นามธรรม
ความเป็นมาและจุดมุ่งหมาย
เพื่อแก้ไขช่องว่างในปัจจุบันเกี่ยวกับการคัดกรองการใช้สื่อลามกที่เป็นปัญหา (PPU) ในขั้นต้นเราได้พัฒนาและทดสอบ Brief Pornography Screen (BPS) หกรายการที่ถามเกี่ยวกับ PPU ในช่วงหกเดือนที่ผ่านมา
วิธีการและผู้เข้าร่วม
เราคัดเลือกตัวอย่างอิสระ 1 ตัวอย่างจากสหรัฐอเมริกาและโปแลนด์เพื่อประเมินคุณสมบัติไซโครเมตริกของ BPS ในการศึกษาที่ 224 เราได้ประเมินโครงสร้างปัจจัยความน่าเชื่อถือและองค์ประกอบของความถูกต้องโดยใช้ตัวอย่างทหารผ่านศึกในสหรัฐฯ 1 คน รายการหนึ่งจาก BPS ถูกทิ้งในการศึกษาที่ 2 เนื่องจากการรับรองสินค้าเหลือน้อย ในการศึกษาที่ 3 และ XNUMX เราได้ตรวจสอบโครงสร้างปัจจัย XNUMX ข้อของ BPS และประเมินความน่าเชื่อถือและความถูกต้องในตัวอย่างตัวแทนของสหรัฐอเมริกาสองประเทศ (N = 1,466, N = 1,063 ตามลำดับ) ในการศึกษาที่ 4 เรายืนยันโครงสร้างปัจจัยและประเมินความถูกต้องและความน่าเชื่อถือโดยใช้ตัวอย่างผู้ใหญ่ชาวโปแลนด์ 703 คน ในการศึกษาที่ 5 เราคำนวณคะแนนการตัดออกที่แนะนำสำหรับหน้าจอโดยใช้กลุ่มตัวอย่างผู้ป่วยชาย 105 รายที่ต้องการการรักษาโรคพฤติกรรมทางเพศที่บีบบังคับ (CSBD)
ผลสอบ
ข้อค้นพบจากการวิเคราะห์องค์ประกอบหลักและการวิเคราะห์ปัจจัยยืนยันสนับสนุนโซลูชันหนึ่งปัจจัยซึ่งให้ความสอดคล้องภายในสูง (α = 0.89–0.90) และวิเคราะห์องค์ประกอบที่รองรับเพิ่มเติมของการสร้างคอนเวอร์เจนต์เกณฑ์และความถูกต้องของหน้าจอที่พัฒนาขึ้นใหม่ ผลลัพธ์จากเส้นโค้งลักษณะการทำงานของตัวรับ (ROC) แนะนำให้มีคะแนนตัดที่สี่หรือสูงกว่าสำหรับการตรวจจับ PPU ที่เป็นไปได้
สรุป
BPS ดูเหมือนจะเป็นเสียงที่มีพลังจิตสั้นและใช้งานง่ายในการตั้งค่าต่างๆที่มีศักยภาพสูงสำหรับการใช้งานในประชากรในเขตอำนาจศาลระหว่างประเทศ
บทนำ
ปัจจุบันมีการถกเถียงกันอย่างมากในหมู่แพทย์และนักวิจัยเกี่ยวกับวิธีที่ดีที่สุดในการจำแนกการมีส่วนร่วมที่มากเกินไป / เป็นปัญหาในพฤติกรรมทางเพศ (Kraus, Voon, & Potenza, 2016b) และนักวิชาการได้เสนอการจำแนกประเภทรวมทั้งโรค hypersexual (Kafka, 2010), ความผิดปกติของการควบคุมแรงกระตุ้น (ให้สิทธิ์, 2014; Kraus et al., 2018), ความผิดปกติของพฤติกรรมทางเพศที่ไม่ใช้ความรุนแรง (CSBD) (Coleman, Raymond และ McBean, 2003) หรือการติดพฤติกรรม (ก, โฟเกล, เรด, & โปเทนซ่า, 2013). การใช้สื่อลามกที่เป็นปัญหา (PPU) อาจจัดกลุ่มกับพฤติกรรมทางเพศอื่น ๆ ที่ตรงตามเกณฑ์การวินิจฉัยสำหรับ CSBD ตามที่กำหนดไว้ใน ICD-11 (Kraus et al., 2018). CSBD อธิบายว่าเป็นรูปแบบถาวรของความล้มเหลวในการควบคุมแรงกระตุ้นหรือแรงกระตุ้นทางเพศที่รุนแรงซ้ำซากหรือกระตุ้นซึ่งส่งผลให้เกิดพฤติกรรมทางเพศซ้ำ ๆ ในช่วงเวลาที่ขยายออกไป (เช่น 6 เดือนขึ้นไป) ซึ่งก่อให้เกิดความทุกข์หรือความบกพร่องทางสังคมอาชีพหรือสิ่งสำคัญอื่น ๆ พื้นที่การทำงาน (Kraus et al., 2018; องค์การอนามัยโลก, 2018). การศึกษาในปัจจุบันได้ประเมินคุณสมบัติทางไซโครเมตริกของหน้าจอรายงานตนเองที่พัฒนาขึ้นใหม่ซึ่งออกแบบมาเพื่อประเมิน PPU ที่เป็นไปได้ในกลุ่มตัวอย่าง XNUMX ตัวอย่างซึ่งประกอบด้วยผู้ใหญ่ที่ไม่ใช่ทางคลินิกและทางคลินิก
การประมาณความชุกของ CSBD ในกลุ่มประชากรทางคลินิกและนอกคลินิกยังคงเป็นเรื่องที่เข้าใจยาก (Gola & Potenza, 2018; Kraus, Voon, et al., 2016b). การศึกษาล่าสุดของผู้ใหญ่ในสหรัฐอเมริกา 2,325 คนพบว่า 8.6% ของตัวอย่างตัวแทน (7.0% ของผู้หญิงและ 10.3% ของผู้ชาย) ให้การรับรองระดับความทุกข์และ / หรือการด้อยค่าที่เกี่ยวข้องทางคลินิกที่เกี่ยวข้องกับความกังวลในการควบคุมความรู้สึกทางเพศการกระตุ้นและพฤติกรรม (Dickenson, Gleason, Coleman และ Miner, 2018). เฉพาะเจาะจงสำหรับการใช้สื่อลามกข้อมูลจากกลุ่มตัวอย่างผู้ใช้อินเทอร์เน็ต 2,075 คนที่เป็นตัวแทนของสหรัฐอเมริกาพบว่าประมาณครึ่งหนึ่ง (n = 1,056) รายงานการใช้สื่อลามกในปีที่ผ่านมาและ 11% ของผู้ชายและ 3% ของผู้หญิงรายงานว่า "รู้สึกติดสื่อลามก" (Grubbs, Kraus, & Perry, 2019b). หลักฐานเบื้องต้นที่รวบรวมจากทหารผ่านศึกของสหรัฐฯชี้ให้เห็นว่ามีพฤติกรรมทางเพศที่บีบบังคับเพิ่มขึ้น (Smith และคณะ, 2014); อย่างไรก็ตามโดยทั่วไปแล้วการศึกษาไม่ได้ตรวจสอบ PPU ในหมู่ทหารผ่านศึกสหรัฐฯกลุ่มที่ระบุว่ามีอาการผิดปกติทางคลินิกและความหุนหันพลันแล่น (James, Strom และ Leskela, 2014).
นอกจากนี้ในกลุ่มบุคคลที่ต้องการการรักษา CSBD ส่วนใหญ่ (> 80%) รายงานความกังวลเกี่ยวกับการใช้สื่อลามก (Gola และคณะ, 2018; Kraus, Potenza, Martino และ Grant, 2015b; Reid et al., 2012; Scanavino et al., 2013 โดย). สำหรับบุคคลเหล่านี้ PPU มักมีลักษณะของความอยากอาหารการควบคุมตนเองที่ลดลงความบกพร่องในการทำงานและการใช้สื่อลามกเพื่อรับมือกับความวิตกกังวลหรืออารมณ์แปรปรวน (Kraus, Martino และ Potenza, 2016a; Wordecha et al., 2018). บุคคลที่ต้องการการรักษา PPU และพฤติกรรมทางเพศอื่น ๆ มักรายงานความกังวลทางจิตเวชรวมถึงภาวะซึมเศร้าความวิตกกังวลและความผิดปกติของการใช้สารเสพติด (Kraus, Potenza et al., 2015b).
เพื่อระบุ PPU มีการพัฒนาและทดสอบเครื่องชั่งรายงานตัวเองหลายเครื่องรวมถึงมาตราส่วนการใช้ภาพอนาจารที่เป็นปัญหา (PPUS) (Kor et al., 2014), มาตราส่วนการบริโภคภาพอนาจาร (CPC) (นูร์รอสเซอร์และเอริกสัน 2014), สื่อลามกทางไซเบอร์ใช้พื้นที่โฆษณา (CPUI / CPUI-9) (Grubbs, Sessoms, Wheeler, & Volk, 2010; Grubbs, Volk, Exline และ Pargament, 2015), สินค้าคงคลังการบริโภคภาพอนาจาร (PCI) (Reid, Li, Gilliland, Stein, & Fong, 2011b), แบบสอบถามความอยากสื่อลามก (PCQ) (Kraus & Rosenberg, 2014) และมาตราส่วนการบริโภคภาพอนาจารที่เป็นปัญหา (PPCS) (Bothe et al., 2018) และมาตราส่วนการบริโภคภาพอนาจารที่เป็นปัญหา (PPCS-6) (Bőthe, Tóth-Király, Demetrovics, & Orosz, 2020). แม้ว่าแต่ละแบบสอบถามจะมีจุดแข็ง แต่แบบสอบถามการรายงานตนเองจำนวนมากเหล่านี้มีข้อ จำกัด และมักไม่ได้รับการทดสอบแบบไซโครเมตริกที่เข้มงวด (ดู Fernandez & Griffiths, 2019 สำหรับการอภิปรายเกี่ยวกับมาตรการลามกอนาจาร) ตัวอย่างเช่นโดยทั่วไปแล้วพวกเขาได้รับการพัฒนาและทดสอบกับตัวอย่างที่ไม่ใช่ทางคลินิกและสะดวกสบายในประเทศตะวันตกมักขาดกรอบการทำงานเชิงทฤษฎีหรือการวินิจฉัยที่เป็นเอกภาพประเมินโดเมนของอาการที่หลากหลายและไม่ตรงกันและไม่มีคะแนนการตัดออกทางคลินิกที่แนะนำสำหรับการพิจารณา ใครควรได้รับการประเมินเพิ่มเติมโดยผู้เชี่ยวชาญด้านสุขภาพจิต แม้ว่าปัญหาเหล่านี้จะเกี่ยวข้องกับสิทธิของตนเอง แต่ปัญหาเหล่านี้ก็ยิ่งเกี่ยวข้องกับการรับรู้การวินิจฉัยโรค CSBD ในเดือนมิถุนายน 2019 CSBD ได้รับการเพิ่มอย่างเป็นทางการใน ICD-11 (องค์การอนามัยโลก 2018) และด้วยการเกิดร่วมกันของ PPU ที่สูงการพัฒนาเครื่องมือคัดกรองเสียงที่สั้นแข็งแรงและมีพลังจิตสำหรับ PPU จึงมีความจำเป็นอย่างมากในการแก้ไขช่องว่างในสนามในปัจจุบัน
จุดมุ่งหมายของการศึกษาในปัจจุบัน
เนื่องจากข้อ จำกัด ที่อธิบายไว้ข้างต้นงานปัจจุบันจะอธิบายถึงการพัฒนาเครื่องมือคัดกรองโดยย่อ Brief Pornography Screen (BPS) เพื่อระบุ PPU ในการศึกษาอิสระ 1 เรื่อง ในการศึกษาที่ 283 เราตรวจสอบการจัดอันดับความตกลงของทหารผ่านศึกของกองทัพสหรัฐฯ 2 รายการกับรายการที่เสนอดำเนินการวิเคราะห์องค์ประกอบหลักและประเมินความน่าเชื่อถือภายในและความถูกต้องของ BPS ในการศึกษาที่ 2,075 เราใช้บริการ Omnibus ของ Qualtrics Survey Software เพื่อรับสมัครผู้ใหญ่ในสหรัฐอเมริกา 3 คนที่ตรงกับบรรทัดฐานของตัวแทนในสหรัฐอเมริกาเพื่อยืนยันโครงสร้างปัจจัยเดียวของหน้าจอประเมินความน่าเชื่อถือภายในและตรวจสอบความสัมพันธ์ระหว่าง BPS และ มาตรการทางจิตพยาธิวิทยา ในการศึกษาที่ 1,063 เราใช้บริการแผงควบคุม Turkprime เพื่อประเมินโครงสร้างปัจจัย BPS ในผู้ใหญ่ในสหรัฐอเมริกา 4 คนอีกครั้งโดยจับคู่กับบรรทัดฐานของตัวแทนและตรวจสอบความสัมพันธ์กับมาตรการทางจิตวิทยา ในการศึกษาที่ 703 เราคัดเลือกผู้ใหญ่ชาวโปแลนด์จากชุมชนจำนวน 5 คนเพื่อยืนยันโครงสร้างปัจจัยเพิ่มเติมในตัวอย่างที่ไม่ใช่สหรัฐอเมริกาและประเมินความสอดคล้องและความถูกต้องภายใน ในตัวอย่างที่ 105 เราได้ตรวจสอบลักษณะทางคลินิกของผู้ป่วยชาย XNUMX คนในโปแลนด์ที่ต้องการรับการรักษาด้วย PPU เพื่อสร้างคะแนนการตัดออกทางคลินิกที่แนะนำ การรับสมัครสำหรับการศึกษาทั้งหมดจะกล่าวถึงในรายละเอียดเพิ่มเติมใน วัสดุเสริม.
