanska vuxna fann att 7.0 % av det representativa urvalet (10.3 % av kvinnorna och XNUMX % av männen) stödde kliniskt relevanta nivåer av nöd och/eller funktionsnedsättning i samband med oro för att kontrollera sexuella känslor, drifter och beteenden (Dickenson, Gleason, Coleman, & Miner, 2018). Specifikt för pornografianvändning fann data från ett nationellt representativt urval i USA på 2,075 XNUMX internetanvändare att ungefär hälften (n = 1,056 11) rapporterade användning av pornografi under det senaste året, och 3 % av männen och XNUMX % av kvinnorna rapporterade att de "känner sig beroende av pornografi" (Grubbs, Kraus, & Perry, 2019b). Preliminära bevis som samlats in från amerikanska militärveteraner tydde på en förhöjd frekvens av tvångsmässigt sexuellt beteende (Smith et al., 2014); dock har studier vanligtvis inte undersökt PPU bland amerikanska veteraner, en grupp noterad med höga kliniska komorbiditeter och impulsivitet (James, Strom och Leskela, 2014).
Vidare, bland individer som söker behandling för CSBD, rapporterar de flesta (>80 %) oro för pornografianvändning (Gola et al., 2018; Kraus, Potenza, Martino och Grant, 2015b; Reid et al., 2012; Scanavino et al., 2013). För dessa individer kännetecknas PPU ofta av begär, minskad självkontroll, funktionsnedsättningar och användning av pornografi för att hantera ångest eller dysforiskt humör (Kraus, Martino och Potenza, 2016a; Wordecha et al., 2018). Individer som söker behandling för PPU och andra sexuella beteenden rapporterar ofta psykiatriska bekymmer inklusive depression, ångest och missbruksstörningar (Kraus, Potenza et al., 2015b).
För att identifiera PPU har flera självrapporteringsskalor utvecklats och testats, inklusive Problematic Pornography Use Scale (PPUS) (Kor et al., 2014), Compulsive Pornography Consumption Scale (CPC) (Noor, Rosser och Erickson, 2014), Användningsinventering för cyberpornografi (CPUI/CPUI-9) (Grubbs, Sessoms, Wheeler och Volk, 2010; Grubbs, Volk, Exline, & Pargament, 2015), Pornografisk konsumtionsinventering (PCI) (Reid, Li, Gilliland, Stein och Fong, 2011b), Pornography Craving Questionnaire (PCQ) (Kraus & Rosenberg, 2014), och Problematic Pornography Consumption Scale (PPCS) (Bothe et al., 2018), och Problematisk pornografikonsumtionsskala (PPCS-6) (Bőthe, Tóth-Király, Demetrovics och Orosz, 2020). Även om var och en har styrkor, har många av dessa självrapporterande frågeformulär begränsningar och har ofta inte utsatts för rigorösa psykometriska tester (se Fernandez & Griffiths, 2019 för diskussion om pornografiska åtgärder). Till exempel har de vanligtvis utvecklats och testats på icke-kliniska bekvämlighetsprover i västerländska länder, saknar ofta ett enhetligt teoretiskt eller diagnostiskt ramverk, bedömer flera och avvikande symtomdomäner och har inte en föreslagen klinisk cut-off-poäng för att fastställa som bör utvärderas ytterligare av psykiatriker. Även om dessa problem är oroande i sig är de ännu mer oroande i ljuset av det diagnostiska erkännandet av CSBD. I juni 2019 lades CSBD officiellt till ICD-11 (Världshälsoorganisationen, 2018) och med den höga samtidiga förekomsten av PPU behövs utvecklingen av korta, robusta och psykometriskt sunda screeninginstrument för PPU i hög grad för att åtgärda nuvarande luckor på området.
Syfte med föreliggande studie
Mot bakgrund av de beskrivna begränsningarna ovan, beskriver detta arbete utvecklingen av ett kort screeninginstrument Brief Pornography Screen (BPS) för att identifiera PPU i fem oberoende studier. I studie 1 undersökte vi 283 amerikanska militärveteraners betyg om överensstämmelse med de föreslagna föremålen, genomförde en huvudkomponentanalys och bedömde den interna tillförlitligheten och giltigheten av BPS. I studie 2 använde vi Omnibus-tjänsten som tillhandahålls av Qualtrics Survey Software för att rekrytera 2,075 3 amerikanska vuxna matchade till amerikanska representativa normer för att på nytt bekräfta skärmens enfaktorstruktur, bedöma dess interna tillförlitlighet och undersöka relationerna mellan BPS och mått på psykopatologi. I studie 1,063 använde vi Turkprime-paneltjänsten för att omvärdera BPS-faktorstrukturen hos 4 703 amerikanska vuxna igen matchade till representativa normer och undersökte korrelationer med mått på psykopatologi. I studie 5 rekryterade vi 105 gemenskapsbaserade polska vuxna för att bekräfta faktorstrukturen ytterligare i ett icke-amerikanskt urval och bedöma intern överensstämmelse och validitet. I prov XNUMX undersökte vi de kliniska egenskaperna hos XNUMX manliga patienter i Polen som sökte behandling för PPU för att fastställa den rekommenderade kliniska cut-off-poängen. Rekrytering för alla studier diskuteras mer i detalj i Kompletterande material.
Statistiska analyser för studier 1–5
I studier 1 och 4 använde vi SPSS-19 för beskrivande statistik, chi-kvadrater, analys av huvudkomponenter, Pearson-produktmoment-korrelationer, ANCOVA och oberoende t-tests.
I studier 2 och 3 genomförde vi våra CFA-modeller med hjälp av lavan (Rosseel, 2011) paket för R, med diagonalt viktad minsta kvadratuppskattning, som inte antar normalitet eller homoskedasticitet för residualer och är att föredra för ordinaldata (Flora & Curran, 2004). För studie 5 använde vi SPSS-19 för att utföra Receiver Operating Characteristic (ROC) kurvanalyser.
Studera xnumx
Metod
Förfarande och deltagare
Studie 1 genomfördes med data från projektet Survey of Experiences of Returning Veterans (SERV), som rekryterade militärveteraner över hela USA (Kraus et al., 2017; Smith et al., 2014). De allmänna procedurerna som används för att rekrytera deltagare och genomföra SERV-projektet har beskrivits på annat håll (Kraus et al., 2017). Studiebehörighetskraven var följande: (a) separerad (avskriven) från den amerikanska militären; (b) en veteran från Irak, Afghanistan eller omgivande epoker; (c) minst 18 år gammal; d) Engelsktalande; och (e) bor i USA Delar av denna datauppsättning har publicerats tidigare i följande tidningar (Decker et al., 2019; Moisson et al., 2019; Scoglio et al., 2017; Turban, Potenza, Hoff, Martino, & Kraus, 2017, Turban, Shirk, Potenza, Hoff och Kraus, 2020), men ingen av dessa artiklar fokuserade på strukturen eller giltigheten av BPS.
Provegenskaper
Av 283 deltagare som undersöktes var de flesta män (70.6 %, n = 197) med en medelålder på 35.1 (SD = 9.2) år. Provegenskaper listas i Kompletterande tabell 1.
åtgärder
Den första författaren utvecklade de första sex objekten på BPS som ett möjligt mått på PPU i amerikanska veteranprover. Dessa objekt skapades ursprungligen när den första författaren avslutade ett postdoktoralt stipendium i psykologi. Föremål genererades baserat på klinisk interaktion med patienter och fortsatt arbete från tidigare studier som undersökte kliniska korrelat av PPU (se Kraus, Martino et al., 2016a; Kraus & Rosenberg, 2014). Därefter korsades de föreslagna punkterna och granskades av två andra gruppmedlemmar innan de undersöktes i studie 1.
I studie 1 fick deltagarna BPS, som utformades för att identifiera individer som rapporterade problem med att hantera sin användning av pornografi. Den initiala skalan bestod av sex poster. Deltagarna tillfrågades: "Har någon av dessa situationer hänt dig under de senaste 6 månaderna när det gäller din användning av pornografi?" Objektsvar var 0 (aldrig), 1 (ibland) och 2 (mycket ofta), med ett poängintervall från 0 till 12. Se Tabell 1 för den exakta formuleringen av BPS.