การวิเคราะห์ทางสถิติสำหรับการศึกษา 1–5
ในการศึกษาที่ 1 และ 4 เราใช้ SPSS-19 สำหรับสถิติเชิงพรรณนาไคสแควร์สการวิเคราะห์องค์ประกอบหลักความสัมพันธ์ระหว่างผลิตภัณฑ์กับเพียร์สัน ANCOVAs และความเป็นอิสระ t-tests
ในการศึกษาที่ 2 และ 3 เราจัดทำแบบจำลอง CFA ของเราโดยใช้ลาวา (Rosseel, 2011) แพคเกจสำหรับ R โดยใช้การประมาณค่ากำลังสองน้อยที่สุดในแนวทแยงมุมซึ่งไม่ถือว่าเป็นเรื่องปกติหรือความเป็นเนื้อเดียวกันของเศษเหลือและเป็นที่นิยมสำหรับข้อมูลลำดับ (ฟลอร่าแอนด์เคอร์แรน, 2004). สำหรับการศึกษาที่ 5 เราใช้ SPSS-19 ในการวิเคราะห์เส้นโค้งลักษณะการทำงานของผู้รับ (ROC)
ศึกษา 1
วิธี
ขั้นตอนและผู้เข้าร่วม
การศึกษาที่ 1 ดำเนินการโดยใช้ข้อมูลจากโครงการ Survey of Experiences of Returning Veterans (SERV) ซึ่งคัดเลือกทหารผ่านศึกทั่วสหรัฐอเมริกา (Kraus et al., 2017; Smith และคณะ, 2014). ขั้นตอนทั่วไปที่ใช้ในการรับสมัครผู้เข้าร่วมและดำเนินโครงการ SERV ได้อธิบายไว้ที่อื่น (Kraus et al., 2017). ข้อกำหนดคุณสมบัติการศึกษามีดังนี้: (ก) แยก (ปลดประจำการ) จากกองทัพสหรัฐ; (b) ทหารผ่านศึกของอิรักอัฟกานิสถานหรือยุคโดยรอบ (c) อายุอย่างน้อย 18 ปี (ง) ผู้พูดภาษาอังกฤษ และ (จ) อาศัยอยู่ในสหรัฐอเมริกาบางส่วนของชุดข้อมูลนี้ได้รับการตีพิมพ์ก่อนหน้านี้ในเอกสารต่อไปนี้ (เดคเกอร์และคณะ, 2019; มอยส์ซง และคณะ, 2019; สโกกลิโอ et al., 2017; Turban, Potenza, Hoff, Martino, & Kraus, 2017, Turban, Shirk, Potenza, Hoff, & Kraus, 2020) แต่ไม่มีเอกสารใดที่มุ่งเน้นไปที่โครงสร้างหรือความถูกต้องของ BPS
ลักษณะตัวอย่าง
จากผู้เข้าร่วมการสำรวจ 283 คนส่วนใหญ่เป็นผู้ชาย (70.6%, n = 197) อายุเฉลี่ย 35.1 (SD = 9.2) ปี ลักษณะตัวอย่างแสดงอยู่ใน ตารางเสริม 1.
มาตรการ
ผู้เขียนคนแรกได้พัฒนาหกรายการแรกบน BPS เพื่อเป็นมาตรการ PPU ที่เป็นไปได้ในกลุ่มตัวอย่างทหารผ่านศึกของสหรัฐฯ รายการเหล่านี้ถูกสร้างขึ้นครั้งแรกเมื่อผู้เขียนคนแรกเสร็จสิ้นการคบหาหลังปริญญาเอกในสาขาจิตวิทยา รายการถูกสร้างขึ้นจากปฏิสัมพันธ์ทางคลินิกกับผู้ป่วยและงานต่อเนื่องจากการศึกษาก่อนหน้านี้เพื่อตรวจสอบความสัมพันธ์ทางคลินิกของ PPU (ดู เคราส์ มาร์ติโน และคณะ 2016a; Kraus & Rosenberg, 2014). ถัดไปรายการที่เสนอจะถูกตรวจสอบโดยสมาชิกในทีมอีกสองคนก่อนที่จะถูกตรวจสอบในการศึกษาที่ 1
ในการศึกษาที่ 1 ผู้เข้าร่วมจะได้รับ BPS ซึ่งออกแบบมาเพื่อระบุบุคคลที่รายงานปัญหาในการจัดการการใช้สื่อลามก มาตราส่วนเริ่มต้นประกอบด้วยหกรายการ ผู้เข้าร่วมถูกถามว่า“ ในช่วง 6 เดือนที่ผ่านมามีสถานการณ์เหล่านี้เกิดขึ้นกับคุณเกี่ยวกับการใช้สื่อลามกหรือไม่” คำตอบของรายการคือ 0 (ไม่เคย) 1 (เป็นครั้งคราว) และ 2 (บ่อยมาก) โดยมีช่วงการให้คะแนนตั้งแต่ 0 ถึง 12 ดู 1 ตาราง สำหรับถ้อยคำที่แน่นอนของ BPS
1 ตารางการศึกษา 1 การนับความถี่ของข้อตกลงสำหรับหกรายการของ Brief Pornography Screen (BPS) ในหมู่ทหารผ่านศึกสหรัฐฯ (N = 222)
| รายการ | ไม่ (%) | เป็นครั้งคราว (%) | บ่อยมาก (%) | M (SD) | เมทริกซ์ส่วนประกอบ |
| คุณพบว่าตัวเองใช้สื่อลามกมากกว่าที่คุณต้องการ | 60.5 | 29.6 | 9.9 | 1.49 (0.67) | 0.80 ∗ |
| คุณได้พยายาม "ลด" หรือเลิกใช้สื่อลามก แต่ก็ไม่ประสบความสำเร็จ | 73.5 | 18.8 | 7.2 | 1.33 (0.61) | 0.82 ∗ |
| คุณพบว่ายากที่จะต้านทานการกระตุ้นอย่างรุนแรงให้ใช้สื่อลามก | 61.9 | 28.7 | 9.0 | 1.47 (0.66) | 0.84 ∗ |
| คุณพบว่าตัวเองกำลังใช้สื่อลามกเพื่อรับมือกับอารมณ์รุนแรง (เช่นความเศร้าความโกรธความเหงา ฯลฯ ) | 68.6 | 20.2 | 10.8 | 1.42 (0.68) | 0.73 ∗ |
| คุณยังคงใช้สื่อลามกแม้ว่าคุณจะรู้สึกผิดก็ตาม | 61.4 | 25.6 | 12.6 | 1.51 (0.71) | 0.76 ∗ |
| ผู้คนแสดงความกังวลเกี่ยวกับการใช้สื่อลามกของคุณ | 90.6 | 5.8 | 3.1 | 1.12 (0.41) | 0.49 |
หมายเหตุ. การโหลดส่วนประกอบเป็นตัวหนาแสดงถึงการรับน้ำหนักที่สูงขึ้นของส่วนประกอบนั้น ไม่มีข้อมูลของผู้เข้าร่วมสองคน
ส่วนประกอบ 1 = 3.75; เปอร์เซ็นต์ของความแปรปรวน = 62.5%
* * * *รายการที่เป็นตัวหนาจะถูกเก็บไว้ในเวอร์ชันสุดท้าย
M = ค่าเฉลี่ย; SD = ส่วนเบี่ยงเบนมาตรฐาน
เรายังใช้แบบสอบถามพฤติกรรมทางเพศและประวัติสื่อลามก (Rosenberg & Kraus, 2014) เพื่อประเมินประวัติทางเพศและลักษณะการใช้สื่อลามกของผู้เข้าร่วม PCQ (Kraus & Rosenberg, 2014) เพื่อประเมินความอยากดูสื่อลามก (α = 0.83) และ PPUS (Kor et al., 2014) เพื่อประเมินคุณสมบัติที่เกี่ยวข้องกับ PPU (α = 0.83) UPPS-P Impulsive Behavior Scale (Cyders, Littlefield, Coffey และ Karyadi, 2014; Lynam, Smith, Whiteside, & Cyders, 2006) เป็นแบบสอบถาม 45 ข้อที่ประเมินแรงกระตุ้นโดยรวม (α = 0.80) และ Premeditation (ขาด) (α = 0.84), ความเร่งด่วนเชิงลบ (α = 0.81), ความเร่งด่วนเชิงบวก (α = 0.81), การแสวงหาความรู้สึก (α = 0.84) และส่วนประกอบความเพียร (ขาด) (α = 0.83) และ Hypersexual Behavior Inventory (HBI) (Reid, Garos, & Carpenter, 2011a) เพื่อวัดลักษณะของภาวะมีเพศสัมพันธ์ (α = 0.82) คำถามเพิ่มเติมที่ประเมินความสนใจของทหารผ่านศึกในการรับการรักษาสำหรับพฤติกรรม CSBD ที่เฉพาะเจาะจง (เช่นภาพอนาจารที่บีบบังคับการมีเพศสัมพันธ์แบบไม่เปิดเผยตัวตนและอื่น ๆ )
จริยธรรม
คณะกรรมการพิจารณาสถาบันของกรมกิจการทหารผ่านศึกอนุมัติการศึกษานี้ ผู้เข้าร่วมทุกคนให้ความยินยอมเป็นลายลักษณ์อักษรก่อนที่จะมีส่วนร่วมในการศึกษา
ผลสอบ
การใช้ภาพอนาจารและการปฏิบัติทางเพศในหมู่ทหารผ่านศึก
ยี่สิบเอ็ดเปอร์เซ็นต์ (n = 59) ของผู้เข้าร่วมรายงานว่าพวกเขาไม่เคยดูสื่อลามก ประมาณ 51% (n = 42) ของผู้หญิงระบุว่าไม่เคยใช้สื่อลามกเปรียบเทียบกับ 8.6% ของผู้ชาย (n = 17), χ2 (5) = 96.15 P <0.001, แครมเมอร์ V = 0.59 เนื่องจากการศึกษาในปัจจุบันมุ่งเน้นไปที่การประเมินไซโครเมตริกของ BPS เพื่อประเมิน PPU เราจึงลบภาพอนาจาร 59 ภาพที่ไม่ใช่ผู้ใช้ออกจากการศึกษาโดยเหลือ 220 คนสำหรับการวิเคราะห์ในภายหลัง
การลดรายการและโครงสร้างปัจจัยของหน้าจอภาพอนาจารโดยย่อ (BPS)
อันดับแรกเราดำเนินการลดรายการโดยการตรวจสอบความสัมพันธ์รวมสินค้าของหกรายการเริ่มต้น (1 ตาราง). รายการทั้งหมดมีความสัมพันธ์กันในระดับปานกลาง (rวินาที = 0.31–0.70 P <0.001) บ่งชี้ว่าไม่มีใครสามารถกำจัดได้บนพื้นฐานนี้ ประการที่สองเราตรวจสอบการนับความถี่ของข้อตกลงแต่ละระดับสำหรับแต่ละข้อจากหกรายการใน BPS เพื่อระบุรายการใด ๆ ที่ 'ไม่สมดุล'คลาร์กแอนด์วัตสัน 1995). การใช้กฎการตัดสินใจนี้รายการหนึ่ง (“ ผู้คนแสดงความกังวล”) เหมาะสำหรับการกำจัด อย่างไรก็ตามเรานำทั้งหกรายการไปวิเคราะห์ส่วนประกอบหลัก (ไม่หมุน) เพื่อวัตถุประสงค์ในการลดรายการเพิ่มเติม
การวิเคราะห์องค์ประกอบหลัก (PCA) มักใช้สำหรับการลดรายการในการพัฒนาขนาดและ PCA และการวิเคราะห์ปัจจัยเชิงสำรวจ (EFA) มักให้ผลลัพธ์ที่คล้ายคลึงกัน (Schneeweiss & Mathes, 1995). เนื่องจากความเรียบง่ายของ BPS (เดิมมี 6 รายการ) และปัจจัยพื้นฐานเดียวเป้าหมายของเราคือลดจำนวนรายการในขณะที่รักษาความแปรปรวนเดิมให้ได้มากที่สุด (คอนเวย์แอนด์ฮัฟคัต, 2003). อย่างไรก็ตามหาก BPS รวมหลายปัจจัยและเราสนใจในความสัมพันธ์ระหว่างปัจจัยเหล่านั้น EFA หรือแบบจำลองสมการโครงสร้าง (SEM) จะได้รับการพิจารณา ด้านล่างเรารายงานผลสำหรับ PCA
ผลลัพธ์ให้ผลลัพธ์เพียงองค์ประกอบเดียวโดยมีค่าลักษณะเฉพาะเท่ากับ 3.75 ซึ่งคิดเป็น 62.5% ของความแปรปรวนทั้งหมด (1 ตาราง). เฉพาะรายการที่ไม่สมดุลที่ระบุไว้ก่อนหน้านี้ไม่มีน้ำหนักบรรทุกสูง (≥0.50) และชุมชน (> 0.40) โดยใช้กฎการตัดสินใจนี้ (คอสเตลโล & ออสบอร์น, 2005) รายการนั้นถูกทิ้ง ห้ารายการที่เหลือมีค่าสัมประสิทธิ์ความสอดคล้องภายในสูง (α = 0.89) ความเที่ยงเชิงประกอบ (0.92) และความสัมพันธ์ระหว่างรายการค่าเฉลี่ยปานกลาง (r = 0.62) รองรับความเป็นเอกภาพของ BPS (คลาร์กแอนด์วัตสัน 1995).
สร้างบรรจบเกณฑ์และความถูกต้องของ BPS ที่เลือกปฏิบัติ
ในการประเมินองค์ประกอบหนึ่งของความถูกต้องของโครงสร้างก่อนอื่นเราตรวจสอบว่าคะแนน BPS แตกต่างกันไปตามฟังก์ชันของจำนวนภาพอนาจารที่รับชมหรือไม่หลังจากปรับตามเพศแล้ว ผล ANCOVA ชี้ให้เห็นผลกระทบหลักที่สำคัญสำหรับความถี่ในการใช้สื่อลามก F (3, 216) = 14.32, P <0.001 บางส่วนη2 = 0.12 จากการใช้การเปรียบเทียบหลังเหตุการณ์ (แก้ไขโดย Bonferroni) เราพบว่าผู้ใช้สื่อลามกรายวัน (M = 4.39, SD = 2.10, SE = 0.48) มีคะแนน BPS สูงกว่าผู้ใช้รายสัปดาห์อย่างมีนัยสำคัญ (M = 2.53, SD = 0.73, SE = 0.29) ซึ่งมีคะแนน BPS สูงกว่าผู้ใช้รายเดือน (M = 1.45, SD = 0.36, SE = 0.25) นอกจากนี้เรายังคำนวณสหสัมพันธ์ของ Pearson Product-moment เพื่อประเมินความสัมพันธ์ระหว่างตัวแปรที่ศึกษาและเพื่อสนับสนุนความถูกต้องของคอนเวอร์เจนท์เราพบว่ามีความสัมพันธ์เชิงบวกและแข็งแกร่งระหว่างคะแนน PPUS และ BPS (ดู 2 ตาราง สำหรับความสัมพันธ์แบบสองตัวแปรตามเพศ) ในการสนับสนุนความตรงตามเกณฑ์เราพบความสัมพันธ์เชิงบวก แต่ปานกลางระหว่างคะแนน BPS, HBI และ PCQ เพื่อสนับสนุนความถูกต้องของการเลือกปฏิบัติ BPS ส่วนใหญ่ไม่เกี่ยวข้องกับความหุนหันพลันแล่นแม้ว่าสำหรับผู้ชายและไม่ใช่ผู้หญิงความเร่งด่วนเชิงลบและเชิงบวกมีความสัมพันธ์ในเชิงบวกแม้ว่าจะมีคะแนน BPS เล็กน้อยก็ตาม
2 ตารางการศึกษา 1 ความสัมพันธ์และค่าเฉลี่ยและค่าเบี่ยงเบนมาตรฐานสำหรับตัวแปรการศึกษาที่น่าสนใจสำหรับทหารผ่านศึกสหรัฐฯ
| ตัวแปร | หน้าจอภาพอนาจารโดยย่อ | พิสัย | |||
| ผู้หญิง (n = 40) | ผู้ชาย (n = 180) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| หน้าจอภาพอนาจารโดยย่อ | - | 0.80 (1.73) | - | 2.55 (2.87) | 0 10- |
| แบบสอบถามความอยากสื่อลามก | 0.32 ∗ | 2.03 (0.95) | 0.45 ∗∗ | 2.95 (1.34) | 1 7- |
| ใช้ภาพเปลือยที่มีปัญหา | 0.77 ∗∗ | 1.27 (0.50) | 0.75 ∗∗ | 1.92 (0.98) | 1 5.7- |
| สินค้าคงคลังพฤติกรรม Hypersexual | 0.66 ∗∗ | 27.1 (9.0) | 0.60 ∗∗ | 34.8 (15.4) | 18 95- |
| ความเร่งด่วนเชิงลบของ UPPS-P | 0.29 | 2.27 (0.51) | 0.30 ∗∗ | 2.36 (0.52) | 1.3 3.9- |
| UPPS-P ขาดการไตร่ตรองไว้ก่อน | 0.11 | 2.07 (0.44) | -0.03 | 2.08 (0.40) | 1.2 3.3- |
| UPPS-P ขาดความพากเพียร | 0.18 | 1.79 (0.42) | 0.11 | 1.94 (0.48) | 1.0 3.4- |
| การค้นหาความรู้สึกของ UPPS-P | -0.02 | 2.61 (0.48) | 0.05 | 2.87 (0.37) | 1.2 4.0- |
| UPPS-P ความเร่งด่วนเชิงบวก | 0.22 | 1.94 (0.44) | 0.22 ∗∗ | 2.23 (0.48) | 1.1 3.6- |
หมายเหตุ. * * * *P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = ค่าเฉลี่ย; SD = ส่วนเบี่ยงเบนมาตรฐาน
การรักษาพฤติกรรมทางเพศ
จาก 220 ทหารผ่านศึกที่สำรวจเกี่ยวกับการดูสื่อลามกของพวกเขา (ดู ตารางเสริม 1) เก้าคนระบุว่าพวกเขาสนใจที่จะรักษา PPU บุคคลทั้งหมดเป็นเพศชาย (9 จาก 180 คนชาย 5%) คะแนนเฉลี่ย BPS ของห้ารายการที่เหลือสำหรับชายเก้าคนคือ 6.67 (SD = 2.95) การศึกษาที่ตามมาทั้งหมด (2–5) ใช้ BPS ห้าข้อสำหรับการวิเคราะห์เนื่องจากได้ดำเนินการหลังการศึกษา 1
ศึกษา 21
วิธี
ขั้นตอนและผู้เข้าร่วม
การใช้บริการรถโดยสารโดยสารที่จัดทำโดย Qualtrics Survey Software เราได้คัดเลือกตัวแทนระดับประเทศของสหรัฐอเมริกา (ตัวอย่างที่ไม่น่าจะเป็นไปได้ตามบรรทัดฐานการสำรวจสำมะโนประชากรปี 2010 สำหรับอายุเพศเชื้อชาติชาติพันธุ์รายได้และภูมิภาคสำมะโนของสหรัฐอเมริกา) สำหรับการศึกษาผู้ใหญ่แบบตัดขวาง (N = 2,075; ผู้หญิง 51% [n = 1,059] ผู้ชาย 49% [n = 1,016]; Mอายุ = 44.8, SD = 16.7)
บางส่วนของชุดข้อมูลนี้ได้รับการอธิบายไว้ที่อื่นในเอกสารต่อไปนี้ แต่ไม่มีเอกสารใดที่มุ่งเน้นไปที่โครงสร้างหรือความถูกต้องของ BPS (ดู กรับส์, เคราส์ และคณะ, 2019b; Grubbs, Kraus, Perry, Lewczuk, & Gola, 2020).
มาตรการ
การวิเคราะห์ จำกัด เฉพาะผู้ใหญ่ที่ยอมรับว่าดูสื่อลามกภายในปีที่ผ่านมา (N = 1,058 ผู้ชาย 66%) พฤติกรรมการใช้สื่อลามกได้รับการประเมินจากสามรายการ โดยเฉพาะอย่างยิ่งเราถามผู้เข้าร่วมว่าพวกเขาตั้งใจดูสื่อลามกเพียงอย่างเดียวบ่อยแค่ไหนในปีที่ผ่านมา นอกจากนี้เรายังถามผู้เข้าร่วมว่าพวกเขาช่วยตัวเองไปยังสื่อลามกบ่อยแค่ไหนในปีที่ผ่านมา สำหรับทั้งสองคำถามคำตอบอยู่ในช่วง 1 (ไม่ใช่เลย) ถึง 8 (วันละครั้งหรือมากกว่านั้น). รายการหนึ่งขอให้ผู้เข้าร่วมรายงานเป็นนาทีว่าพวกเขาใช้เวลาไปเท่าไรในแต่ละวันโดยเฉลี่ยในการดูสื่อลามก
เฉพาะสำหรับกลุ่มตัวอย่างนี้และนอกเหนือจาก BPS แล้วเรายังประเมินความทุกข์ทางจิตใจโดยรวมรายการที่เกี่ยวข้องกับภาวะซึมเศร้าสามรายการและรายการที่เกี่ยวข้องกับความวิตกกังวลสองรายการจากการวัดอาการตัดขวางสำหรับ DSM-5 (แคบและคณะ 2013). เราดูแล CPUI-9 สามรายการ (Grubbs et al., 2015) เพื่อประเมินการตอบสนองหรือความเชื่อที่เฉพาะเจาะจงเกี่ยวกับการใช้สื่อลามก แต่ละรายการได้คะแนนในระดับ 1 (ไม่เห็นด้วยอย่างยิ่ง) ถึง 7 (เห็นด้วยอย่างยิ่ง). สิ่งของที่ถูกต้องตามใบหน้าเหล่านี้นำมาจาก CPUI-9 subscales: Perceived Compulsivity (เช่น“ ฉันเชื่อว่าฉันติดสื่อลามก”) ความพยายามในการเข้าถึง (เช่น“ ฉันได้ละทิ้งสิ่งที่ต้องทำเพื่อดูสื่อลามก”) และความทุกข์ทางอารมณ์ (เช่น“ ฉันรู้สึกหดหู่ใจหลังจากดูสื่อลามก”) ทั้งสามรายการเกี่ยวข้องอย่างมากกับพฤติกรรมการใช้สื่อลามก (Grubbs, Wilt, Exline, & Pargament, 2018a; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament, & Kraus, 2018b).
จริยธรรม
คณะกรรมการพิจารณาสถาบันของภาควิชา Bowling Green State University อนุมัติการศึกษาที่ 2 ได้รับการยกเว้น ผู้เข้าร่วมทั้งหมดให้ความยินยอมทางอิเล็กทรอนิกส์ก่อนที่จะมีส่วนร่วมในการศึกษา
ผลสอบ
เราได้ทำการวิเคราะห์ปัจจัยเชิงยืนยัน (CFA) โดยใช้การประมาณค่ากำลังสองน้อยที่สุด (DWLS) ในแนวทแยงมุมพร้อมค่าความแปรปรวนที่มีประสิทธิภาพเนื่องจากการประมาณ DWLS ไม่ถือว่าเป็นค่าปกติหรือความเป็นเนื้อเดียวกันของเศษเหลือและเป็นที่นิยมสำหรับข้อมูลลำดับ (ฟลอร่าแอนด์เคอร์แรน, 2004). การวิเคราะห์นี้เผยให้เห็น BPS ที่ดีเยี่ยมสำหรับโครงสร้างปัจจัยเดียว (Robust χ2 (5) = 3.06 P = 0.69; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA <0.001, SRMR = 0.01) คะแนน BPS เฉลี่ยต่ำ (M = 1.56, SD = 2.53) และการวิเคราะห์ความน่าเชื่อถือภายในพบว่ามีความสอดคล้องภายในสูง (α = 0.90) ผู้ชายได้คะแนน BPS สูงกว่า (M = 2.24, SD = 2.81) มากกว่าผู้หญิง (M = 1.70, SD = 2.60); t (2, 1,056) = 3.05 P <0.001, โคเฮน d = 0.20)
คะแนน BPS มีความสัมพันธ์เชิงบวกกับหลายมาตรการในทิศทางที่คาดหวัง คะแนน BPS มีความสัมพันธ์ในเชิงบวกกับข้อความว่า“ ฉันติดสื่อลามก” (r = 0.620, P <0.001),“ ฉันรู้สึกหดหู่ใจหลังจากดูสื่อลามก” (r = 0.47, P <0.001) และ“ ฉันได้ยกเลิกสิ่งที่ต้องทำเพื่อดูสื่อลามก” (r = 0.59, P <0.001) คะแนน BPS มีความสัมพันธ์ในเชิงบวกกับความถี่ของการดูสื่อลามกในปีที่ผ่านมา (r = 0.39, P <0.001), ใคร่กับสื่อลามกในช่วงปีที่ผ่านมา (r = 0.40, P <0.001) นาทีเฉลี่ยต่อวันที่ใช้ในการดูสื่อลามก (r = 0.23, P <0.001) และความรู้สึกทั่วไปของความทุกข์ทางจิตใจ (r = 0.34, P <0.001)
ศึกษา 32
วิธี
ขั้นตอนและผู้เข้าร่วม
ข้อมูลจากผู้ใหญ่ที่ใช้อินเทอร์เน็ต 470 คนและใช้สื่อลามกอนาจารในปีที่ผ่านมาได้รับการวิเคราะห์จากกลุ่มตัวอย่างผู้ใหญ่ในสหรัฐอเมริกา 1,063 คนที่ตรงตามบรรทัดฐานของตัวแทนระดับประเทศของสหรัฐอเมริกาตามบรรทัดฐานของตัวแทนระดับประเทศของสหรัฐอเมริกาในปี 2010 (จากข้อมูลสำมะโนประชากรของสหรัฐอเมริกา) สำหรับอายุเพศเชื้อชาติ เชื้อชาติภูมิภาคสำรวจสำมะโนประชากรของสหรัฐอเมริกาและรายได้ ตัวอย่างที่ไม่น่าจะเป็นไปได้นี้ได้รับการคัดเลือกและชดเชยโดยบริการพาเนล Turkprime (Litman, Robinson และ Abberbock, 2017).
บางส่วนของชุดข้อมูลนี้ได้รับการเผยแพร่ก่อนหน้านี้ในเอกสารต่อไปนี้ (Grubbs et al., 2020; Grubbs & Gola, 2019; Grubbs, Grant; Engelman, 2019; Grubbs, Warmke, Tosi, James, & Campbell, 2019d); อย่างไรก็ตามไม่มีการศึกษาใดที่มุ่งเน้นไปที่โครงสร้างหรือความถูกต้องของ BPS
มาตรการ
ตามการศึกษาที่ 2 เรา จำกัด การวิเคราะห์ไว้เฉพาะผู้ที่รายงานการใช้สื่อลามกภายในปีที่ผ่านมา (N = 470; Mอายุ = 44.9; SD = 15.9; ผู้ชาย 72%) พฤติกรรมการใช้สื่อลามกได้รับการประเมินเช่นเดียวกับในการศึกษาที่ 2 โดยใช้ BPS และการวัดความถี่ของการใช้สื่อลามกแบบโดดเดี่ยวความถี่ของการสำเร็จความใคร่ด้วยตนเองไปจนถึงสื่อลามกและการใช้สื่อลามกรายวันโดยเฉลี่ยในไม่กี่นาที ความทุกข์โดยทั่วไปวัดได้โดยใช้มาตรการ DSM-5 Cross-Cutting แบบเดียวกับที่อธิบายไว้ในการศึกษา 2 ความรู้สึกของการเสพติดสื่อลามกที่รายงานด้วยตนเองได้รับการประเมินด้วย CPUI-9 (α = 0.91; Grubbs et al., 2010; Grubbs et al., 2015) และส่วนประกอบย่อยที่ประเมินการรับรู้การบังคับ (α = 0.93), ความทุกข์ทางอารมณ์ (α = 0.92) และความพยายามในการเข้าถึง (α = 0.87)
จริยธรรม
คณะกรรมการพิจารณาสถาบันของภาควิชา Bowling Green State University อนุมัติการศึกษาที่ 3 ได้รับการยกเว้น ผู้เข้าร่วมทั้งหมดให้ความยินยอมทางอิเล็กทรอนิกส์ก่อนที่จะมีส่วนร่วมในการศึกษา
ผลสอบ
CFA ที่ใช้การประมาณ DWLS ที่แข็งแกร่งพบว่า BPS เหมาะสำหรับ unidimensionality (χ2 (5) = 8.64 P = 0.12; CFI = 0.99, TLI = 0.98, RMSEA = 0.03, SRMR = 0.02) คะแนน BPS เฉลี่ยต่ำ (M = 1.92, SD = 2.69) และความน่าเชื่อถือภายในสูง (α = 0.91) ผู้ชาย (M = 2.25, SD = 2.75) ได้คะแนนสูงกว่าผู้หญิง (M = 1.12, SD = 2.39; t [1,48] = 4.04 P <0.001, โคเฮน d = 0.40)
คะแนน BPS มีความสัมพันธ์กับคะแนนของ CPUI-9 ทั้งหมด (r = 0.72, P <0.001) และการรับรู้การบังคับ (r = 0.75, P <0.001), ความพยายามในการเข้าถึง (r = 0.64, P <0.001) และความทุกข์ทางอารมณ์ (r = 0.47, P <0.001) ส่วนย่อย คะแนน BPS มีความสัมพันธ์ในเชิงบวกกับความถี่ของการใช้สื่อลามกในปีที่ผ่านมา (r = 0.47, P <0.001) ความถี่ของการสำเร็จความใคร่ด้วยตนเองจนถึงสื่อลามกในปีที่ผ่านมา (r = 0.43, P <0.001) การใช้สื่อลามกเฉลี่ยต่อวันเป็นนาที (r = 0.33, P <0.001) และความรู้สึกทุกข์โดยทั่วไป (r = 0.33, P <0.001)
ศึกษา 4
วิธี
ขั้นตอนและผู้เข้าร่วม
ตัวอย่าง (ตารางเสริม 4) ประกอบด้วยผู้ใหญ่ชาวโปแลนด์ 703 คน (ผู้หญิง 512 คน 72.8%) อายุ 18-54 ปี (M = 26.04, SD = 6.07) ชุดข้อมูลย่อยของชุดข้อมูลนี้ (ผู้ชาย 191 คน) มาจากชุดข้อมูลที่อธิบายไว้ใน Kowalewska, Kraus, Lew-Starowicz, Gustavsson และ Gola (2019).