Tabell 1.Studie 1, Frekvensräkning av överenskommelser för de sex objekten i Brief Pornography Screen (BPS) bland amerikanska veteraner (N = 222)
| objekt | Aldrig (%) | Ibland (%) | Väldigt ofta (%) | M (SD) | Komponentmatris |
| Du märker att du använder pornografi mer än du vill. | 60.5 | 29.6 | 9.9 | 1.49 (0.67) | 0.80 * |
| Du har försökt "dra ner" eller sluta använda pornografi, men misslyckats. | 73.5 | 18.8 | 7.2 | 1.33 (0.61) | 0.82 * |
| Du har svårt att motstå starka uppmaningar att använda pornografi. | 61.9 | 28.7 | 9.0 | 1.47 (0.66) | 0.84 * |
| Du kommer på dig själv med att använda pornografi för att hantera starka känslor (t.ex. sorg, ilska, ensamhet, etc.). | 68.6 | 20.2 | 10.8 | 1.42 (0.68) | 0.73 * |
| Du fortsätter att använda pornografi även om du känner dig skyldig för det. | 61.4 | 25.6 | 12.6 | 1.51 (0.71) | 0.76 * |
| Människor har uttryckt oro över din användning av pornografi. | 90.6 | 5.8 | 3.1 | 1.12 (0.41) | 0.49 |
Anmärkningar. Komponentladdningar i fetstil indikerar högre belastningar på den komponenten. Saknade data på två deltagare.
Komponent 1 = 3.75; Procent av varians = 62.5 %.
*Fetstilade föremål behölls i den slutliga versionen.
M = medelvärde; SD = standardavvikelse.
Vi använde också frågeformuläret sexuellt beteende och pornografihistorik (Rosenberg & Kraus, 2014) för att bedöma deltagarnas sexuella historia och pornografiska användningsegenskaper, PCQ (Kraus & Rosenberg, 2014) för att bedöma suget efter pornografi (α = 0.83) och PPUS (Kor et al., 2014) för att bedöma funktioner associerade med PPU (α = 0.83). UPPS-P Impulsive Behavior Scale (Cyders, Littlefield, Coffey och Karyadi, 2014; Lynam, Smith, Whiteside och Cyders, 2006) är ett frågeformulär med 45 artiklar som bedömde den övergripande impulsiviteten (α = 0.80) och överlag (avsaknad av) (α = 0.84), negativ brådska (α = 0.81), positiv brådska (α = 0.81), sensationssökande (α = 0.84), och uthållighet (brist på) komponenter (α = 0.83), och Hypersexual Behavior Inventory (HBI) (Reid, Garos, & Carpenter, 2011a) för att mäta egenskaper hos hypersexualitet (α = 0.82). En ytterligare fråga bedömde veteraners intresse av att få behandling för specifika CSBD-beteenden (t.ex. tvångsmässig pornografi, tillfälligt/anonymt sex, etc.).
Etik
Den institutionella granskningsnämnden vid Department of Veterans Affairs godkände studien. Alla deltagare lämnade informerat skriftligt samtycke innan de deltog i studien.
Resultat
Användning av pornografi och sexuella metoder bland veteraner
Tjugoen procent (n = 59) av deltagarna rapporterade att de aldrig tittat på pornografi. Cirka 51 % (n = 42) av kvinnorna angav att de aldrig använde pornografi jämfört med 8.6 % av männen (n = 17), x2 (5) = 96.15, P <0.001, Cramer's V = 0.59. Eftersom den aktuella studien fokuserade på den psykometriska utvärderingen av BPS för att bedöma PPU, tog vi bort dessa 59 pornografiska icke-användare från studien, vilket lämnade 220 individer för efterföljande analyser.
Objektreduktion och faktorstruktur för Brief Pornography Screen (BPS)
Vi genomförde först artikelreduktion genom att undersöka korrelationerna mellan artikeltotala för de första sex posterna (Tabell 1). Alla objekt var måttligt korrelerade (rs = 0.31–0.70, P < 0.001), vilket tyder på att ingen kunde elimineras på denna grund. För det andra undersökte vi frekvensräkningarna för varje nivå av överensstämmelse för var och en av de sex punkterna på BPS för att identifiera alla poster som var "obalanserade" (Clark & Watson, 1995). Med hjälp av denna beslutsregel var en punkt ("Människor har uttryckt oro") lämplig för eliminering; vi utsatte dock alla sex objekten för huvudkomponentanalys (o-roterad) för ytterligare objektminskningsändamål.
Principal component analysis (PCA) används ofta för produktreduktion i skalutveckling, och PCA och exploratory factor analysis (EFA) ger ofta liknande resultat (Schneeweiss & Mathes, 1995). På grund av enkelheten hos BPS (ursprungligen 6 artiklar) och dess enda underliggande faktor, var vårt mål helt enkelt att minska antalet artiklar samtidigt som vi behåller så mycket av den ursprungliga variansen som möjligt (Conway & Huffcutt, 2003). Men om BPS hade inkluderat flera faktorer och vi var intresserade av förhållandet mellan dessa faktorer, skulle EFA eller strukturell ekvationsmodellering (SEM) ha övervägts. Nedan redovisar vi resultaten för PCA.
Resultaten gav endast en komponent med ett egenvärde på 3.75, vilket stod för 62.5 % av den totala variansen (Tabell 1). Endast den tidigare identifierade obalanserade artikeln hade inte höga belastningar (≥0.50) och gemenskaper (>0.40); använder denna beslutsregel (Costello & Osborne, 2005), har objektet tagits bort. De fem återstående artiklarna hade hög intern konsistenskoefficient (α = 0.89), sammansatt tillförlitlighet (0.92) och en måttlig genomsnittlig korrelation mellan artiklar (r = 0.62), vilket stöder endimensionaliteten hos BPS (Clark & Watson, 1995).
Konstruktion, konvergent, kriterium och diskriminerande giltighet för BPS
För att utvärdera ett element av konstruktionsvaliditet undersökte vi först om BPS-poängen varierade som en funktion av mängden pornografi som tittade på, efter justering för kön. ANCOVA-resultat indikerade en signifikant huvudeffekt för pornografisk användningsfrekvens, F (3, 216) = 14.32, P < 0.001, partiell η2 = 0.12. Med hjälp av post-hoc jämförelser (Bonferroni-korrigerade) fann vi att dagliga pornografianvändare (M = 4.39, SD = 2.10, SE = 0.48) hade signifikant högre BPS-poäng än veckoanvändare (M = 2.53, SD = 0.73, SE = 0.29), som i sin tur hade högre BPS-poäng än månatliga användare (M = 1.45, SD = 0.36, SE = 0.25). Vi beräknade också Pearson Product-moment korrelationer för att bedöma sambanden mellan studievariabler, och till stöd för konvergent validitet fann vi en positiv och robust korrelation mellan PPUS- och BPS-poängen (se Tabell 2 för bivariata korrelationer efter kön). Till stöd för kriterievaliditet fann vi positiva men måttliga korrelationer mellan BPS-, HBI- och PCQ-poängen. Till stöd för diskriminant validitet var BPS i stort sett inte relaterat till impulsivitet, även om negativ och positiv brådska för män, och inte kvinnor, var positivt associerade, om än svagt, med BPS-poäng.
Tabell 2.Studie 1, Korrelationer och medelvärden och standardavvikelser för studievariabler av intresse för amerikanska veteraner
| Variabel | Kort pornografisk skärm | Mätområde | |||
| Kvinnor (n = 40) | Män (n = 180) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| Kort pornografisk skärm | - | 0.80 (1.73) | - | 2.55 (2.87) | 0-10 |
| Pornografiskt frågeformulär | 0.32 * | 2.03 (0.95) | 0.45∗∗ | 2.95 (1.34) | 1-7 |
| Problematisk Pornografi Använd skalan | 0.77∗∗ | 1.27 (0.50) | 0.75∗∗ | 1.92 (0.98) | 1-5.7 |
| Hypersexuellt beteendeinventarium | 0.66∗∗ | 27.1 (9.0) | 0.60∗∗ | 34.8 (15.4) | 18-95 |
| UPPS-P Negativ brådska | 0.29 | 2.27 (0.51) | 0.30∗∗ | 2.36 (0.52) | 1.3-3.9 |
| UPPS-P Brist på överlag | 0.11 | 2.07 (0.44) | -0.03 | 2.08 (0.40) | 1.2-3.3 |
| UPPS-P Brist på uthållighet | 0.18 | 1.79 (0.42) | 0.11 | 1.94 (0.48) | 1.0-3.4 |
| UPPS-P Sensationssökande | -0.02 | 2.61 (0.48) | 0.05 | 2.87 (0.37) | 1.2-4.0 |
| UPPS-P Positiv brådska | 0.22 | 1.94 (0.44) | 0.22∗∗ | 2.23 (0.48) | 1.1-3.6 |
Anmärkningar. ∗P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = medelvärde; SD = standardavvikelse.
Behandling med sexuellt beteende
Av de 220 veteraner som tillfrågades om deras pornografiskådning (se Kompletterande tabell 1), angav nio att de var intresserade av behandling för PPU. Alla individer var män (9 av 180 män, 5%). BPS-medelpoängen på de återstående fem objekten för de nio männen var 6.67 (SD = 2.95). Alla efterföljande studier (2–5) använde fem-post BPS för sina analyser eftersom de utfördes efter studie 1.