ผู้ใหญ่ทุกคนได้รับคัดเลือกจากประชากรชาวโปแลนด์ผ่านโฆษณาบนเว็บบน gumtree.pl (Craigslist เวอร์ชันภาษาโปแลนด์) และ hiperseksualnosc.pl (เว็บไซต์ของทีมวิจัย) ผู้เข้าร่วมที่ตอบแบบสำรวจออนไลน์และทิ้งที่อยู่อีเมลไว้จะมีสิทธิ์ลุ้นรับหนึ่งในรางวัลต่อไปนี้บัตรกำนัลร้านหนังสือ 30 ใบมูลค่า 15, 5 หรือ 30 ดอลลาร์สหรัฐและตั๋วเข้าโรงภาพยนตร์ XNUMX ใบ ที่อยู่อีเมลทั้งหมดถูกเก็บไว้ในฐานข้อมูลแยกต่างหากและไม่เชื่อมโยงกับข้อมูลแบบสอบถามเพื่อช่วยให้มั่นใจว่าไม่มีการเปิดเผยตัวตน
มาตรการ
นอกเหนือจากการใช้ BPS แล้วเรายังประเมินความหุนหันพลันแล่นโดยใช้การปรับ UPPS-P ของโปแลนด์ (ป๊อปราวะ, 2014). เราวัดคุณลักษณะที่ครอบงำโดยใช้การดัดแปลงของโปแลนด์ของ Obsessive Compulsive Inventory - แก้ไข (OCI-R) (Foa และคณะ, 2002; รายละเอียดเกี่ยวกับการแปลที่ให้ไว้ใน; Gola et al., 2017a) และการดัดแปลงแบบทดสอบคัดกรองการเสพติดทางเพศของโปแลนด์ - แก้ไข (SAST-R) (Gola et al., 2017a) เพื่อประเมิน (1) ความหมกมุ่นในเรื่องเพศ (2) ผลกระทบ (3) การรบกวนความสัมพันธ์โดยพฤติกรรมทางเพศและ (4) ความรู้สึกสูญเสียการควบคุมพฤติกรรมทางเพศ (ผลรวม SAST-R α = 0.80)
จริยธรรม
ขั้นตอนทั้งหมดได้รับการอนุมัติโดยคณะกรรมการจริยธรรมของสถาบันจิตวิทยาสถาบันวิทยาศาสตร์แห่งโปแลนด์ ผู้เข้าร่วมทั้งหมดได้รับแจ้งเป็นลายลักษณ์อักษรก่อนที่จะมีส่วนร่วมในการศึกษา
ผลสอบ
คุณสมบัติไซโครเมตริกของ BPS ที่ดัดแปลงโดยโปแลนด์
CFA เพิ่มเติมโดยใช้การประมาณ DWLS ที่มีประสิทธิภาพทำให้เหมาะสมอย่างยิ่งสำหรับโซลูชันแบบปัจจัยเดียว (แข็งแกร่งχ2 (5) = 2.12 P = 0.83; CFI = 1.00, TLI = 1.00, RMSEA = 0.00, SRMR = 0.02) คล้ายกับการศึกษาก่อนหน้านี้การปรับ BPS ของโปแลนด์มีความสอดคล้องภายในสูง (α = 0.89) และค่าความสัมพันธ์ระหว่างรายการค่าเฉลี่ยปานกลาง (r = 0.62) ทั้งความสอดคล้องภายในและค่าเฉลี่ยความสัมพันธ์ระหว่างรายการสูงกว่าในเพศชาย (α = 0.88; r = 0.61) มากกว่าเพศหญิง (α = 0.85; r = 0.54)
ตามที่ปรากฎใน 3 ตารางสำหรับตัวอย่างเต็มคะแนน BPS เฉลี่ยคือ 1.92 (SD = 2.65) ผู้ชาย (M = 3.56, SD = 3.11) มีคะแนน BPS สูงกว่าเมื่อเทียบกับผู้หญิง (M = 1.12, SD = 1.92) t (701) = 10.12 P <0.001, โคเฮน d = 0.76) จำนวนนาทีที่ใช้ในการดูสื่อลามกมีความสัมพันธ์เล็กน้อยกับคะแนน BPS แต่สำหรับผู้ชายเท่านั้น เพื่อสนับสนุนความถูกต้องของเกณฑ์คะแนน BPS มีความสัมพันธ์เชิงบวกกับความรุนแรงของอาการที่วัดโดย SAST-R เพื่อสนับสนุนความถูกต้องของการเลือกปฏิบัติและคล้ายกับการศึกษาที่ 1 เราไม่พบความสัมพันธ์ระหว่างคะแนน BPS กับการแสวงหาความรู้สึก UPPS-P และการขาดการเตรียมการล่วงหน้าและความสัมพันธ์เชิงบวกที่อ่อนแอระหว่างคะแนน BPS กับความเร่งด่วนเชิงลบความเร่งด่วนเชิงบวกและความเพียรพยายาม คะแนน BPS มีความสัมพันธ์เล็กน้อยกับคุณสมบัติที่ครอบงำจิตใจ (ดู 3 ตาราง สำหรับความสัมพันธ์ทั้งหมด)
3 ตารางความสัมพันธ์ของคะแนน BPS กับมาตรการอื่น ๆ ในกลุ่มตัวอย่างผู้ใหญ่ชาวโปแลนด์ (N = 703)
| ตัวแปร | หน้าจอภาพอนาจารโดยย่อ | พิสัย | |||
| ผู้หญิง (n = 512) | ผู้ชาย (n = 191) | ||||
| r | M (SD) | r | M (SD) | ||
| หน้าจอภาพอนาจารโดยย่อ | - | 1.12 (1.92) | - | 3.56 (3.11) | 0 10- |
| ปริมาณการใช้สื่อลามกในสัปดาห์ที่แล้ว (นาที) | 0.07 | 60.46 (108.93) | 0.17 ∗ | 124.66 (179.12) | 1 1,200- |
| การทดสอบการคัดกรองสิ่งเสพติดทางเพศ - แก้ไข | 0.43 ∗∗ | 3.81 (2.99) | 0.61 ∗∗ | 5.51 (4.23) | 0 18- |
| สินค้าคงคลังบังคับครอบงำ - แก้ไข | 0.17 ∗∗ | 18.03 (10.38) | 0.25 ∗∗ | 19.21 (9.72) | 0 58- |
| ความเร่งด่วนเชิงลบของ UPPS-P | 0.22 ∗∗ | 29.26 (7.16) | 0.29 ∗∗ | 27.02 (7.79) | 2 48- |
| UPPS-P ขาดการไตร่ตรองไว้ก่อน | 0.06 | 22.28 (5.26) | 0.14 | 21.83 (5.86) | 2 41- |
| UPPS-P ขาดความพากเพียร | 0.14 ∗∗ | 20.25 (5.18) | 0.15 ∗ | 20.24 (4.92) | 2 37- |
| การค้นหาความรู้สึกของ UPPS-P | -0.06 | 31.22 (7.75) | -0.004 | 34.39 (7.99) | 4 48- |
| UPPS-P ความเร่งด่วนเชิงบวก | 0.12 ∗∗ | 28.02 (9.54) | 0.27 ∗∗ | 28.90 (10.03) | 9 56- |
บันทึก. * * * *P <0.05, ∗∗P <0.01.
M = ค่าเฉลี่ย; SD = ส่วนเบี่ยงเบนมาตรฐาน
ศึกษา 5
วิธี
ขั้นตอนและผู้เข้าร่วม
เพื่อตรวจสอบคะแนนตัด BPS เราได้ประเมินชายชาวโปแลนด์อีก 105 คนที่มีอายุระหว่าง 18–55 ปี (M = 32.94; SD = 7.45) ที่กำลังแสวงหาการรักษา CSBD ซึ่งส่วนใหญ่รายงาน PPU (ดู ตารางเพิ่มเติม 5 และ 6). กลุ่มที่แสวงหาการรักษาประกอบด้วยชุดข้อมูลจากการศึกษาต่อไปนี้: Wordecha และคณะ (2018) (ชาย 9 คน); Gola, Lew-Starowicz, Draps และ Kowalewska (2019) (ชาย 57 คน); เดรปและคณะ (2020) (ชาย 26 คน); Holas, Draps, Kowalewska, Lewczuk และ Gola (2020) (เพศชาย 13 คน). กลุ่มควบคุมประกอบด้วยผู้ใหญ่ชาย 191 คนอายุ 18–54 ปี (M = 26.04; SD = 6.07) จากการศึกษา 4.
ผู้ป่วยที่ต้องการการรักษาได้รับคัดเลือกในกลุ่มชายที่ต้องการรับการรักษาด้วย PPU ในคลินิกเพศวิทยาสองแห่งในกรุงวอร์ซอระหว่างเดือนมิถุนายน 2014 ถึงพฤศจิกายน 2017 ผู้ป่วยทุกรายที่ต้องการรับการรักษาด้วย PPU มีเกณฑ์การวินิจฉัยโรค hypersexual ถึงสี่ในห้าเกณฑ์ตามที่เสนอโดย คาฟคา (2010) สำหรับ DSM-5
มาตรการ
หลังจากเสร็จสิ้นการสัมภาษณ์เบื้องต้นผู้ป่วยจะได้รับการคัดกรองสำหรับเกณฑ์การคัดแยก / การยกเว้น เกณฑ์การรวม / การยกเว้นประกอบด้วยการเป็นเพศตรงข้ามโดยเฉพาะหรือส่วนใหญ่ (ตามที่ประเมินโดยใช้การปรับ Kinsey Scale ของโปแลนด์ Kinsey, Pomeroy และ Martin, 1948) และไม่เป็นไปตามเกณฑ์ดิจิทัลสำหรับความผิดปกติของการใช้แอลกอฮอล์ (Saunders, Aasland, Babor, De la Fuente และ Grant, 1993) หรือความผิดปกติของการพนัน (คะแนน <5 บนหน้าจอการพนัน South Oaks (SOGS α = 0.70) (Lesieur & Blume, 1987). ผู้ป่วยชายทั้งหมดได้รับการประเมินเพิ่มเติมด้วยการสัมภาษณ์ทางคลินิกแบบมีโครงสร้างสำหรับ DSM-IV (SCID) (ชะนี, สปิตเซอร์, วิลเลียมส์, เบนจามินและเฟิร์ส, 1997) สำหรับความผิดปกติของการครอบงำจิตใจการควบคุมแรงกระตุ้นอารมณ์สองขั้วความวิตกกังวลโรคจิตและการใช้สารเสพติดและพฤติกรรมทางเพศ (ตารางเสริม 6). ผู้ป่วยชายที่มีอาการ CSBD อย่างน้อยสามเกณฑ์ (Kraus et al., 2018) และสี่สำหรับโรค hypersexual (Kafka, 2010) และไม่มีความผิดปกติดังกล่าวข้างต้นได้รับเชิญให้เข้าร่วมในการศึกษานี้
จริยธรรม
ขั้นตอนทั้งหมดได้รับการอนุมัติโดยคณะกรรมการจริยธรรมของสถาบันจิตวิทยาสถาบันวิทยาศาสตร์แห่งโปแลนด์ ผู้เข้าร่วมทั้งหมดได้รับแจ้งเป็นลายลักษณ์อักษรก่อนที่จะมีส่วนร่วมในการศึกษา
ผลสอบ
คะแนน BPS เฉลี่ยสำหรับผู้ชายที่ต้องการการรักษาเท่ากับ 7.50 (SD = 2.58) และสูงกว่าผู้ชายที่ไม่แสวงหาการรักษาอย่างมีนัยสำคัญ 3.56 (SD = 3.12) z = 14.66, P <0.001, โคเฮน d = 1.38. เราประเมินคุณภาพการจำแนกประเภทของไฟล์ priori กลุ่มผู้ป่วยที่เลือก (n = 105) กับผู้ชายทุกคนจากกลุ่มควบคุม (การศึกษาที่ 4, n = 191) (ดู มะเดื่อ. 1 สำหรับเส้นโค้ง ROC) เส้นโค้ง ROC จับพื้นที่ได้ 82.2% ของรายการทดสอบ 5 รายการ (SE = 0.02; P <0.001) โดดเด่นด้วยช่วงความเชื่อมั่น 95% โดยมีขีด จำกัด 77.5% และ 86.9% ดังที่แสดงใน 4 ตารางค่าตัดออกที่เสนอคือ 4 ซึ่งความไวคือ 58.42% ความจำเพาะ 90.48% ค่าทำนายผลบวก 91.74% (95% CI 85.88% –95.30%) ค่าทำนายเชิงลบ 54.60% (95% CI 50.12% –59.00 %) และความแม่นยำ 69.83% (95% CI 64.24% –75.02%) ค่าตัดเป็น 5 มีความไว 68.42% และความจำเพาะ 83.81% (ดู 4 ตาราง).