Studera xnumx1
Metod
Rutiner och deltagare
Med hjälp av Omnibus-tjänsten som tillhandahålls av Qualtrics Survey Software, rekryterade vi ett nationellt representativt USA (icke-sannolikhetsurval baserat på 2010 års folkräkningsnormer för ålder, kön, ras, etnicitet, inkomst och USA:s folkräkningsregion) för en tvärsnittsstudie av vuxna (N = 2,075; 51 % kvinnor [n = 1,059 49], XNUMX % män [n = 1,016 XNUMX]; Målder = 44.8, SD =
Delar av denna datauppsättning har beskrivits på andra ställen i följande artiklar, men ingen av artiklarna fokuserade på strukturen eller giltigheten av BPS (se Grubbs, Kraus et al., 2019b; Grubbs, Kraus, Perry, Lewczuk och Gola, 2020).
åtgärder
Analyserna var begränsade till vuxna som erkände att de tittat på pornografi under det senaste året (N = 1,058 66, 1 % män). Pornografi-användningsbeteenden utvärderades via tre saker. Specifikt frågade vi deltagarna hur ofta de avsiktligt sett på pornografi ensamma under det senaste året. Vi frågade också deltagarna hur ofta de hade onanerat till pornografi under det senaste året. För båda frågorna varierade svaren från XNUMX (inte alls) till 8 (en gång om dagen eller mer). Ett enstaka föremål bad deltagarna att rapportera, i minuter, hur mycket tid de i genomsnitt hade spenderat dagligen på att titta på pornografi.
Specifikt för detta prov och utöver BPS, bedömde vi också psykologisk besvär genom att inkludera tre depressionsrelaterade objekt och två ångestrelaterade objekt från Cross-Cutting Symptom Measure för DSM-5 (Narrow et al., 2013). Vi administrerade tre CPUI-9-objekt (Grubbs et al., 2015) för att bedöma specifika svar på eller uppfattningar om pornografianvändning. Varje objekt poängsattes på en skala av 1 (starkt oense) till 7 (håller starkt med). Dessa ansiktsgiltiga föremål togs från CPUI-9-underskalorna: Upplevd tvångsmässighet (t.ex. "Jag tror att jag är beroende av pornografi"), åtkomstansträngningar (t.ex. "Jag har skjutit upp saker jag behövde göra för att se pornografi"). och känslomässigt lidande (t.ex. "Jag känner mig deprimerad efter att ha sett pornografi"). Alla tre sakerna är väsentligt relaterade till pornografiskt beteende (Grubbs, Wilt, Exline, & Pargament, 2018a; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament, & Kraus, 2018b).
Etik
Den institutionella granskningsnämnden vid Institutionen för Bowling Green State University godkände studie 2 som undantagen. Alla deltagare lämnade elektroniskt informerat samtycke innan de deltog i studien.
Resultat
Vi genomförde en Confirmatory Factor Analysis (CFA) med diagonalt vägda minsta kvadraters (DWLS) uppskattning med robusta varianser, eftersom DWLS-uppskattning inte antar normalitet eller homoskedasticitet för residualer och är att föredra för ordinaldata (Flora & Curran, 2004). Denna analys avslöjade utmärkt BPS-passning för en endimensionell faktorstruktur (Robust χ2 (5) = 3.06, P = 0.69; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA < 0.001, SRMR = 0.01). Genomsnittlig BPS-poäng var låg (M = 1.56, SD = 2.53), och analys av intern tillförlitlighet visade hög intern konsistens (α = 0.90). Män fick högre BPS-poäng (M = 2.24, SD = 2.81) än kvinnor (M = 1.70, SD = 2.60); t (2, 1,056) = 3.05, P <0.001, Cohen's d =
BPS-poäng var positivt associerade med flera mått i förväntade riktningar. BPS-poäng var positivt associerade med uttalanden om, "Jag är beroende av pornografi" (r = 0.620, P < 0.001), "Jag känner mig deprimerad efter att ha sett pornografi" (r = 0.47, P < 0.001), och "Jag har skjutit upp saker jag behövde göra för att se pornografi" (r = 0.59, P < 0.001). BPS-poäng var positivt associerade med frekvensen av pornografisk visning under det senaste året (r = 0.39, P < 0.001), onanerat till pornografi under det senaste året (r = 0.40, P < 0.001), genomsnittliga dagliga minuter spenderade på att titta på pornografi (r = 0.23, P < 0.001), och generaliserade känslor av psykisk ångest (r = 0.34, P <0.001).
Studera xnumx2
Metod
Rutiner och deltagare
Data från 470 internetanvändande vuxna med pornografianvändning under det senaste året analyserades från ett större urval av 1,063 2010 amerikanska vuxna som matchades på amerikanska nationellt representativa normer baserat på XNUMX amerikanska nationellt representativa normer (baserat på amerikanska folkräkningsdata) för ålder, kön, etnicitet, ras, US Census region och inkomst. Detta icke-sannolikhetsurval rekryterades och kompenserades av Turkprime-paneltjänsten (Litman, Robinson och Abberbock, 2017).
Delar av denna datauppsättning har publicerats tidigare i följande tidningar (Grubbs et al., 2020; Grubbs & Gola, 2019; Grubbs, Grant; Engelman, 2019a; Grubbs, Warmke, Tosi, James och Campbell, 2019d); dock fokuserade ingen av studierna på strukturen eller giltigheten av BPS.
åtgärder
I enlighet med Studie 2 begränsade vi analyser till de som rapporterade pornografianvändning under det senaste året (N = 470; Målder = 44.9; SD = 15.9; 72 % män). Användningsbeteenden för pornografi utvärderades, som i studie 2, med hjälp av BPS och mått på frekvensen av ensam pornografianvändning, frekvensen av onani till pornografi och genomsnittlig daglig användning av pornografi i minuter. Generaliserad ångest mättes med samma DSM-5 tvärgående mått som beskrivs i studie 2. Självrapporterade känslor av beroende av pornografi utvärderades med CPUI-9 (α = 0.91; Grubbs et al., 2010; Grubbs et al., 2015) och dess delskalor som bedömer upplevd tvångsförmåga (α = 0.93), känslomässig nöd (α = 0.92) och åtkomstansträngningar (α =
Etik
Den institutionella granskningsnämnden vid Institutionen för Bowling Green State University godkände studie 3 som undantagen. Alla deltagare lämnade elektroniskt informerat samtycke innan de deltog i studien.
Resultat
En CFA som använder Robust DWLS-uppskattning avslöjade utmärkt BPS-passning för endimensionalitet (χ2 (5) = 8.64, P = 0.12; CFI = 0.99, TLI = 0.98, RMSEA = 0.03, SRMR = 0.02). Den genomsnittliga BPS-poängen var låg (M = 1.92, SD = 2.69) och intern tillförlitlighet var hög (α = 0.91). Män (M = 2.25, SD = 2.75) fick högre poäng än kvinnor (M = 1.12, SD = 2.39; t [1,48] = 4.04, P <0.001, Cohen's d =
BPS-poäng korrelerades med poäng på den totala CPUI-9 (r = 0.72, P < 0.001) och upplevd tvångsförmåga (r = 0.75, P < 0.001), åtkomstansträngningar (r = 0.64, P < 0.001) och känslomässig nöd (r = 0.47, P < 0.001) underskalor. BPS-poäng var positivt associerade med frekvensen av pornografianvändning under det senaste året (r = 0.47, P < 0.001), frekvens av onani till pornografi under det senaste året (r = 0.43, P < 0.001), genomsnittlig daglig användning av pornografi i minuter (r = 0.33, P < 0.001), och generaliserade känslor av ångest (r = 0.33, P <0.001).
Studera xnumx
Metod
Förfarande och deltagare
Provexemplaret (Kompletterande tabell 4) bestod av 703 polska vuxna (512 kvinnor, 72.8%) i åldern 18–54 år (M = 26.04, SD = 6.07). En delmängd av denna datauppsättning (191 män) kommer från datauppsättningen som beskrivs i Kowalewska, Kraus, Lew-Starowicz, Gustavsson och Gola (2019).
Alla vuxna rekryterades från den polska befolkningen genom en webbaserad annons på gumtree.pl (polsk version av Craigslist) och hiperseksualnosc.pl (webbplatsen för forskargruppen). Deltagare som fyllde i onlineundersökningen och lämnade sin e-postadress var berättigade att vinna ett av följande priser, fem bokhandelskuponger på 30, 15 eller 5 USD och 30 biljetter till en biosalong. Alla e-postadresser lagrades i den separata databasen och inte associerade med frågeformulärdata för att säkerställa anonymiteten.
åtgärder
Förutom att använda BPS, bedömde vi impulsivitet med den polska anpassningen av UPPS-P (Poprawa, 2014). Vi mätte tvångssyndrom med hjälp av den polska anpassningen av Obsessive Compulsive Inventory – Revised (OCI-R) (Foa et al., 2002; information om översättning tillhandahållen i; Gola et al., 2017a) och den polska anpassningen av screeningtestet för sexuellt beroende – reviderat (SAST-R) (Gola et al., 2017a) för att bedöma (1) upptagenhet med sex, (2) affekt, (3) relationsstörning genom sexuella beteenden och (4) känsla av att tappa kontrollen över sexuellt beteende (SAST-R totalt α =
Etik
Alla procedurer godkändes av den etiska kommittén för Institutet för psykologi, den polska vetenskapsakademin. Alla deltagare fick informerat skriftligt samtycke innan de deltog i studien.
Resultat
Psykometriska egenskaper hos den polskt anpassade BPS
En ytterligare CFA med Robust DWLS-uppskattning gav en utmärkt passform för enfaktorlösningen (Robust χ2 (5) = 2.12, P = 0.83; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA = 0.00, SRMR = 0.02). I likhet med tidigare studier hade den polska anpassningen av BPS hög intern konsistens (α = 0.89) och en måttlig genomsnittlig korrelation mellan artiklar (r = 0.62). Både intern konsistens och genomsnittlig korrelation mellan artiklar var högre hos män (α = 0.88; r = 0.61) än kvinnor (α = 0.85; r =
Som visas i Tabell 3, för hela urvalet var den genomsnittliga BPS-poängen 1.92 (SD = 2.65). Män (M = 3.56, SD = 3.11) hade högre BPS-poäng jämfört med kvinnor (M = 1.12, SD = 1.92), t (701) = 10.12, P <0.001, Cohen's d = 0.76). Antalet minuter som ägnades åt att titta på pornografi var svagt korrelerat med BPS-poäng men bara för män. Till stöd för kriteriets validitet var BPS-poäng positivt korrelerade med symtomens svårighetsgrad mätt med SAST-R. Till stöd för diskriminant validitet och liknande studie 1 fann vi ingen korrelation mellan BPS-poäng och UPPS-P-sensationssökande och brist på överlag och svaga positiva korrelationer mellan BPS-poäng och negativ brådska, positiv brådska och uthållighet. BPS-poäng var svagt korrelerade med tvångsmässiga egenskaper (se Tabell 3 för alla korrelationer).
Tabell 3.Korrelationer mellan BPS-poäng med andra mått i ett urval av vuxna polska samhällen (N = 703)
| Variabel | Kort pornografisk skärm | Mätområde | |||
| Kvinnor (n = 512) | Män (n = 191) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| Kort pornografisk skärm | - | 1.12 (1.92) | - | 3.56 (3.11) | 0-10 |
| Mängd pornografianvändning under förra veckan (min.) | 0.07 | 60.46 (108.93) | 0.17 * | 124.66 (179.12) | 1-1,200 |
| Screeningtest för sexuellt beroende – reviderat | 0.43∗∗ | 3.81 (2.99) | 0.61∗∗ | 5.51 (4.23) | 0-18 |
| Tvångsinventering – Reviderad | 0.17∗∗ | 18.03 (10.38) | 0.25∗∗ | 19.21 (9.72) | 0-58 |
| UPPS-P Negativ brådska | 0.22∗∗ | 29.26 (7.16) | 0.29∗∗ | 27.02 (7.79) | 2-48 |
| UPPS-P Brist på överlag | 0.06 | 22.28 (5.26) | 0.14 | 21.83 (5.86) | 2-41 |
| UPPS-P Brist på uthållighet | 0.14∗∗ | 20.25 (5.18) | 0.15 * | 20.24 (4.92) | 2-37 |
| UPPS-P Sensationssökande | -0.06 | 31.22 (7.75) | -0.004 | 34.39 (7.99) | 4-48 |
| UPPS-P Positiv brådska | 0.12∗∗ | 28.02 (9.54) | 0.27∗∗ | 28.90 (10.03) | 9-56 |
Obs. *P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = medelvärde; SD = standardavvikelse.
Studera xnumx
Metod
Rutiner och deltagare
För att undersöka BPS cut-off-poängen bedömde vi ytterligare 105 polska män i åldern 18–55 år (M = 32.94; SD = 7.45) som sökte behandling för CSBD, av vilka majoriteten rapporterade PPU (se Tilläggstabeller 5 och 6). Den behandlingssökande gruppen inkluderar datauppsättningar från följande studier: Wordecha et al. (2018) (9 hanar); Gola, Lew-Starowicz, Draps och Kowalewska (2019) (57 hanar); Draps et al. (2020) (26 hanar); Holas, Draps, Kowalewska, Lewczuk och Gola (2020) (13 män). Kontrollgruppen bestod av 191 vuxna män i åldern 18–54 (M = 26.04; SD = 6.07) från studie 4.
Behandlingssökande patienter rekryterades bland män som sökte behandling för PPU på två sexologiska kliniker i Warszawa mellan juni 2014 och november 2017. Alla patienter som sökte behandling för PPU uppfyllde fyra av fem diagnostiska kriterier för hypersexuell störning som föreslagits av Kafka (2010) för DSM-5.
åtgärder
Efter att ha slutfört en första intervju screenades patienterna för inklusions-/exklusionskriterier. Inklusions-/exkluderingskriterier bestod av att vara uteslutande eller övervägande heterosexuella (som bedömts med hjälp av den polska anpassningen av Kinsey-skalan; Kinsey, Pomeroy och Martin, 1948) och inte uppfyller diganostiska kriterier för alkoholmissbruk (Saunders, Aasland, Babor, De la Fuente och Grant, 1993) eller spelstörning (poäng <5 på South Oaks Gambling Screen (SOGS α = 0.70) (Lesieur & Blume, 1987). Alla manliga patienter utvärderades dessutom med Structured Clinical Interview for DSM-IV (SCID) (Gibbon, Spitzer, Williams, Benjamin, & First, 1997) för tvångssyndrom, impulskontroll, bipolär, ångest, psykotiska och missbruksstörningar och sexuella beteenden (Kompletterande tabell 6). Manliga patienter som uppfyller minst tre CSBD-kriterier (Kraus et al., 2018) och fyra för hypersexuell störning (Kafka, 2010) och ingen av de ovan nämnda störningarna inbjöds att delta i denna studie.
Etik
Alla procedurer godkändes av den etiska kommittén för Institutet för psykologi, den polska vetenskapsakademin. Alla deltagare fick informerat skriftligt samtycke innan de deltog i studien.
Resultat
Den genomsnittliga BPS-poängen för behandlingssökande män var 7.50 (SD = 2.58) och var signifikant högre än hos icke-behandlingssökande män, 3.56 (SD = 3.12), z = 14.66, P <0.001, Cohen's d = 1.38. Vi bedömde klassificeringens kvalitet a priori utvald grupp av patienter (n = 105) mot alla män från kontrollgruppen (Studie 4, n = 191) (se Fig 1 för ROC-kurva). ROC-kurvan fångade ett område på 82.2 % av de 5 testobjekten (SE = 0.02; P < 0.001), kännetecknad av 95 % konfidensintervall med gränser på 77.5 % och 86.9 %. Som visas i Tabell 4, är det föreslagna gränsvärdet 4, för vilket sensitivitet är 58.42 %, specificitet 90.48 %, positivt prediktivt värde 91.74 % (95 % KI 85.88 %–95.30 %), negativt prediktivt värde 54.60 % (95 % KI 50.12 %–59.00 %) och noggrannhet 69.83 % (95 % KI 64.24 %–75.02 %). Ett gränsvärde på 5 kännetecknas av en sensitivitet på 68.42 % och en specificitet på 83.81 % (se Tabell 4).