การศึกษาที่ 5 เส้นโค้ง ROC สำหรับ BPS ที่ดัดแปลงโดยโปแลนด์สำหรับผู้ที่ต้องการการรักษาสำหรับการใช้สื่อลามกที่มีปัญหา (คะแนน 4 หรือสูงกว่า)
อ้างอิง: วารสารพฤติกรรมติดยาเสพติด J Behav 9, 2; 10.1556/2006.2020.00038
4 ตารางการวิเคราะห์ ROC สำหรับ Brief Pornography Screen (BPS) ที่เสนอพร้อมคะแนนตัดที่แนะนำ
| สถิติ | ค่า 4 ใน BPS | ค่า 5 ใน BPS | ||
| ความคุ้มค่า | 95% CI | ความคุ้มค่า | 95% CI | |
| ความไว | ลด 58.4% | % 51.1-65.5 | ลด 68.4% | % 61.3-75.0 |
| ความจำเพาะ | ลด 90.5% | % 83.2-95.3 | ลด 83.8% | % 75.6-90.3 |
| อัตราส่วนความเป็นไปได้ที่เป็นบวก | 6.13 | 3.36 11.20- | 4.23 | 2.71 6.60- |
| อัตราส่วนความเป็นไปได้เชิงลบ | 0.46 | 0.38 0.55- | 0.38 | 0.30 0.47- |
| ความชุกของโรค | ลด 64.4% | % 58.7-69.9 | ลด 64.4% | % 58.7-69.9 |
| ค่าทำนายเชิงบวก | ลด 91.7% | % 85.8-95.3 | ลด 88.4% | % 83-92.3 |
| ค่าทำนายเชิงลบ | ลด 54.6% | % 50.1-59 | ลด 59.5% | % 53.9-64.8 |
| ความถูกต้อง | ลด 69.8% | % 64.2-75 | ลด 73.9% | % 68.5-78.8 |
เพื่อตรวจสอบการเปลี่ยนแปลงของ PPU ในผู้ป่วยที่ต้องการการรักษาเราเปรียบเทียบคะแนน BPS ของผู้ชาย 57 คนจากตัวอย่างทางคลินิกของเราก่อนและหลังการรักษาด้วยยาสองเดือนกับ naltrexone หรือ paroxetine (Gola และคณะ, 2019) โดยใช้ตัวอย่างที่อ้างอิง t-ทดสอบ. คะแนน BPS แตกต่างกันตามการรักษา (t (56) = 6.75; P <0.001, โคเฮน d = 1.80) โดยมีคะแนน BPS สูงกว่าก่อนการบำบัด (M = 8.54; SD = 1.77) มากกว่าหลังการบำบัดสองเดือน (M = 5.75; SD = 2.97)
การสนทนา
การศึกษาในปัจจุบันได้ประเมิน BPS ซึ่งเป็นเครื่องมือคัดกรองโดยย่อเพื่อระบุ PPU ที่น่าจะเป็นไปได้ เทคนิคการสุ่มตัวอย่างที่แข็งแกร่งที่ใช้ในการศึกษาของเราไม่ได้ถูกนำมาใช้ก่อนหน้านี้เมื่อพัฒนาเครื่องชั่งที่ออกแบบมาเพื่อประเมิน PPU โดยรวมแล้ว BPS เป็นเสียงที่แสดงให้เห็นถึงความน่าเชื่อถือและความถูกต้องในหลาย ๆ ตัวอย่างโดยให้การสนับสนุนเบื้องต้นสำหรับการใช้ในการปฏิบัติทางคลินิกแม้ว่าจะต้องมีการวิจัยเพิ่มเติมเพื่อกำหนดประโยชน์ทางคลินิกสำหรับผู้ที่ต้องการการรักษาอย่างเต็มที่
งานก่อนหน้านี้แสดงให้เห็นอย่างต่อเนื่องว่าผู้ชายซึ่งสัมพันธ์กับผู้หญิงดูและสำเร็จความใคร่ด้วยตัวเองกับสื่อลามกเป็นประจำมากขึ้น (Bothe et al., 2018; Grubbs, Wilt, Exline, & Pargament, 2018a; ไรท์ 2013) และการค้นพบนี้ได้รับการสังเกตจากทั้งห้าตัวอย่าง จากการวิจัยที่ผ่านมาเราพบว่าผู้ชายเมื่อเทียบกับผู้หญิงรายงานความกังวลเกี่ยวกับการใช้สื่อลามกมากขึ้น (Bothe et al., 2018; Kor et al., 2014). การศึกษาของเรามีความโดดเด่นตรงที่เราตรวจสอบคุณสมบัติไซโครเมตริกของกลุ่มตัวอย่างที่แตกต่างกัน XNUMX ตัวอย่าง (เช่นทหารผ่านศึกสหรัฐฯตัวอย่างผู้ใหญ่ทั่วไปในสหรัฐฯ XNUMX คนผู้ใหญ่ชาวโปแลนด์และผู้ป่วยชายชาวโปแลนด์ที่ได้รับการรักษา CSBD) ด้วยความหลากหลายของกลุ่มตัวอย่างที่เราคัดเลือกมาเพื่อประเมินคุณสมบัติไซโครเมตริกของ BPS เราเชื่อว่าการค้นพบนี้มีความสามารถทั่วไปสำหรับทั้งกลุ่มทางคลินิกและที่ไม่ใช่ทางคลินิกจากประเทศต่างๆ อย่างไรก็ตามจากที่กล่าวมานั้นยังคงได้รับคำแนะนำด้วยความระมัดระวังและเราขอแนะนำให้ทำการวิจัยเพิ่มเติมเพื่อตรวจสอบความถูกต้องของ BPS สำหรับประชากรทางคลินิกโดยเฉพาะในกลุ่มผู้หญิงและชนกลุ่มน้อยทางเพศและเพศที่กำลังมองหาการรักษา PPU
การตรวจสอบหน้าจอหกรายการที่เสนอในการศึกษาที่ 1 ในเบื้องต้นพบว่ารายการหนึ่งไม่สมดุลและการวิเคราะห์เพิ่มเติมแนะนำให้ลบออก ในการศึกษาหน้าจอห้ารายการแสดงให้เห็นถึงความสอดคล้องภายในที่สูงเช่นเดียวกับความถูกต้องของโครงสร้างการบรรจบกันการแบ่งแยกและเกณฑ์ ตามที่คาดไว้คะแนน BPS มีความสัมพันธ์อย่างมากกับเครื่องชั่งที่มีอยู่ก่อนหน้าอื่น ๆ ที่ประเมิน PPU (เช่น CPUI-9 (Grubbs et al., 2015) และ PPUS (Kor et al., 2014)) ในขณะที่มีความสัมพันธ์ในระดับปานกลางกับการวัดความรุนแรงของอาการเพื่อประเมินภาวะเพศสัมพันธ์ (รีด, Garos et al., 2011a; เรด, ลี และคณะ, 2011b) หรือการเสพติดทางเพศ (Gola et al., 2017b). ดังนั้นหน้าจอจึงมีความสัมพันธ์อย่างใกล้ชิดกับมาตรการประเมินขนาดของ PPU แต่ยังคงเกี่ยวข้องกับมาตรการทั่วไปที่เกี่ยวข้องกับ CSBD (เช่นการควบคุมที่บกพร่องความพยายามที่จะเลิกใช้) เราไม่ได้ตั้งใจให้ BPS ใช้เป็นพร็อกซีของ CSBD อย่างไรก็ตามการวิจัยชี้ให้เห็นว่า PPU เป็นหนึ่งในปัญหาที่ได้รับการรายงานบ่อยที่สุดในกลุ่มบุคคลที่ต้องการการรักษาสุขภาพจิตสำหรับ CSBD (Kraus, Meshberg-Cohen, Martino, Quinones และ Potenza, 2015a; Kraus, Potenza et al., 2015b; Reid et al., 2012). ดังนั้น BPS อาจเป็นเครื่องมือที่มีประโยชน์ในการตรวจหา PPU ที่เป็นไปได้ในกลุ่มบุคคลที่ต้องการการรักษา CSBD จำเป็นต้องมีการสัมภาษณ์ทางคลินิกเพิ่มเติมเพื่อตรวจสอบการปรากฏตัวของ CSBD ซึ่งอาจแสดงให้เห็นว่าเป็น PPU ในผู้ที่ต้องการการรักษาด้วยการนำเสนอทางคลินิกที่แตกต่างกัน (Kraus & Sweeney, 2019).
นอกจากนี้เรายังพบว่าโดยทั่วไปคะแนน BPS มีความสัมพันธ์เล็กน้อยกับความหุนหันพลันแล่น (Cyders และคณะ, 2014; Lynam และคณะ 2006) และคุณลักษณะที่ครอบงำจิตใจ (Foa และคณะ, 2002). เพื่อสนับสนุนงานก่อนหน้า (Bőthe et al., 2018, 2019) คะแนน BPS มีความสัมพันธ์ในระดับปานกลางกับการวัดความรู้สึกทุกข์และภาวะซึมเศร้าโดยทั่วไป นอกจากนี้เรายังพบความสัมพันธ์ระดับปานกลางระหว่างคะแนน BPS และการวัดความรู้สึกติดสื่อลามกและการจัดลำดับความสำคัญการดูสื่อลามกมากกว่ากิจกรรมอื่น ๆ (Grubbs, Perry, Wilt, & Reid, 2019c). ตามที่ระบุไว้ที่อื่น (Kor et al., 2014) นอกจากนี้เรายังพบความสัมพันธ์เล็กน้อยระหว่างการดูสื่อลามกกับ PPU ที่วัดโดย BPS แม้ว่าความสัมพันธ์จะดูแข็งแกร่งขึ้นระหว่างคะแนน BPS และความถี่ในการสำเร็จความใคร่ด้วยตนเอง เราคาดว่าจะมีความเชื่อมโยงดังกล่าวระหว่างพฤติกรรมการดูภาพอนาจารและคะแนน BPS ตามที่กล่าวไว้ในงานอื่น ๆ (Gola, Lewczuk และ Skorko, 2016; Kraus, Martino, et al., 2016ก; Bőthe et al. 2020) เรายังพบว่าความถี่ของการดูสื่อลามกไม่จำเป็นต้องเป็นตัวบ่งชี้ PPU ในกลุ่มตัวอย่างทั้งสองสัญชาติของสหรัฐอเมริกาเราพบว่ามีบุคคลจำนวนมาก (ส่วนใหญ่เป็นผู้ชาย) ที่ได้คะแนน BPS อย่างน้อย XNUMX คะแนนขึ้นไป1
จำเป็นต้องมีการวิจัยเพิ่มเติมเกี่ยวกับการสร้างบรรทัดฐานสำหรับ BPS สำหรับการใช้สื่อลามกซึ่งอาจแตกต่างกันไปตามเพศอายุและปัจจัยทางเศรษฐกิจและสังคมอื่น ๆ นอกจากนี้การวิจัยยังคงพัฒนาเกี่ยวกับการศึกษาการใช้สื่อลามกและจำเป็นต้องมีการทำงานเพิ่มเติมเพื่อระบุทั้งปัจจัยเสี่ยงและการป้องกันที่เกี่ยวข้องกับ PPU นอกจากนี้การคัดเลือกตัวอย่างเพศหญิงขนาดใหญ่จะช่วยให้สามารถตรวจสอบผลกระทบทางเพศที่เป็นไปได้มากขึ้นเมื่อศึกษา PPU ในกลุ่มตัวอย่างที่ไม่ใช่ทางคลินิกและทางคลินิก มีความจำเป็นอย่างยิ่งในการตรวจสอบ PPU ของผู้หญิงที่รายงานการใช้สื่อลามกในระดับสูง (เช่นทุกวันวันละหลายครั้ง) กลุ่มนี้ไม่ได้ถูกนำเสนออย่างเท่าเทียมกันในกลุ่มตัวอย่างของเราและทั่วทั้งคณะโดยทั่วไปแล้วผู้หญิงที่ใช้สื่อลามกจะรายงานในระดับที่ต่ำกว่าเมื่อเทียบกับผู้ชาย โดยทั่วไปควรระมัดระวังผลลัพธ์ที่เฉพาะเจาะจงสำหรับผู้หญิงเนื่องจากผลลัพธ์ของเรามีแนวโน้มที่จะได้รับผลกระทบจากขนาดตัวอย่างที่เล็กและขอแนะนำให้ทำการวิจัยเพิ่มเติมเพื่อตรวจสอบความแตกต่างที่เกี่ยวข้องกับเพศในผู้หญิง PPU ดังที่ได้ทำไปแล้วในการศึกษาล่าสุด (Bőthe et al. 2020) เราขอแนะนำให้ทำการทดสอบความไม่แปรเปลี่ยนเพศด้วย BPS เพื่อตรวจสอบคุณสมบัติไซโครเมตริกเพิ่มเติมกับผู้หญิงหรือกลุ่มอื่น ๆ
จุดแข็งหลักของการศึกษาในปัจจุบันของเราคือเราได้รวบรวมตัวอย่างชายที่ต้องการการรักษาสำหรับ CSBD เพื่อตรวจสอบความไวและความจำเพาะของหน้าจอสั้น ๆ สำหรับ PPU โดยเฉพาะอย่างยิ่งในการศึกษาที่ 5 เราได้ตรวจสอบ PPU ของผู้ชาย 105 คนที่ลงทะเบียนในการทดลองทางคลินิกแบบสุ่มสำหรับ CSBD หลังจากเปรียบเทียบผู้ป่วย CSBD กับผู้เข้าร่วมการควบคุมที่ไม่ได้รับผลกระทบแล้วเราได้กำหนดคะแนนการตัดออกทางคลินิกเบื้องต้นของ BPS เป็นสี่ ตามที่เราตีความในปัจจุบันคะแนนของ BPS ตั้งแต่ 6 คะแนนขึ้นไปควรรับประกันการประเมินเพิ่มเติมโดยผู้เชี่ยวชาญด้านการดูแลสุขภาพสำหรับ PPU อย่างไรก็ตามคะแนนในกลุ่มชายที่แสวงหาการรักษาชาวโปแลนด์ (ระบุตัวเองว่าเป็นเพศตรงข้าม) และทหารผ่านศึกที่สนใจการรักษา PPU รายงานว่าคะแนนสูงกว่า XNUMX เป็นไปได้ว่าการตัดออกทางคลินิกจะอยู่ที่สี่ขั้นต่ำโดยมีคะแนนหกหรือสูงกว่า อาจสะท้อนให้เห็นถึงความต้องการบริการทางคลินิก การปรับแต่งเพิ่มเติมด้วยตัวอย่างทางคลินิกและที่ไม่ใช่ทางคลินิกเพื่อกำหนดคะแนนการตัดออกที่ดีที่สุดใน BPS นั้นรับประกัน คะแนนตัดที่เสนอควรได้รับการตีความอย่างระมัดระวังในปัจจุบัน