Studie 5, ROC-kurva för den polsk-anpassade BPS för de som söker behandling för problematisk användning av pornografi (Poäng på 4 eller högre)
Citation: Journal of Behavioural Addiction J Behav Addict 9, 2; 10.1556/2006.2020.00038
Tabell 4.ROC-analys för föreslagen Brief Pornography Screen (BPS) med föreslagna cut-off poäng
| Statistisk | Värde av 4 på BPS | Värde av 5 på BPS | ||
| Värde | 95% CI | Värde | 95% CI | |
| Känslighet | 58.4% | 51.1-65.5% | 68.4% | 61.3-75.0% |
| specificitet | 90.5% | 83.2-95.3% | 83.8% | 75.6-90.3% |
| Positivt sannolikhetsförhållande | 6.13 | 3.36-11.20 | 4.23 | 2.71-6.60 |
| Negativ sannolikhetskvot | 0.46 | 0.38-0.55 | 0.38 | 0.30-0.47 |
| Sjukdomsprevalens | 64.4% | 58.7-69.9% | 64.4% | 58.7-69.9% |
| Positivt prediktivt värde | 91.7% | 85.8-95.3% | 88.4% | 83-92.3% |
| Negativt prediktivt värde | 54.6% | 50.1-59% | 59.5% | 53.9-64.8% |
| Noggrannhet | 69.8% | 64.2-75% | 73.9% | 68.5-78.8% |
För att undersöka förändringar i PPU bland behandlingssökande patienter jämförde vi BPS-poäng för 57 män från vårt kliniska urval före och efter två månaders farmakoterapi med naltrexon eller paroxetin (Gola et al., 2019) med hjälp av ett beroende prov t-testa. BPS-poängen skilde sig efter behandling (t (56) = 6.75; P <0.001, Cohen's d = 1.80), med högre BPS-poäng före terapi (M = 8.54; SD = 1.77) än efter två månaders terapi (M = 5.75; SD =
Diskussion
Den aktuella studien utvärderade BPS, ett kort screeningverktyg, för att identifiera trolig PPU. Den robusta provtagningstekniken som används i våra studier har inte tidigare använts vid utveckling av skalor utformade för att bedöma PPU. Sammantaget är BPS psykometriskt sund, vilket framgår av mått på tillförlitlighet och validitet över flera prover, vilket ger initialt stöd för dess användning i klinisk praxis, även om ytterligare forskning behövs för att fastställa dess kliniska användbarhet för behandlingssökande individer fullt ut.
Tidigare arbete har konsekvent visat att män, i förhållande till kvinnor, ser och onanerar till pornografi mer regelbundet (Bothe et al., 2018; Grubbs, Wilt, Exline, & Pargament, 2018a; Wright, 2013), och detta fynd observerades i alla fem proverna. I enlighet med tidigare forskning fann vi att män, jämfört med kvinnor, rapporterade mer oro över pornografianvändning (Bothe et al., 2018; Kor et al., 2014). Vår studie är unik genom att vi undersökte de psykometriska egenskaperna bland fem olika prover (t.ex. amerikanska veteraner, två amerikanska generella vuxna prover, polska vuxna och polska manliga patienter som genomgår behandling för CSBD). Med tanke på mångfalden av proverna vi rekryterade för att utvärdera de psykometriska egenskaperna hos BPS, tror vi att fynden kan generaliseras för både kliniska och icke-kliniska grupper från olika länder. Men med det sagt rekommenderas försiktighet fortfarande, och vi rekommenderar ytterligare forskning för att validera BPS för kliniska populationer, särskilt bland kvinnor och sexuella och könsminoriteter som söker behandling för PPU.
Vår första granskning av den föreslagna skärmbilden med sex artiklar i studie 1 visade att ett objekt var obalanserat, och ytterligare analys föreslog att man skulle ta bort det. Över hela studierna visade fem-postskärmen hög intern konsistens såväl som konstruktions-, konvergent-, diskriminant- och kriterievaliditet. Som väntat korrelerade BPS-poäng starkt med andra redan existerande skalor som bedömer PPU (t.ex. CPUI-9 (Grubbs et al., 2015) och PPUS (Kor et al., 2014)) medan endast måttligt korrelerar med symtomens svårighetsgrad för att bedöma hypersexualitet (Reid, Garos et al., 2011a; Reid, Li et al., 2011b) eller sexuellt beroende (Gola et al., 2017b). Således är skärmen närmare associerad med åtgärder som bedömer dimensioner av PPU men är fortfarande associerad med allmänna åtgärder relaterade till CSBD (t.ex. nedsatt kontroll, misslyckade försök att sluta). Vi hade inte för avsikt att BPS skulle fungera som en proxy för CSBD. Forskning tyder dock på att PPU är ett av de vanligast rapporterade problemen bland individer som söker mentalvårdsbehandling för CSBD (Kraus, Meshberg-Cohen, Martino, Quinones, & Potenza, 2015a; Kraus, Potenza et al., 2015b; Reid et al., 2012). Därför kan BPS vara ett användbart verktyg för att upptäcka möjlig PPU bland individer som söker behandling för CSBD. Ytterligare kliniska intervjuer behövs för att fastställa förekomsten av CSBD, vilket kan manifesteras som PPU bland behandlingssökande individer med olika kliniska presentationer (Kraus & Sweeney, 2019).
Vi fann också att BPS-poäng generellt sett var svagt korrelerade med impulsivitet (Cyders et al., 2014; Lynam et al., 2006) och tvångsmässiga drag (Foa et al., 2002). Till stöd för tidigare arbete (Bőthe et al., 2018, 2019), BPS-poäng var måttligt korrelerade med mått på generaliserade känslor av nöd och depression; vi fann också måttliga korrelationer mellan BPS-poäng och mått på att känna sig beroende av pornografi och prioritera pornografivisning framför andra aktiviteter (Grubbs, Perry, Wilt och Reid, 2019c). Som nämnts på annat håll (Kor et al., 2014), fann vi också en blygsam korrelation mellan pornografisk visning och PPU mätt med BPS, även om sambandet verkade starkare mellan BPS-poäng och onanifrekvens. Vi förutsåg sådana samband mellan pornografiskt beteende och BPS-poäng. Som diskuterats i andra verk (Gola, Lewczuk och Skorko, 2016; Kraus, Martino, et al., 2016a; Böthe et al. 2020), fann vi också att frekvensen av pornografisk visning inte nödvändigtvis är en indikator på PPU. Bland de båda nationella proverna i USA fann vi höga andelar individer (främst män) som fick minst fyra eller fler poäng på BPS.1
Ytterligare forskning behövs kring fastställande av normer för BPS för pornografianvändning, som kan variera beroende på kön, ålder och möjligen andra socioekonomiska faktorer. Vidare utvecklas forskningen fortfarande om studier av pornografianvändning, och mer arbete behövs för att identifiera både risk- och skyddsfaktorer förknippade med PPU. Vidare skulle rekryteringen av stora kvinnliga prover möjliggöra större undersökning av möjliga könseffekter när man studerar PPU i icke-kliniska och kliniska prov. Det finns ett särskilt behov av att undersöka PPU bland kvinnor som rapporterar höga nivåer av pornografianvändning (dvs dagligen flera gånger om dagen). Denna grupp var inte lika representerad i våra urval och över hela linjen rapporterade kvinnor som använder pornografi vanligtvis lägre nivåer jämfört med män. Resultat som är specifika för kvinnor, i allmänhet, bör varnas, eftersom våra resultat sannolikt påverkades av den lilla urvalsstorleken, och ytterligare forskning som undersöker könsrelaterade skillnader hos PPU-kvinnor rekommenderas. Som har gjorts i en nyligen genomförd studie (Böthe et al. 2020), rekommenderar vi också att könsinvarianstestning med BPS utförs för att ytterligare undersöka dess psykometriska egenskaper med kvinnor eller andra olika grupper.
En primär styrka i vår nuvarande studie är att vi inkluderade ett urval av behandlingssökande män för CSBD för att bestämma känsligheten och specificiteten hos en kort screening för PPU. Specifikt, i studie 5, undersökte vi oberoende PPU bland 105 män inskrivna i en randomiserad klinisk prövning för CSBD. Efter att ha jämfört CSBD-patienter med icke-påverkade kontrolldeltagare, bestämde vi den initiala kliniska cut-off-poängen på BPS till fyra. Som vi tolkar det för närvarande, bör en poäng på fyra eller högre på BPS motivera ytterligare utvärdering av en vårdpersonal för PPU. Poängen bland polska behandlingssökande män (självidentifierade som heterosexuella) och veteraner som är intresserade av behandling för PPU rapporterade dock poäng långt över 6. Det är möjligt att den kliniska gränsen är minimal vid fyra, med en poäng på sex eller högre , vilket möjligen återspeglar behovet av kliniska tjänster. Ytterligare förfining med kliniska och icke-kliniska prover för att bestämma den optimala cut-off-poängen på BPS är motiverad. Den föreslagna cut-off-poängen bör för närvarande tolkas försiktigt.
Även om den är lovande har studien flera begränsningar. För det första, även om fyra av de fem urvalen inkluderade kvinnor, behövs ytterligare forskning om PPU bland kvinnor och olika populationer för att ta itu med köns- och mångfaldsrelaterade överväganden. Preliminära data tyder på att kvinnor är sju gånger mindre benägna än män att söka behandling för PPU (Lewczuk, Szmyd, Skorko och Gola, 2017). En ytterligare begränsning är att vi endast rekryterade ett urval av heterosexuella polska män för att bestämma den kliniska cut-off-poängen för BPS, och framtida arbete krävs för att fastställa tröskeln för kvinnor såväl som kliniska populationer från andra länder och individer av olika sexuella orienteringar. För närvarande har vi inga bevis som tyder på att det borde finnas olika gränsvärden för män och kvinnor eller andra specifika grupper. Vi misstänker att ytterligare studier av PPU bland stora, olika urval av män och kvinnor, sexuella och könsminoritetspopulationer och andra grupper, inklusive kliniska och icke-kliniska prover, kommer att hjälpa till att identifiera optimala cut-off-poäng för att identifiera individer med trolig PPU.