แม้ว่าการศึกษาจะมีแนวโน้มดี แต่การศึกษาก็มีข้อ จำกัด หลายประการ ประการแรกแม้ว่ากลุ่มตัวอย่างสี่ในห้าคนจะเป็นผู้หญิง แต่จำเป็นต้องมีการวิจัยเพิ่มเติมเกี่ยวกับ PPU ในกลุ่มผู้หญิงและกลุ่มประชากรที่หลากหลายเพื่อจัดการกับการพิจารณาที่เกี่ยวข้องกับเพศและความหลากหลาย ข้อมูลเบื้องต้นชี้ให้เห็นว่าผู้หญิงมีโอกาสน้อยกว่าผู้ชายถึง XNUMX เท่าในการขอรับการรักษาด้วย PPU (Lewczuk, Szmyd, Skorko, & Gola, 2017). ข้อ จำกัด เพิ่มเติมคือเราคัดเลือกเฉพาะกลุ่มตัวอย่างชายชาวโปแลนด์ที่รักต่างเพศเพื่อกำหนดคะแนนการตัดออกทางคลินิกสำหรับ BPS และจำเป็นต้องมีงานในอนาคตเพื่อกำหนดเกณฑ์สำหรับผู้หญิงรวมทั้งประชากรทางคลินิกจากประเทศอื่น ๆ และบุคคลที่มีเพศสัมพันธ์ที่แตกต่างกัน ปฐมนิเทศ ในขณะนี้เรายังไม่มีหลักฐานที่บ่งชี้ว่าควรมีการตัดคะแนนสำหรับชายและหญิงหรือกลุ่มเฉพาะอื่น ๆ ที่แตกต่างกัน เราสงสัยว่าการศึกษาเพิ่มเติมเกี่ยวกับ PPU ในกลุ่มตัวอย่างทั้งชายและหญิงจำนวนมากที่มีความหลากหลายทางเพศและเพศและกลุ่มอื่น ๆ รวมทั้งกลุ่มตัวอย่างทางคลินิกและไม่ทางคลินิกจะช่วยระบุคะแนนการตัดออกที่เหมาะสมที่สุดสำหรับการระบุบุคคลที่มี PPU ที่น่าจะเป็นไปได้
นอกจากนี้เรารับทราบว่าจำเป็นต้องมีการวิจัยเพิ่มเติมเพื่อตรวจสอบความถูกต้องของ BPS และมาตรการ PPU อื่น ๆ ในประเทศที่ไม่ใช่ตะวันตกและในกลุ่มตัวอย่างที่มีความหลากหลายทางชาติพันธุ์และในกลุ่มชนกลุ่มน้อยทางเพศ การนำเสนองานวิจัยจากประเทศตะวันตกมากเกินไปทำให้เราเข้าใจ PPU ได้ จำกัด ท่ามกลางวัฒนธรรมที่หลากหลายและกลุ่มชาติพันธุ์ เป็นไปได้ว่าคะแนนตัดที่แนะนำใน BPS อาจแตกต่างกันไปขึ้นอยู่กับการพิจารณาเรื่องเพศหรือวัฒนธรรมและจำเป็นต้องมีงานเพิ่มเติมเพื่อกำหนดเกณฑ์ที่เหมาะสมสำหรับกลุ่มคลินิกและกลุ่มที่ไม่ได้รับการรักษาทางคลินิก จากสิ่งนี้จำเป็นต้องมีการศึกษาความหลากหลายทางวัฒนธรรมและหลายตัวอย่างในอนาคตเพื่อประเมินประโยชน์ใช้สอยและความไม่แปรผันของการวัดของ BPS ข้อ จำกัด เพิ่มเติมคือเราไม่ได้ใช้การสัมภาษณ์ทางคลินิกสำหรับการศึกษาสี่ในห้าครั้งเนื่องจากเราอาศัยการออกแบบบนเว็บเนื่องจากค่าใช้จ่ายและความยากลำบากในการสรรหาผู้ชายและผู้หญิงกลุ่มใหญ่จากภูมิหลังที่หลากหลาย คะแนนและการตอบสนองอาจแตกต่างกันไปในระดับหนึ่งเมื่อแพทย์ดูแลเครื่องชั่งแบบตัวต่อตัวโดยแพทย์ นอกจากนี้ในการศึกษาในอนาคตกับกลุ่มตัวอย่างที่มีขนาดใหญ่และหลากหลายมากขึ้นพร้อมการยืนยันทางคลินิกผ่านการสัมภาษณ์ทฤษฎีการตอบสนองต่อรายการ (IRT) สามารถนำมาใช้เพื่อระบุตำแหน่งที่บุคคลอยู่ในตำแหน่งต่อเนื่องของ PPU ได้ดีขึ้นและภาพอนาจารจะใช้โดยทั่วไปมากขึ้นโดยใช้ BPS และ ให้ความชัดเจนและการปรับแต่งเพิ่มเติมของคะแนนที่อาจถูกตัดออก นอกจากนี้เนื่องจากการศึกษาที่ 5 มีเฉพาะผู้ชายที่ได้รับคัดเลือกที่ระบุตัวเองว่าเป็นเพศตรงข้ามเราขอแนะนำให้ทำการวิจัยเพิ่มเติมกับ BPS เพื่อรวมกลุ่มชายที่เป็นเกย์และกะเทยและชนกลุ่มน้อยทางเพศอื่น ๆ เมื่อพิจารณาคะแนนที่ถูกตัดออกสำหรับ PPU
ยูทิลิตี้ของ BPS เป็นเครื่องมือทางคลินิกควรได้รับการพิจารณาแยกต่างหากจากยูทิลิตี้เป็นเครื่องมือในการทำความเข้าใจ PPU ในการศึกษาประชากร ยิ่งไปกว่านั้นงานในอนาคตควรตรวจสอบและอธิบายการใช้และการตีความคะแนน BPS ที่ดีที่สุดในตัวอย่างทางคลินิกและที่ไม่ใช่ทางคลินิกโดยเฉพาะ ตามที่กล่าวไว้ในที่อื่น ๆ (Kraus & Sweeney, 2019) เป็นสิ่งสำคัญในการตรวจสอบ PPU ในกลุ่มผู้แสวงหาการรักษาและทำความเข้าใจถึงแรงจูงใจที่อยู่เบื้องหลังพฤติกรรมการแสวงหาการรักษา ทั้งแรงจูงใจและอุปสรรคในการดูแล PPU ยังไม่ได้รับการตรวจสอบอย่างเต็มที่และต้องการการเอาใจใส่เพิ่มเติม ปัจจุบันเราเสนอว่าไม่ควรตีความหน้าจอบวกบน BPS เป็นการวินิจฉัยโรคสุขภาพจิตที่เป็นต้นเหตุ เนื่องจาก BPS ไม่ได้สอบถามเกี่ยวกับการรบกวนในส่วนสำคัญ ๆ ของการทำงานของชีวิตตามรายละเอียดในเกณฑ์การวินิจฉัยสำหรับ CSBD การประเมินดังกล่าวควรดำเนินการทางคลินิกสำหรับบุคคลที่คัดกรองผลบวกใน BPS จำเป็นต้องมีการวิจัยในอนาคตเพื่อทดสอบและตรวจสอบความถูกต้องของ BPS ในกลุ่มประชากรที่หลากหลายโดยใช้ทั้งการออกแบบบนเว็บและแบบตัวต่อตัว ควรพิจารณาปัจจัยอื่น ๆ เช่นความไม่ลงรอยกันทางศีลธรรมและจิตเวช (การใช้สารเสพติดไบโพลาร์) และเงื่อนไขทางการแพทย์ (ภาวะสมองเสื่อมพาร์กินสัน) ในการประเมิน PPU และพิจารณาคำแนะนำในการรักษา (Brand, Antons, Wegmann และ Potenza, 2019; Grubbs & Perry, 2019; Grubbs, Perry, Wilt, & Reid, 2019c; Grubbs, Wilt, Exline, Pargament, & Kraus, 2018b; Kraus & Sweeney, 2019). นักวิจัย (Štulhofer, Bergeron และ Jurin, 2016a; Štulhofer, Jurin, & Briken, 2016b) ยังตั้งข้อสังเกตว่าปัจจัยต่างๆเช่นความต้องการทางเพศที่สูงยังคงยากที่จะหยอกล้อนอกเหนือจากภาวะ hypersexuality ซึ่งก่อให้เกิดความกังวลเกี่ยวกับวิธีการกำหนดแนวคิด PPU จำเป็นต้องมีการวิจัยเพิ่มเติมเพื่อตรวจสอบความต้องการทางเพศสูงและ / หรือพฤติกรรมในกลุ่มต่างๆเนื่องจากนักวิจัยและแพทย์พัฒนาเครื่องมือเพื่อประเมิน PPU อย่างถูกต้อง มีข้อพิจารณาที่คล้ายกันสำหรับการประเมินความไม่ลงรอยกันทางศีลธรรมตามที่อธิบายไว้ในเกณฑ์สำหรับ CSBD
โดยเฉพาะอย่างยิ่งจำเป็นต้องมีการวิจัยเพิ่มเติมเพื่อประเมินการทดสอบซ้ำและความไวและความจำเพาะระหว่างกลุ่มตัวอย่างทางคลินิกและที่ไม่ใช่ทางคลินิกโดยใช้ BPS ด้วยความสั้นของ BPS (1-2 นาทีจึงจะเสร็จสมบูรณ์) การวิจัยเพิ่มเติมควรนำไปใช้ในการตั้งค่าทางการแพทย์และสุขภาพเพื่อระบุบุคคลที่มี PPU ซึ่งจะได้รับประโยชน์จากการรักษา สรุปได้ว่าการตรวจสอบ BPS เบื้องต้นของเราแสดงให้เห็นว่าเป็นเสียงที่มีพลังจิตสั้นและใช้งานง่ายในการตั้งค่าทางคลินิกและไม่ใช่ทางคลินิกที่มีศักยภาพสูงสำหรับการใช้กับประชากรในเขตอำนาจศาลระหว่างประเทศ
แหล่งเงินทุน
ผู้เขียนได้เปิดเผยการได้รับการสนับสนุนทางการเงินต่อไปนี้สำหรับการวิจัยการประพันธ์และการตีพิมพ์บทความนี้ การศึกษา 1 ได้รับทุนสนับสนุนจาก Department of Veterans Affairs Office of Research and Development, Clinical Science Research and Development (ZDA1, PI Rani A. Hoff) และ VISN 1 New England MIRECC (PI Shane W.Kraus) การศึกษา 2 และ 3 ได้รับการสนับสนุนโดยกองทุนสถาบันที่จัดทำโดย Bowling Green State University (PI Joshua Grubbs) การศึกษาที่ 4 และ 5 ได้รับการสนับสนุนโดยศูนย์วิทยาศาสตร์แห่งชาติโปแลนด์ (2014/15 / B / HS6 / 03792; PI M. Gola)
Steven D. Shirk, Steve Martino และ Rani A. Hoff เป็นพนักงานประจำของ Department of Veterans Affairs Potenza ได้รับการสนับสนุนจากกรมสุขภาพจิตและบริการการติดยาเสพติดแห่งรัฐคอนเนตทิคัตศูนย์สุขภาพจิตคอนเนตทิคัตและสภาคอนเนตทิคัตเกี่ยวกับปัญหาการพนัน ดร. Kraus, Potenza และ Shirk ได้รับการสนับสนุนจาก National Center for Responsible Gaming หน่วยงานจัดหาทุนไม่ได้ให้ข้อมูลหรือแสดงความคิดเห็นเกี่ยวกับเนื้อหาของต้นฉบับและเนื้อหาของต้นฉบับสะท้อนให้เห็นถึงการมีส่วนร่วมและความคิดของผู้เขียนและไม่จำเป็นต้องสะท้อนถึงมุมมองของหน่วยงานที่ให้ทุน
ผลงานของผู้เขียน
SWK วางแนวความคิดและเขียนร่างเริ่มต้น SWK, RAH, MNP และ SM มีส่วนร่วมในการรวบรวมข้อมูลและการวิเคราะห์ข้อมูลของการศึกษา 1 JBG มีส่วนร่วมในการรวบรวมและวิเคราะห์ข้อมูลของการศึกษา 2 และ 3 MG, EK และ ML มีส่วนในการรวบรวมและวิเคราะห์ข้อมูลสำหรับการศึกษา 4 และ 5. SDS จัดให้มีการกำกับดูแลทางสถิติสำหรับการศึกษาที่ 1 และคำแนะนำสำหรับการศึกษาอื่น ๆ ผู้เขียนทุกคนให้ข้อมูลอ่านและตรวจทานต้นฉบับก่อนส่ง SWK และผู้เขียนคนอื่น ๆ ได้อนุมัติร่างฉบับสุดท้ายของต้นฉบับ
ความขัดแย้งทางผลประโยชน์
ผู้เขียนประกาศว่าไม่มีผลประโยชน์ทับซ้อนที่อาจเกิดขึ้นเกี่ยวกับการวิจัยการประพันธ์และการตีพิมพ์บทความนี้
| บทสรุปภาพอนาจาร (BPS) | วันที่: | ||
| ID #: | |||
| ทิศทาง: ในช่วง 6 เดือนที่ผ่านมามีสถานการณ์เหล่านี้เกิดขึ้นกับคุณเกี่ยวกับการใช้สื่อลามกหรือไม่? | ไม่เคย | บางครั้งบางคราว | บ่อยมาก |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
| 0 | 1 | 2 |
เกณฑ์การให้คะแนน. คะแนน 4 ≥ถือเป็นหน้าจอเชิงบวกสำหรับการใช้สื่อลามกที่มีปัญหา ขอแนะนำให้มีการตรวจสอบเพิ่มเติมสำหรับการใช้สื่อลามกที่มีปัญหา
1ในบรรดาผู้ใช้สื่อลามกในปีที่ผ่านมาพบว่า 25% (ผู้หญิง 20.6%, ผู้ชาย 28.6%) ได้คะแนน BPS 13.8 คะแนนขึ้นไป (โดยรวม 7.6%, ผู้หญิง 20.2%, ผู้ชาย XNUMX%)
2ในบรรดาผู้ใช้สื่อลามกในปีที่ผ่านมา 30.1% (11.6% ของผู้หญิง; 32.8% ของผู้ชาย) ได้คะแนน 11.6 หรือสูงกว่า (โดยรวม 1.9% ผู้หญิง 10.1% และผู้ชาย XNUMX%)
ข้อมูลเสริม
ข้อมูลเพิ่มเติมของบทความนี้สามารถพบได้ทางออนไลน์ที่ https://doi.org/10.1515/jba.2020.00038
อ้างอิง
โบ ธ, B., ทอธ-คิราลี, I., ศศิลา, A., Griffiths, เอ็มดี, Demetroviks, Z., & ออรอซ, G. (2018). การพัฒนาระดับการบริโภคสื่อลามกที่เป็นปัญหา (PPCS). วารสารวิจัยทางเพศสัมพันธ์, 55, 395-406.