Vidare erkänner vi att ytterligare forskning också behövs för att validera BPS och andra PPU-mått i icke-västliga länder och i prover med etnisk mångfald och i sexuella minoritetsgrupper. En överrepresentation av forskning från västländer har begränsat vår förståelse av PPU bland olika kulturer och etniska grupper. Det är möjligt att det föreslagna gränsvärdet för BPS kan variera baserat på kön eller kulturella överväganden, och ytterligare arbete krävs för att fastställa lämpliga trösklar för kliniska och icke-kliniska grupper. Med utgångspunkt i detta behövs framtida multikulturella studier och flerprovsstudier som bedömer användbarheten och mätinvariansen för BPS. En ytterligare begränsning är att vi inte använde kliniska intervjuer för fyra av de fem studierna eftersom vi förlitade oss på webbaserad design med tanke på kostnaderna och svårigheterna att rekrytera stora grupper av män och kvinnor med olika bakgrunder. Poäng och svar kan variera till viss del när skalan administreras ansikte mot ansikte av en läkare. Vidare, i framtida studier med större, mer varierande prover med klinisk bekräftelse via intervjuer, kan item-response-teori (IRT) användas för att bättre bestämma var individer är placerade över kontinuumet av PPU, och pornografianvändning mer allmänt, med hjälp av BPS och ger ytterligare klarhet och förfining av potentiella gränsvärden. Dessutom, eftersom studie 5 endast innehöll rekryterade män som själv identifierade sig som heterosexuella, rekommenderar vi ytterligare forskning med BPS för att inkludera homosexuella och bisexuella män och andra sexuella minoriteter när man bestämmer möjliga cut-off-poäng för PPU.
Användbarheten av BPS som ett kliniskt verktyg bör betraktas som separat från dess användbarhet som ett verktyg för att förstå PPU i befolkningsstudier. Mer till saken bör framtida arbete specifikt undersöka och beskriva den bästa användningen och tolkningen av BPS-poäng i kliniska kontra icke-kliniska prover. Som diskuterats på annat håll (Kraus & Sweeney, 2019), är det viktigt att undersöka PPU bland behandlingssökande individer och förstå de motiv som ligger bakom behandlingssökande beteende. Både motiv och hinder för att ta hand om PPU har ännu inte undersökts fullt ut och kräver ytterligare uppmärksamhet. För närvarande föreslår vi att en positiv skärm på BPS inte ska tolkas som en diagnos av en underliggande psykisk sjukdom. Eftersom BPS inte frågar om störningar i viktiga livsområden som beskrivs i de diagnostiska kriterierna för CSBD, bör en sådan bedömning utföras kliniskt för individer som screenar positivt på BPS. Framtida forskning behövs för att testa och validera BPS bland olika populationer genom att använda både webbaserade och personliga design. Andra faktorer, såsom moralisk inkongruens och psykiatriska (missbruk, bipolär) och medicinska (demens, Parkinson) tillstånd, bör beaktas vid bedömning av PPU och behandlingsrekommendationer (Brand, Antons, Wegmann, & Potenza, 2019; Grubbs & Perry, 2019; Grubbs, Perry, Wilt och Reid, 2019c; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament, & Kraus, 2018b; Kraus & Sweeney, 2019). Forskare (Štulhofer, Bergeron, & Jurin, 2016a; Štulhofer, Jurin, & Briken, 2016b) har också noterat att faktorer som hög sexuell lust förblev svåra att reta bortsett från hypersexualitet, vilket väcker oro när det gäller hur PPU konceptualiseras. Ytterligare forskning som undersöker hög sexuell lust och/eller beteenden bland olika grupper behövs eftersom forskare och läkare utvecklar verktyg för att bedöma PPU korrekt. Liknande överväganden finns för att bedöma moralisk inkongruens som beskrivs i kriterierna för CSBD.
Framför allt behövs ytterligare forskning för att bedöma test-omtest och sensitivitet och specificitet bland kliniska och icke-kliniska prover med hjälp av BPS. Med tanke på hur kortfattad BPS är (1–2 minuter att slutföra), bör ytterligare forskning testa dess användning i medicinska och hälsosamma miljöer för att identifiera individer med PPU som skulle dra nytta av behandling. Sammanfattningsvis tyder vår första granskning av BPS på att den är psykometriskt sund, kort och enkel att använda i kliniska och icke-kliniska miljöer med hög potential för användning i populationer över internationella jurisdiktioner.
Hitta källor
Författarna avslöjade mottagandet av följande ekonomiska stöd för forskning, författarskap och publicering av denna artikel. Studie 1 finansierades av stöd från Department of Veterans Affairs Office of Research and Development, Clinical Science Research and Development (ZDA1, PI Rani A. Hoff) och VISN 1 New England MIRECC (PI Shane W. Kraus). Studie 2 och 3 stöddes av institutionella medel från Bowling Green State University (PI Joshua Grubbs). Studie 4 och 5 stöddes av Polens nationella vetenskapscentrum (2014/15/B/HS6/03792; PI M. Gola).
Steven D. Shirk, Steve Martino och Rani A. Hoff är heltidsanställda på Department of Veterans Affairs. Dr. Potenza har fått stöd från Connecticut State Department of Mental Health and Addiction Services, Connecticut Mental Health Center och Connecticut Council on Problem Gambling. Drs. Kraus, Potenza och Shirk har fått stöd från National Centre for Responsible Gaming. Finansieringsorganen lämnade inte input eller kommenterade innehållet i manuskriptet, och innehållet i manuskriptet återspeglar författarnas bidrag och tankar och återspeglar inte nödvändigtvis finansiärernas åsikter.
Författarnas bidrag
SWK konceptualiserade och skrev det första utkastet. SWK, RAH, MNP och SM bidrog till datainsamlingen och dataanalysen av studie 1. JBG bidrog till datainsamlingen och analysen av studierna 2 och 3. MG, EK och ML bidrog till datainsamlingen och analysen för studierna 4 och 5. SDS gav statistisk tillsyn för studie 1 och vägledning för de andra studierna. Alla författare gav input, läste och granskade manuskriptet innan det skickades in. SWK och de andra författarna godkände det slutliga utkastet till manuskriptet.
Intressekonflikt
Författarna förklarade inga potentiella intressekonflikter med avseende på forskning, författarskap och publicering av denna artikel.
| Kort pornografisk skärm (BPS) | Datum: | ||
| ID#: | |||
| Avstånd: Har någon av dessa situationer hänt dig under de senaste 6 månaderna när det gäller din användning av pornografi? | Aldrig | Ibland | Väldigt ofta |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
Poängräkning. En poäng på 4 ≥ anses vara en positiv skärm för eventuell problematisk pornografianvändning. Ytterligare undersökningar för eventuell problematisk pornografianvändning uppmuntras.
1Bland de senaste årens pornografianvändare fick 25 % (20.6 % av kvinnorna, 28.6 % av männen) fyra eller högre poäng på BPS (13.8 % totalt; 7.6 % av kvinnorna; 20.2 % av männen).
2Bland de senaste årens pornografianvändare fick 30.1 % (11.6 % av kvinnorna; 32.8 % av männen) fyra eller högre poäng (11.6 % totalt; 1.9 % av kvinnorna; 10.1 % av männen).
Kompletterande uppgifter
Kompletterande data till den här artikeln finns online på https://doi.org/10.1515/jba.2020.00038.
Referensprojekt
Båda, B., Toth-Kiraly, I., Zsila, A., Griffiths, MD, Demetrovics, Z., & ryska, G. (2018). Utvecklingen av den problematiska pornografiska konsumtionsskalan (PPCS). Journal of Sex Research, 55, 395-406.
Varumärke, M., Antons, S., Wegman, E., & Potenza, MN (2019). Teoretiska antaganden om pornografiproblem på grund av moralisk inkongruens och mekanismer för beroendeframkallande eller tvångsmässig användning av pornografi: Är de två "villkoren" så teoretiskt distinkta som föreslagna? Arkiv av sexuellt beteende, 48, 417-423.
BOTHE, B., Tóth-Király, I., Demetrovics, Z., & ryska, G. (2020). Den korta versionen av den problematiska pornografiska konsumtionsskalan (PPCS-6): Ett tillförlitligt och giltigt mått i allmänna och behandlingssökande populationer. Journal of Sex Research, 1-11.
BOTHE, B., Toth-Király, I., ryska, G., Potenza, MN, & Demetrovics, Z. (2020) Användning av högfrekvent pornografi kanske inte alltid är problematisk. Journal of Sexual Medicine, 17(4), 793-811.
BOTHE, B., Tóth-Király, I., Potenza, MN, Griffiths, MD, ryska, G., & Demetrovics, Z. (2019). Revisera rollen av impulsivitet och tvångsmässighet vid problematiskt sexuellt beteende. Journal of Sex Research, 56, 166-179.
Clark, LA, & Watson, D. (1995). Konstruerande validitet: Grundläggande frågor i objektiv skalautveckling. Psykologisk bedömning, 7, 309-319.
Coleman, E., Raymond, N., & McBean, A. (2003). Bedömning och behandling av tvångsmässigt sexuellt beteende. Minnesota Medicine, 86, 42-47.
Conway, JM, & Huffcutt, AI (2003). En genomgång och utvärdering av explorativ faktoranalyspraxis inom organisationsforskning. Organisationsforskningsmetoder, 6, 147-168.
Costello, AB, & Osborne, J. (2005). Bästa metoder för utforskande faktoranalys: Fyra rekommendationer för att få ut det mesta av din analys. Praktisk bedömning, forskning och utvärdering, 10, 1-9.
Cyders, MA, Little, AK, Coffey, S., & Karyadi, KA (2014). Granskning av en kort engelsk version av UPPS-P impulsiv beteendeskalan. Beroendeframkallande beteenden, 39, 1372-1376.
Decker, SE, hoff, R., Martino, S., Mazur, CENTIMETER, Park, CL, Porter, E., (2019). Är emotionell dysreglering associerad med självmordstankar hos veteraner efter 9/11? Arkiv för självmordsforskning, 1-15. E-pub.
Dickenson, JA, Gleason, N., Coleman, E., & Gruvarbetare, MH (2018). Prevalens av nöd som är förknippad med svårigheter att kontrollera sexuella behov, känslor och beteenden i USA. JAMA Network Open, 1, e184468-e184468.
Draper, M., Sescousse, G., Potenza, MN, Tvivel, A., Lew-Starowicz, M., Kopera, M., (2020). Grå substans volymskillnader i impulskontroll och beroendesjukdomar. PsyArchiv.
Fernandez, DP, & Griffiths, MD (2019). Psykometriska instrument för problematisk pornografianvändning: En systematisk översikt. Utvärdering & Hälsoprofessionerna, 1-71.
Flora, DB, & Curran, PJ (2004). En empirisk utvärdering av alternativa skattningsmetoder för konfirmerande faktoranalys med ordinaldata. Psykologiska metoder, 9(4), 466-491.
Foa, EB, Huppert, JD, Leiberg, S., Langner, R., Kichic, R., Hajcak, G., (2002). Den tvångsmässiga inventeringen: Utveckling och validering av en kortversion. Psykologisk bedömning, 14, 485-496.
Gibbon, M., Spitzer, RL, Williams, JB, Benjamin, LS, & Förnamn, MB (1997). Strukturerad klinisk intervju för DSM-IV axel II personlighetsstörningar (SCID-II). Am Psych Pub.
Gola, M., Kowalewska, E., Wordecha, M., Lew-Starowicz, M., Kraus, S., & Potenza, M. (2018). Resultat från fältförsöket med den polska tvångsmässiga sexuella beteendestörningen. I Artikel presenterad på Journal of Behavioral Addictions.
Gola, M., Lew-Starowicz, M., Draper, M., & Kowalewska, E. (2019). Jämförelse av effekter av farmakologisk och psykologisk behandling av CSBD. Journal of Behavioral Addictions, 8, 65.
Gola, M., Lewczuk, K., & Skorko, M. (2016). Vad är viktigt: Kvantitet eller kvalitet för användning av pornografi? Psykologiska och beteendemässiga faktorer för att söka behandling för problematisk pornografi. Journal of Sexual Medicine, 13, 815-824.
Gola, M., & Potenza, MN (2018). Beviset på puddingen finns i provningen: Data behövs för att testa modeller och hypoteser relaterade till tvångsmässiga sexuella beteenden. Arkiv av sexuellt beteende, 47, 1323-1325.
Gola, M., Wordecha, M., Sescousse, G., Lew-Starowicz, M., Kossowski, B., Wypych, M., (2017). Kan pornografi vara beroendeframkallande? En fMRI-studie av män som söker behandling för problematisk användning av pornografi. Neuropsychopharmacology, 42, 2021-2031.
Gola, M., Skorko, M., Kowalewska, E., Kołodziej, A., Sikora, M., Wodyk, M., (2017b). Polsk anpassning av screeningtest för sexuellt beroende – reviderat (SAST-PL-M). polsk psykiatri, 51(1), 95-115. https://doi.org/10.12740/PP/OnlineFirst/61414.
Grant, JE, hök, M., Fineberg, NA, Fonten, LF, Matsunaga, H., Veale, D., (2014). Impulskontrollstörningar och "beteendeberoende" i ICD-11. Världpsykiatri, 13, 125.
Grubbs, JB, & Gola, M. (2019). Är pornografisk användning relaterad till erektil funktion? Resultat från tvärsnitts- och latent tillväxtkurvaanalyser. Journal of Sexual Medicine, 16(1), 111-125.
Grubbs, JB, Grant, JT, & Engelman, J. (2019). Självidentifiering som pornografimissbrukare: Undersöker rollerna för pornografianvändning, religiöshet och moralisk inkongruens. Sexuell beroende och kompulsivitet, 25, 269-292.
Grubbs, JB, Kraus, SW, & Perry, SL (2019b). Självrapporterat beroende av pornografi i ett nationellt representativt urval: Rollerna av användningsvanor, religiöshet och moralisk inkongruens. Journal of Behavioral Addictions, 8, 88-93.
Grubbs, JB, Kraus, SW, Perry, SL, Lewczuk, K., & Gola, M. (2020). Moral inkongruens och tvångsmässigt sexuellt beteende: Resultat från tvärsnittsinteraktioner och parallella tillväxtkurvanalyser. Journal of Abnormal Psychology, 129, 266-278.
Grubbs, JB, & Perry, SL (2019). Moralisk inkongruens och pornografianvändning: En kritisk granskning och integration. Journal of Sex Research, 56, 29-37.
Grubbs, JB, Perry, SL, Vissna, JA, & Reid, RC (2019c). Pornografiproblem på grund av moralisk inkongruens: En integrerad modell med systematisk granskning och meta-analys. Arkiv av sexuellt beteende, 48, 397-415.
Grubbs, JB, Sessoms, J., Wheeler, DM, & Volk, F. (2010). Användningsinventeringen för cyberpornografi: Utvecklingen av ett nytt bedömningsinstrument. Sexuell beroende och kompulsivitet, 17, 106-126.
Grubbs, JB, Volk, F., Exline, JJ, & Pargament, KI (2015). Användning av internetpornografi: Uppfattad missbruk, psykisk nöd och validering av en kort åtgärd. Journal of Sex Martial Therapy, 41, 83-106.
Grubbs, JB, Warmke, B., Tosi, J., James, AS, & Campbell, WK (2019d). Moralisk höjdare i det offentliga samtalet: Statussökande motiv som en potentiell förklaringsmekanism för att förutsäga konflikter. PloS One, 14(10), e0223749.
Grubbs, JB, Vissna, JA, Exline, JJ, & Pargament, KI (2018). Förutsäga användning av pornografi över tid: Är det självrapporterade ”beroende” något som spelar roll? Beroendeframkallande beteenden, 82, 57-64.
Grubbs, JB, Vissna, JA, Exline, JJ, Pargament, KI, & Kraus, SW (2018b). Moraliskt ogillande och upplevt beroende av internetpornografi: En longitudinell undersökning. Addiction, 113, 496-506.
holas, P., Draper, M., Kowalewska, E., Lewczuk, K., & Gola, M. (2020). Mindfulness-baserad återfallsförebyggande studie för tvångsmässig sexuell beteendestörning. PsyArchiv.
James, LM, Ström, TQ, & Leskela, J. (2014). Risktagande beteenden och impulsivitet bland veteraner med och utan PTSD och mild TBI. Militärmedicin, 179, 357-363.
kafka, MP (2010). Hypersexuell störning: En föreslagen diagnos för DSM-V. Arkiv av sexuellt beteende, 39, 377-400.
Kinsey, AC, Pomeroy, WB, & Martin, CE (2003). Sexuellt beteende hos den mänskliga mannen. 1948. American Journal of Public Health, 93(6), 894-898. https://doi.org/10.2105/AJPH.93.6.894.
Kor, A., Fogel, Y., Reid, RC, & Potenza, MN (2013). Bör hypersexuell störning klassificeras som ett missbruk? Sexuell beroende och kompulsivitet, 20, 27-47.
Kor, A., Zilcha-Mano, S., Fogel, YA, Mikulincer, M., Reid, RC, & Potenza, MN (2014). Psykometrisk utveckling av skalan med problematisk pornografi. Beroendeframkallande beteenden, 39, 861-868.