ยี่ห้อสินค้า, M., แอนตัน, S., เวกมันน์, E., & Potenza, มินนิโซตา (2019). สมมติฐานทางทฤษฎีเกี่ยวกับปัญหาสื่อลามกอันเนื่องมาจากความไม่ลงรอยกันทางศีลธรรมและกลไกของการใช้สื่อลามกอย่างเสพติดหรือบีบบังคับ: "เงื่อนไข" สองข้อแตกต่างกันในเชิงทฤษฎีตามที่แนะนำหรือไม่ จดหมายเหตุเกี่ยวกับพฤติกรรมทางเพศ, 48, 417-423.
Bothe, B., ทอธ-คิราลี, I., Demetroviks, Z., & ออรอซ, G. (2020). มาตราส่วนการบริโภคสื่อลามกที่เป็นปัญหา (PPCS-6) ฉบับย่อ: การวัดที่เชื่อถือได้และถูกต้องในกลุ่มประชากรทั่วไปและที่แสวงหาการรักษา. วารสารวิจัยทางเพศสัมพันธ์, 1-11.
Bothe, B., ทอธ-คิราลี, I., ออรอซ, G., Potenza, มินนิโซตา, & Demetroviks, Z. (2020) การใช้สื่อลามกบ่อยครั้งอาจไม่ใช่ปัญหาเสมอไป. วารสารการแพทย์ทางเพศ, 17(4) 793-811.
Bothe, B., ทอธ-คิราลี, I., Potenza, มินนิโซตา, Griffiths, เอ็มดี, ออรอซ, G., & Demetroviks, Z. (2019). ทบทวนบทบาทของการกระตุ้นและการกระตุ้นในพฤติกรรมทางเพศที่เป็นปัญหา. วารสารวิจัยทางเพศสัมพันธ์, 56, 166-179.
คลาร์ก, LA, & วัตสัน, D. (1995). การสร้างความถูกต้อง: ประเด็นพื้นฐานในการพัฒนาขนาดวัตถุประสงค์. การประเมินทางจิตวิทยา, 7, 309-319.
โคลแมน, E., เรย์มอนด์, N., & แมคบีน, A. (2003). การประเมินและการรักษาพฤติกรรมทางเพศที่บีบบังคับ. แพทย์มินนิโซตา, 86, 42-47.
คอนเวย์, JM, & ฮัฟฟ์คัตต์, AI (2003). การทบทวนและประเมินแนวปฏิบัติในการวิเคราะห์ปัจจัยเชิงสำรวจในการวิจัยองค์กร. วิธีการวิจัยในองค์กร, 6, 147-168.
คอสเตลโล, AB, & ออสบอร์, J. (2005). แนวทางปฏิบัติที่ดีที่สุดในการวิเคราะห์ปัจจัยเชิงสำรวจ: คำแนะนำ XNUMX ประการสำหรับการใช้ประโยชน์สูงสุดจากการวิเคราะห์ของคุณ. การประเมินเชิงปฏิบัติการวิจัยและการประเมินผล, 10, 1-9.
ไซเดอร์, แมสซาชูเซต, Littlefield, อลาสกา, เบนจามิน, S., & คารยาดิ, KA (2014). การตรวจวัดพฤติกรรมห่าม UPPS-P ฉบับภาษาอังกฤษสั้น ๆ. พฤติกรรมเสพติด, 39, 1372-1376.
ฉูดฉาด, SE, ฮอฟฟ์, R., มาร์ติโน, S., มาซูเร, CM, สวนสาธารณะ, CL, พนักงานยกกระเป๋า, E., (2019). ความผิดปกติทางอารมณ์เกี่ยวข้องกับความคิดฆ่าตัวตายในทหารผ่านศึกหลังเหตุการณ์ 9/11 หรือไม่? เอกสารสำคัญของการวิจัยการฆ่าตัวตาย, 1-15. อี - ผับ.
เด็ตต์, JA, Gleason, N., โคลแมน, E., & คนขุดแร่, MH (2018). ความชุกของความทุกข์ที่เกี่ยวข้องกับความยากลำบากในการควบคุมความเร่งด่วนทางเพศความรู้สึกและพฤติกรรมในสหรัฐอเมริกา. JAMA Network Open, 1, e184468-e184468.
เดรป, M., เซสคูส, G., Potenza, มินนิโซตา, duda, A., ลิว-Starowicz, M., โคเปร่า, M., (2020). ความแตกต่างของปริมาณสสารสีเทาในการควบคุมแรงกระตุ้นและความผิดปกติของการเสพติด. PsyArchiv.
เฟอร์นันเด, DP, & Griffiths, เอ็มดี (2019). เครื่องมือไซโครเมตริกสำหรับการใช้สื่อลามกที่มีปัญหา: การทบทวนอย่างเป็นระบบ. การประเมินผลและวิชาชีพด้านสุขภาพ, 1-71.
พฤกษา, DB, & เคอร์แร, PJ (2004). การประเมินเชิงประจักษ์ของวิธีการทางเลือกในการประมาณค่าสำหรับการวิเคราะห์ปัจจัยเชิงยืนยันด้วยข้อมูลลำดับ. วิธีการทางจิตวิทยา, 9(4), 466-491.
Foa, EB, huppert, JD, ไลเบิร์ก, S., แลงเนอร์, R., คิชิค, R., ฮัจจัก, G., (2002). สินค้าคงคลังครอบงำ: การพัฒนาและการตรวจสอบความถูกต้องของเวอร์ชันสั้น. การประเมินทางจิตวิทยา, 14, 485-496.
ชะนี, M., สปิตเซอร์, RL, วิลเลียมส์, JB, เบนจามิน, LS, & ชื่อจริง, MB (1997). การสัมภาษณ์ทางคลินิกที่มีโครงสร้างสำหรับความผิดปกติของบุคลิกภาพ DSM-IV แกน II (SCID-II). ผับ Am Psych.
โกลา, M., โกวาลิวสกา, E., วรเดชา, M., ลิว-Starowicz, M., Kraus, S., & Potenza, M. (2018). ผลการวิจัยจากการทดลองภาคสนามความผิดปกติของพฤติกรรมทางเพศแบบบังคับของโปแลนด์. ใน บทความที่นำเสนอใน Journal of Behavioral Addictions.
โกลา, M., ลิว-Starowicz, M., เดรป, M., & โกวาลิวสกา, E. (2019). การเปรียบเทียบผลของการรักษาทางเภสัชวิทยาและจิตวิทยาของ CSBD. วารสารพฤติกรรมการเสพติด, 8, 65.
โกลา, M., ลิวชุก, K., & Skorko, M. (2016). อะไรสำคัญ: ปริมาณหรือคุณภาพของการใช้สื่อลามก? ปัจจัยทางจิตวิทยาและพฤติกรรมในการแสวงหาการรักษาสำหรับการใช้สื่อลามกที่เป็นปัญหา. วารสารการแพทย์ทางเพศ, 13, 815-824.
โกลา, M., & Potenza, มินนิโซตา (2018). การพิสูจน์พุดดิ้งอยู่ระหว่างการชิม: จำเป็นต้องใช้ข้อมูลเพื่อทดสอบแบบจำลองและสมมติฐานที่เกี่ยวข้องกับพฤติกรรมทางเพศที่บีบบังคับ. จดหมายเหตุเกี่ยวกับพฤติกรรมทางเพศ, 47, 1323-1325.
โกลา, M., วรเดชา, M., เซสคูส, G., ลิว-Starowicz, M., คอซซอฟสกี้, B., ไวพิช, M., (2017a). สื่อลามกสามารถเสพติดได้หรือไม่ การศึกษา fMRI ของผู้ชายที่แสวงหาการรักษาเพื่อใช้สื่อลามกที่เป็นปัญหา. Neuropsychopharmacology, 42, 2021-2031.
โกลา, M., Skorko, M., โกวาลิวสกา, E., โคว็อดซีจ, A., Sikora, M., วอดิค, M., (2017b). การดัดแปลงแบบทดสอบคัดกรองการเสพติดทางเพศของโปแลนด์ - แก้ไข (SAST-PL-M). จิตเวชโปแลนด์, 51(1) 95-115. https://doi.org/10.12740/PP/OnlineFirst/61414.
ให้, JE, เหยี่ยว, M., Fineberg, NA, กระหม่อม, LF, Matsunaga, H., วีล, D., (2014). ความผิดปกติในการควบคุมแรงกระตุ้นและ "การเสพติดพฤติกรรม" ใน ICD-11. จิตเวชศาสตร์โลก, 13, 125.
กรับส์, JB, & โกลา, M. (2019). การใช้สื่อลามกเกี่ยวข้องกับการแข็งตัวของอวัยวะเพศหรือไม่? ผลลัพธ์จากการวิเคราะห์เส้นโค้งการเติบโตแบบตัดขวางและแฝง. วารสารการแพทย์ทางเพศ, 16(1), 111-125.
กรับส์, JB, ให้, JT, & เองเกลแมน, J. (2019a). การระบุตัวตนว่าเป็นผู้เสพติดสื่อลามก: การตรวจสอบบทบาทของการใช้สื่อลามกศาสนาและความไม่ลงรอยกันทางศีลธรรม. การเสพติดทางเพศและการบีบบังคับ, 25, 269-292.
กรับส์, JB, Kraus, SW, & น้ำเพริ, SL (2019b). การเสพติดรายงานลามกด้วยตนเองในตัวอย่างตัวแทนระดับประเทศ: บทบาทของนิสัยการใช้ศาสนาและความไม่ลงรอยกันทางศีลธรรม. วารสารพฤติกรรมการเสพติด, 8, 88-93.
กรับส์, JB, Kraus, SW, น้ำเพริ, SL, ลิวชุก, K., & โกลา, M. (2020). ความไม่สอดคล้องกันทางจริยธรรมและพฤติกรรมทางเพศที่บังคับ: ผลลัพธ์จากการมีปฏิสัมพันธ์ระหว่างภาคตัดขวางและการวิเคราะห์เส้นโค้งการเติบโตแบบคู่ขนาน. วารสารจิตวิทยาผิดปกติ, 129, 266-278.
กรับส์, JB, & น้ำเพริ, SL (2019). ความไม่สอดคล้องกันทางศีลธรรมและการใช้สื่อลามก: การทบทวนและบูรณาการที่สำคัญ. วารสารวิจัยทางเพศสัมพันธ์, 56, 29-37.
กรับส์, JB, น้ำเพริ, SL, ร่วงโรย, JA, & เรด, RC (2019c). ปัญหาภาพอนาจารเนื่องจากความไม่ลงรอยกันทางศีลธรรม: โมเดลเชิงบูรณาการที่มีการทบทวนอย่างเป็นระบบและการวิเคราะห์อภิมาน. จดหมายเหตุเกี่ยวกับพฤติกรรมทางเพศ, 48, 397-415.
กรับส์, JB, เซสซัม, J., ล้อ, DM, & Volk, F. (2010). สื่อลามกอนาจารใช้พื้นที่โฆษณา: การพัฒนาเครื่องมือประเมินใหม่. การเสพติดทางเพศและการบีบบังคับ, 17, 106-126.
กรับส์, JB, Volk, F., Exline, JJ, & Pargament, KI (2015). การใช้สื่อลามกทางอินเทอร์เน็ต: การรับรู้การเสพติดความทุกข์ทางจิตใจและการตรวจสอบความถูกต้องของมาตรการสั้น ๆ. วารสาร Sex Martial Therapy, 41, 83-106.
กรับส์, JB, วอร์มเก้, B., โทซิ, J., เจมส์, AS, & แคมป์เบล, WK (2019d). ความยิ่งใหญ่ทางศีลธรรมในวาทกรรมสาธารณะ: แรงจูงใจในการแสวงหาสถานะเป็นกลไกอธิบายที่อาจเกิดขึ้นในการทำนายความขัดแย้ง. PloS One, 14(10), e0223749.
กรับส์, JB, ร่วงโรย, JA, Exline, JJ, & Pargament, KI (2018a). การคาดคะเนสื่อลามกใช้เมื่อเวลาผ่านไป: "การเสพติด" ที่รายงานด้วยตนเองมีความสำคัญหรือไม่? พฤติกรรมเสพติด, 82, 57-64.
กรับส์, JB, ร่วงโรย, JA, Exline, JJ, Pargament, KI, & Kraus, SW (2018b). การไม่ยอมรับทางศีลธรรมและการรับรู้การเสพติดสื่อลามกทางอินเทอร์เน็ต: การตรวจสอบระยะยาว. ติดยาเสพติด, 113, 496-506.
โฮลาส, P., เดรป, M., โกวาลิวสกา, E., ลิวชุก, K., & โกลา, M. (2020). การทดลองป้องกันการกำเริบของโรคโดยใช้สติสำหรับความผิดปกติของพฤติกรรมทางเพศที่บีบบังคับ. PsyArchiv.