Kowalewska, E., Kraus, SW, Lew-Starowicz, M., Gustavsson, K., & Gola, M. (2019). Vilka dimensioner av mänsklig sexualitet är relaterade till tvångsmässig sexuell beteendestörning (CSBD)? Studera med hjälp av ett flerdimensionellt sexualitetsformulär på ett urval av polska män. Journal of Sexual Medicine, 16, 1264-1273.
Kraus, SW, Krueger, RB, Briken, P., Förnamn, MB, Stein, DJ, Kaplan, MS, (2018). Compulsiv sexuellt beteendestörning i ICD-11. Världpsykiatri, 17, 109-110.
Kraus, SW, Martino, S., & Potenza, MN (2016). Kliniska egenskaper hos män som är intresserade av att söka behandling för användning av pornografi. Journal of Behavioral Addictions, 5, 169-178.
Kraus, SW, Martino, S., Potenza, MN, Park, C., Merrell, JD, & hoff, RA (2017). Undersöker tvångsmässigt sexuellt beteende och psykopatologi bland ett urval av amerikanska manliga och kvinnliga militärveteraner efter utplacering. Militärpsykologi, 29, 143-156.
Kraus, SW, Meshberg-Cohen, S., Martino, S., kinoner, LJ, & Potenza, MN (2015). Behandling av tvångspornografi med naltrexon: En fallrapport. American Journal of Psychiatry, 172, 1260-1261.
Kraus, SW, Potenza, MN, Martino, S., & Grant, JE (2015b). Undersöker de psykometriska egenskaperna hos Yale-Brown Obsessive-Compulsive Scale i ett urval av tvångsmässiga pornografianvändare. Compr Psykiatri, 59, 117-122.
Kraus, S., & Rosenberg, H. (2014). Frågeformuläret för pornografiskt sug: Psykometriska egenskaper. Arkiv av sexuellt beteende, 43, 451-462.
Kraus, SW, & Sweeney, PJ (2019). Att träffa målet: Överväganden för differentiell diagnos vid behandling av individer för problematisk användning av pornografi. Arkiv av sexuellt beteende, 48, 431-435.
Kraus, SW, Voon, V., & Potenza, MN (2016b). Skulle tvångssyndrom betraktas som en missbruk? Addiction, 111, 2097-2106.
Herr, HR, & Flower, SB (1987). South Oaks Gambling Screen (SOGS): Ett nytt instrument för identifiering av patologiska spelare. Amerikansk tidskrift för psykiatri, 144, 1184-1188.
Lewczuk, K., Szmyd, J., Skorko, M., & Gola, M. (2017). Behandling som söker problematisk pornografi använder bland kvinnor. Journal of Behavioral Addictions, 6, 445-456.
Litman, L., Robinson, J., & Abberbock, T. (2017). TurkPrime. com: En mångsidig crowdsourcing-datainsamlingsplattform för beteendevetenskap. Beteendeforskningsmetoder, 49(2), 433-442.
Lynam, D., Smith, G., Whiteside, S., & Cyders, M. (2006). UPPS-P: Utvärdering av fem personlighetsvägar till impulsivt beteende. West Lafayette.
moisson, J., Potenza, MN, Undandra sig, SD, hoff, RA, Park, CL, & Kraus, SW (2019). Psykopatologi och hypersexualitet bland veteraner med och utan historia av alkoholmissbruk. American Journal on Addictions, 28, 398-404.
Smal, VI, Clarke, DE, Kuramoto, SJ, Kraemer, HC, koppar, DJ, Greiner, L., (2013). DSM-5 fältförsök i USA och Kanada, del III: Utveckling och tillförlitlighetstestning av en tvärgående symptombedömning för DSM-5. American Journal of Psychiatry, 170, 71-82.
Noor, SW, Rosser, BS, & Erickson, DJ (2014). En kort skala för att mäta problematisk sexuellt explicit mediekonsumtion: Psykometriska egenskaper hos skalan Compulsive Pornography Consumption (CPC) bland män som har sex med män. Sexuell beroende och kompulsivitet, 21, 240-261.
Förbättring, R. (2014). Znaczenie impulsywności dla stopnia zaangażowania młodych mężczyzn w picie alkoholu. Alkoholism och drogberoende, 27, 31-54.
Reid, RC, Snickare, BN, Krok, JN, Garos, S., Manning, JC, Gilliland, R., (2012). Rapport om fynd i en DSM ‐ 5-fältstudie för hypersexuell störning. Journal of Sexual Medicine, 9, 2868-2877.
Reid, RC, Garos, S., & Snickare, BN (2011). Pålitlighet, giltighet och psykometrisk utveckling av Hypersexual Behavior Inventory i ett öppenvårdsprov av män. Sexuell beroende och kompulsivitet, 18, 30-51. https://doi.org/10.1080/10720162.2011.555709.
Reid, RC, Li, DS, Gilliland, R., Stein, JA, & Fong, T. (2011b). Pålitlighet, giltighet och psykometrisk utveckling av inventering av pornografikonsumtion i ett urval av hypersexuella män. Journal of Sex & Marital Therapy, 37, 359-385.
Rosenberg, H., & Kraus, S. (2014). Förhållandet "passionerad anknytning" för pornografi med sexuell tvång, frekvens av användning och sug efter pornografi. Beroendeframkallande beteenden, 39, 1012-1017.
Rosseel, Y. (2011). Lavaan: Ett R-paket för strukturell ekvationsmodellering och mer version 0.4-9 (BETA). Journal of Statistical Software, 48(2), 1-36.
Saunders, JB, Aasland, OG, Babor, TF, De la Fuente, JR, & Grant, M. (1993). Utveckling av identifieringstestet för alkoholmissbruk (AUDIT): WHO:s samarbetsprojekt för tidig upptäckt av personer med skadlig alkoholkonsumtion-II. Addiction, 88, 791-804.
Scanavino, M. d. T., Ventuneac, A., Abdo, CHN, Tavares, H., Amaral, MLSA d., Messina, B., (2013). Tvångsligt sexuellt beteende och psykopatologi bland behandlingssökande män i São Paulo, Brasilien. Psykiatriforskning, 209, 518-524.
Schneeweiss, H., & Mathes, H. (1995). Faktoranalys och huvudkomponenter. Journal of Multivariate Analysis, 55, 105-124.
Scoglio, AA, Undandra sig, SD, hoff, RA, Potenza, MN, Mazur, CENTIMETER, Park, CL, (2017). Könsspecifika riskfaktorer för psykopatologi och nedsatt funktion i ett veteranprov efter 9/11. Journal av våld. E-pub.
Smith, PH, Potenza, MN, Mazur, CENTIMETER, McKee, SA, Park, CL, & hoff, RA (2014). Tvångsligt sexuellt beteende bland manliga militärveteraner: Prevalens och tillhörande kliniska faktorer. Journal of Behavioral Addictions, 3, 214-222.
Štulhofer, A., Bergeron, S., & Jurin, T. (2016). Är hög sexlust en risk för kvinnors relation och sexuella välbefinnande?. Journal of Sex Research, 53, 882-891.
Štulhofer, A., Jurin, T., & Briken, P. (2016b). Är hög sexuell lust en aspekt av manlig hypersexualitet? Resultat från en onlinestudie. Journal of Sex & Marital Therapy, 42, 665-680.
Turban, JL, Potenza, MN, hoff, RA, Martino, S., & Kraus, SW (2017). Psykiatriska störningar, självmordstankar och sexuellt överförbara infektioner bland veteraner efter utplaceringen som använder digitala sociala medier för att söka sexpartner. Beroendeframkallande beteenden, 66, 96-100.
Turban, JL, Undandra sig, SD, Potenza, MN, hoff, RA, & Kraus, SW (2020). Att lägga upp sexuellt explicita bilder eller videor på sig själv på nätet är förknippat med impulsivitet och hypersexualitet men inte mått på psykopatologi i ett urval av amerikanska veteraner. Journal of Sexual Medicine, 17, 163-167.
Wordecha, M., Varg, M., Kowalewska, E., Skorko, M., Lapinski, A., & Gola, M. (2018). "Pornografiska binges" som en viktig egenskap hos män som söker behandling för tvångsmässigt sexuellt beteende: Kvalitativ och kvantitativ 10-veckolång dagboksbedömning. Journal of Behavioral Addictions, 7, 433-444.
Världshälsoorganisationen (2018). ICD-11 för mortalitets- och sjukdomsstatistik. Hämtad den 20 mars 2020 från: https://icd.who.int/browse11/l-m/en.
Wright, PJ (2013). Amerikanska män och pornografi, 1973–2010: Konsumtion, prediktorer, korrelationer. Journal of Sex Research, 50, 60-71.
;