เจมส์, LM, ปัจจุบัน, ขอบคุณ, & เลสเคลา, J. (2014). พฤติกรรมเสี่ยงและความหุนหันพลันแล่นในหมู่ทหารผ่านศึกที่มีและไม่มี PTSD และ TBI ที่ไม่รุนแรง. การแพทย์ทางทหาร, 179, 357-363.
Kafka, MP (2010). ความผิดปกติของ Hypersexual: การวินิจฉัยที่เสนอสำหรับ DSM-V. จดหมายเหตุเกี่ยวกับพฤติกรรมทางเพศ, 39, 377-400.
ซีส์, ไฟฟ้ากระแสสลับ, รอย, WB, & นกนางแอ่น, CE (2003). พฤติกรรมทางเพศในมนุษย์เพศชาย พ.ศ. 1948. วารสารสาธารณสุขอเมริกา, 93(6) 894-898. https://doi.org/10.2105/AJPH.93.6.894.
ก, A., โฟเกล, Y., เรด, RC, & Potenza, มินนิโซตา (2013). ความผิดปกติของ hypersexual ควรจัดเป็นติดยาเสพติด? การเสพติดทางเพศและการบีบบังคับ, 20, 27-47.
ก, A., ศิลชา - มโน, S., โฟเกล, ย, มิคูลินเซอร์, M., เรด, RC, & Potenza, มินนิโซตา (2014). การพัฒนาไซโครเมตริกของมาตราส่วนการใช้สื่อลามกที่มีปัญหา. พฤติกรรมเสพติด, 39, 861-868.
โกวาลิวสกา, E., Kraus, SW, ลิว-Starowicz, M., Gustavsson, K., & โกลา, M. (2019). มิติใดของเรื่องเพศของมนุษย์ที่เกี่ยวข้องกับความผิดปกติของพฤติกรรมทางเพศ (CSBD) ศึกษาโดยใช้แบบสอบถามเรื่องเพศหลายมิติกับกลุ่มตัวอย่างชายชาวโปแลนด์. วารสารการแพทย์ทางเพศ, 16, 1264-1273.
Kraus, SW, ครูเกอร์, RB, Briken, P., ชื่อจริง, MB, เหยือกเบียร์, ดีเจ, Kaplan, MS, (2018). พฤติกรรมทางเพศที่บีบบังคับใน ICD-11. จิตเวชศาสตร์โลก, 17, 109-110.
Kraus, SW, มาร์ติโน, S., & Potenza, มินนิโซตา (2016a). ลักษณะทางคลินิกของผู้ชายที่สนใจหาวิธีรักษาเพื่อใช้สื่อลามก. วารสารพฤติกรรมการเสพติด, 5, 169-178.
Kraus, SW, มาร์ติโน, S., Potenza, มินนิโซตา, สวนสาธารณะ, C., Merrell, JD, & ฮอฟฟ์, RA (2017). การตรวจสอบพฤติกรรมทางเพศที่บีบบังคับและโรคจิตในกลุ่มตัวอย่างของทหารผ่านศึกทหารสหรัฐฯชายและหญิงหลังการปรับใช้. จิตวิทยาการทหาร, 29, 143-156.
Kraus, SW, เมชเบิร์ก - โคเฮน, S., มาร์ติโน, S., Quinones, LJ, & Potenza, มินนิโซตา (2015a). การรักษาการใช้สื่อลามกอนาจารร่วมกับ naltrexone: รายงานผู้ป่วย. วารสารจิตเวชอเมริกัน, 172, 1260-1261.
Kraus, SW, Potenza, มินนิโซตา, มาร์ติโน, S., & ให้, JE (2015b). การตรวจสอบคุณสมบัติไซโครเมตริกของ Yale-Brown Obsessive-Compulsive Scale ในกลุ่มตัวอย่างของผู้ใช้สื่อลามกที่บังคับ. จิตเวชศาสตร์, 59, 117-122.
Kraus, S., & โรเซนเบิร์ก, H. (2014). แบบสอบถามความอยากสื่อลามก: คุณสมบัติไซโครเมตริก. จดหมายเหตุเกี่ยวกับพฤติกรรมทางเพศ, 43, 451-462.
Kraus, SW, & สวีนีย์, PJ (2019). การกดปุ่มเป้าหมาย: ข้อควรพิจารณาในการวินิจฉัยแยกโรคเมื่อปฏิบัติต่อบุคคลที่มีปัญหาในการใช้สื่อลามก. จดหมายเหตุเกี่ยวกับพฤติกรรมทางเพศ, 48, 431-435.
Kraus, SW, Voon, V., & Potenza, มินนิโซตา (2016b). พฤติกรรมทางเพศที่บีบบังคับควรได้รับการพิจารณาว่าเป็นการเสพติด? ติดยาเสพติด, 111, 2097-2106.
เลซิเออร์, ทรัพยากรบุคคล, & ดอกไม้, SB (1987). หน้าจอการพนัน South Oaks (SOGS): เครื่องมือใหม่สำหรับการระบุตัวตนของนักพนันทางพยาธิวิทยา. วารสารจิตเวชอเมริกัน, 144, 1184-1188.
ลิวชุก, K., สมิด, J., Skorko, M., & โกลา, M. (2017). การรักษาที่แสวงหาการใช้สื่อลามกที่เป็นปัญหาในหมู่สตรี. วารสารพฤติกรรมการเสพติด, 6, 445-456.
ลิตแมน, L., โรบินสัน, J., & แอบเบอร์บอค, T. (2017). TurkPrime com: แพลตฟอร์มการรวบรวมข้อมูลแบบคราวด์ซอร์สที่หลากหลายสำหรับวิทยาศาสตร์พฤติกรรม. วิธีการวิจัยพฤติกรรม, 49(2), 433-442.
ลีนัม, D., Smith, G., ไวท์ไซด์, S., & ไซเดอร์, M. (2006). The UPPS-P: การประเมินเส้นทางบุคลิกภาพห้าเส้นทางสู่พฤติกรรมหุนหันพลันแล่น. เวสต์ลาฟาแยต.
เก็บเกี่ยว, J., Potenza, มินนิโซตา, ปัด, SD, ฮอฟฟ์, RA, สวนสาธารณะ, CL, & Kraus, SW (2019). จิตพยาธิวิทยาและภาวะ hypersexuality ของทหารผ่านศึกที่มีและไม่มีประวัติของความผิดปกติจากการใช้แอลกอฮอล์. วารสารอเมริกันเกี่ยวกับการเสพติด, 28, 398-404.
แคบ, เรา, คล๊าร์ค, DE, คุราโมโตะ, SJ, เครเม่, HC, ทองแดง, ดีเจ, Greiner, L., (2013). การทดลองภาคสนาม DSM-5 ในสหรัฐอเมริกาและแคนาดาส่วนที่ 5: การพัฒนาและการทดสอบความน่าเชื่อถือของการประเมินอาการตัดขวางสำหรับ DSM-XNUMX. วารสารจิตเวชอเมริกัน, 170, 71-82.
นูร์, SW, ร็อส, BS, & เอริก, ดีเจ (2014). มาตราส่วนสั้น ๆ ในการวัดการบริโภคสื่อที่มีปัญหาทางเพศอย่างโจ่งแจ้ง: คุณสมบัติทางจิตของสเกลการบริโภคสื่อลามกเชิงบังคับ (CPC) ในกลุ่มผู้ชายที่มีเพศสัมพันธ์กับผู้ชาย. การเสพติดทางเพศและการบีบบังคับ, 21, 240-261.
ป๊อปปี้, R. (2014). Znaczenie impulsywności dla stopnia zaangażowaniamłodychmężczyzn w picie alkoholu. โรคพิษสุราเรื้อรังและยาเสพติด, 27, 31-54.
เรด, RC, ช่างไม้, BN, ตะขอ, JN, การอส, S., แมนนิ่ง, JC, กิลลิแลนด์, R., (2012). รายงานการค้นพบในการทดลองภาคสนาม DSM ‐ 5 สำหรับโรค hypersexual. วารสารการแพทย์ทางเพศ, 9, 2868-2877.
เรด, RC, การอส, S., & ช่างไม้, BN (2011a). ความน่าเชื่อถือความถูกต้องและการพัฒนาไซโครเมทริกของรายการพฤติกรรมไฮเปอร์เพศในกลุ่มตัวอย่างผู้ป่วยนอกของผู้ชาย. การเสพติดทางเพศและการบีบบังคับ, 18, 30-51. https://doi.org/10.1080/10720162.2011.555709.
เรด, RC, Li, DS, กิลลิแลนด์, R., เหยือกเบียร์, JA, & Fong, T. (2011b). ความน่าเชื่อถือความถูกต้องและการพัฒนาไซโครเมทริกของรายการการบริโภคสื่อลามกในตัวอย่างของชายที่มีเพศสัมพันธ์. วารสาร Sex & Marital Therapy, 37, 359-385.
โรเซนเบิร์ก, H., & Kraus, S. (2014). ความสัมพันธ์ของ“ สิ่งที่แนบมาด้วยความหลงใหล” สำหรับสื่อลามกกับความต้องการทางเพศความถี่ในการใช้งานและความต้องการสื่อลามก. พฤติกรรมเสพติด, 39, 1012-1017.
รอสเซล, Y. (2011). Lavaan: แพ็คเกจ R สำหรับการสร้างแบบจำลองสมการโครงสร้างและเวอร์ชันอื่น ๆ 0.4-9 (BETA). วารสารซอฟต์แวร์ทางสถิติ, 48(2), 1-36.
แซนเดอ, JB, อาสแลนด์, OG, บาบอร์, TF, เดอลาฟูเอนเต, จูเนียร์, & ให้, M. (1993). การพัฒนาการทดสอบการระบุความผิดปกติของการใช้แอลกอฮอล์ (AUDIT): โครงการความร่วมมือของ WHO ในการตรวจหาบุคคลที่มีการบริโภคแอลกอฮอล์ที่เป็นอันตรายในระยะแรก ‐ II. ติดยาเสพติด, 88, 791-804.
สแกนวิโน, ม. ง. ต., เวนทูแนก, A., abdo, CHN, ทาวาเรส, H., Amaral, MLSA ง., เมส, B., (2013). พฤติกรรมทางเพศที่บีบบังคับและโรคจิตในชายที่แสวงหาการรักษาในเซาเปาโลประเทศบราซิล. จิตเวชศาสตร์วิจัย, 209, 518-524.
ชนีไวส์, H., & Mathes, H. (1995). การวิเคราะห์ปัจจัยและองค์ประกอบหลัก. วารสารการวิเคราะห์หลายตัวแปร, 55, 105-124.
สโกกลิโอ, AA, ปัด, SD, ฮอฟฟ์, RA, Potenza, มินนิโซตา, มาซูเร, CM, สวนสาธารณะ, CL, (2017). ปัจจัยเสี่ยงเฉพาะเพศสำหรับจิตพยาธิวิทยาและลดการทำงานในกลุ่มตัวอย่างทหารผ่านศึกหลัง 9/11. วารสารความรุนแรงในความสัมพันธ์ระหว่างบุคคล. อี - ผับ.
Smith, PH, Potenza, มินนิโซตา, มาซูเร, CM, แมค, SA, สวนสาธารณะ, CL, & ฮอฟฟ์, RA (2014). พฤติกรรมทางเพศที่บีบบังคับในหมู่ทหารเกณฑ์: ความชุกและปัจจัยทางคลินิกที่เกี่ยวข้อง. วารสารพฤติกรรมการเสพติด, 3, 214-222.
Štulhofer, A., รอน, S., & จุรินทร์, T. (2016a). ความต้องการทางเพศสูงมีความเสี่ยงต่อความสัมพันธ์ของผู้หญิงและความเป็นอยู่ที่ดีทางเพศหรือไม่?. วารสารวิจัยทางเพศสัมพันธ์, 53, 882-891.
Štulhofer, A., จุรินทร์, T., & Briken, P. (2016b). ความต้องการทางเพศที่สูงเป็นแง่ของเพศชายหรือไม่? ผลลัพธ์จากการศึกษาออนไลน์. วารสาร Sex & Marital Therapy, 42, 665-680.
ผ้าโพกศีรษะ, JL, Potenza, มินนิโซตา, ฮอฟฟ์, RA, มาร์ติโน, S., & Kraus, SW (2017). ความผิดปกติทางจิตเวชความคิดฆ่าตัวตายและการติดเชื้อทางเพศสัมพันธ์ในกลุ่มทหารผ่านศึกหลังการติดตั้งที่ใช้สื่อสังคมออนไลน์เพื่อแสวงหาคู่นอน. พฤติกรรมเสพติด, 66, 96-100.
ผ้าโพกศีรษะ, JL, ปัด, SD, Potenza, มินนิโซตา, ฮอฟฟ์, RA, & Kraus, SW (2020). การโพสต์ภาพหรือวิดีโอที่มีความโจ่งแจ้งทางเพศของตนเองทางออนไลน์เกี่ยวข้องกับความหุนหันพลันแล่นและการมีเพศสัมพันธ์อย่างรวดเร็ว แต่ไม่ใช่มาตรการทางจิตพยาธิวิทยาในตัวอย่างทหารผ่านศึกสหรัฐฯ. วารสารการแพทย์ทางเพศ, 17, 163-167.
วรเดชา, M., วิลค์, M., โกวาลิวสกา, E., Skorko, M., วาพินสกี, A., & โกลา, M. (2018). “ การมีภาพลามกอนาจาร” เป็นลักษณะสำคัญของผู้ชายที่กำลังมองหาการรักษาพฤติกรรมทางเพศซึ่งต้องกระทำ: การประเมินไดอารี่ประจำสัปดาห์เชิงคุณภาพและเชิงปริมาณ 10. วารสารพฤติกรรมการเสพติด, 7, 433-444.
องค์กร World Heatlh (2018). ICD-11 สำหรับสถิติการเสียชีวิตและการเจ็บป่วย. สืบค้นเมื่อ 20 มีนาคม 2020 จาก: https://icd.who.int/browse11/l-m/en.
ไรท์, PJ (2013). ผู้ชายและสื่อลามกของสหรัฐฯ พ.ศ. 1973-2010: การบริโภคตัวทำนายความสัมพันธ์. วารสารวิจัยทางเพศสัมพันธ์, 50, 60-71.
;
