评论:系列研究为成瘾模型提供了支持。 结论:
强迫症在使用互联网寻找性伴侣的个人中导致性上瘾。 冲动性和有问题的在线性行为促进了性成瘾的评分。 这些研究支持以下观点:性成瘾属于冲动-强迫量表,可以归类为行为成瘾。
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行为上瘾杂志
作者:Gal Levi 1,Chen Cohen 1,Sigal Kaliche 1,Sagit Sharaabi 1,Koby Cohen 1,Dana Tzur-Bitan 1和Aviv Weinstein 1
作者: https://doi.org/10.1556/2006.2020.00007
抽象
背景和目的
强迫性行为的特征是广泛的性行为和控制过度性行为的努力失败。 研究的目的是调查使用互联网寻找性伴侣和使用在线色情制品的成年男性和女性的强迫性,焦虑和抑郁,冲动和有问题的在线性活动。
方法
研究1-177名参与者,包括143名女性M = 32.79岁(SD = 9.52)和32名男性M = 30.18岁(SD = 10.79)。 性成瘾筛查测试(SAST),耶鲁-布朗强迫症量表(Y-BOCS),斯皮尔伯格特质状态焦虑量表(STAI-T STAI-S)和贝克抑郁量表(BDI)。 研究2-139名参与者,包括98名M = 24岁(SD = 5)和41名M = 25岁(SD = 4)的男性。 冲动问卷(BIS / BAS),有问题的在线性行为(s-IAT-sex)和性成瘾筛查测试(SAST)。
成果
研究1-多元回归分析表明,包含BDI,Y-BOCS和STAI得分的模型对性成瘾率的变化有所贡献,并解释了33.3%的变化。 研究2-多元回归分析表明,BIS / BAS和s-IAT得分助长了性成瘾率的差异,并解释了33%的差异。
讨论和结论
强迫症在使用互联网寻找性伴侣的个人中导致性上瘾。 冲动性和有问题的在线性行为促进了性成瘾的评分。 这些研究支持以下观点:性成瘾属于冲动-强迫量表,可以归类为行为成瘾。
介绍
性成瘾也称为强迫性行为障碍(CSBD),其特征在于广泛的性行为和控制过度性行为的努力失败。 这是一种病理性疾病,具有强迫性,认知性和情感性后果(Karila等,2014; 温斯坦,佐尔克,巴布金,科恩和莱约叶,2015年).
性成瘾有几种定义。 古德曼(1992) 将性成瘾定义为无法抵抗性欲。 至少有以下一种是这种行为的典型表现:定期从事具有性活动的行为,胜过其他活动;在无法进行性活动时有躁动和对此行为的容忍度。 症状应持续一个月,或在很长一段时间后重复出现(Zapf,Greiner和Carroll,2008年). 米克和霍兰德(2006) 将性成瘾定义为强迫性和冲动性行为,而 卡夫卡(2010) 曾将性成瘾定义为性过度,即性行为高于平均水平,其特征是尽管造成了严重的社会和职业后果,仍未能停止性行为。 鉴于性成瘾的几种定义,挑战之一就是要确定什么构成性成瘾。 术语“性欲过剩”是有问题的,因为大多数患者并不认为自己的活动或性欲高于平均水平。 其次,该术语具有误导性,因为强迫性行为是性冲动或性冲动的结果,而不是异常性欲的结果,最后,强迫性行为可能以不同的方式表现出来,不一定符合该定义(霍尔,2011).
《精神障碍诊断和统计手册》(DSM-IV)的第五版考虑了强迫性障碍,但最终拒绝了(APA,2013)。 目前,强迫性行为是强迫症还是成瘾仍是一个有争议的问题。
根据ICD-11, 世界卫生组织(2018) 强迫性行为障碍的特征是持续存在的无法控制强烈的,重复的性冲动的模式,从而导致重复的性行为。 因此,该疾病的症状包括重复性行为,尽管不努力减少重复性冲动和行为,但重复性行为会引起严重的精神困扰,并最终损害个人的身心健康。
性成瘾在许多方面对个人有害,并且会影响朋友,家人和生活满意度(Zapf,Greiner和Carroll,2008年)。 强迫性行为障碍(CSBD)的人会使用各种性行为,包括在互联网上过度使用色情,聊天室和网络性行为(罗森伯格,卡恩斯和奥康纳,2014年; 温斯坦等人,2015年)。 CSBD是一种具有强迫,认知和情感特征的病理行为(Fattore,Melis,Fadda和Fratta,2014年)。 强迫性因素包括寻找新的性伴侣,频繁发生性接触,强迫性手淫,定期使用色情内容,无保护的性爱,自我效能低下以及使用毒品。 认知情感部分包括对性的迷恋思想,内感,避免不愉快的思想,孤独,自尊心低落,对性活动的羞耻和保密,对性活动的持续性进行合理化,对匿名性的偏爱以及缺乏性行为控制生活的各个方面(温斯坦等人,2015年).
CSBD和其他成瘾的共同发生表明,这些疾病共享病因机制,例如神经生物学和心理社会因素(例如,人格特质,认知缺陷或偏见)(古德曼,2008). Carnes,Murray和Charpentier(2005) 据报道,在1,603名患有CSBD的样本中,大多数人终生盛行其他成瘾和虐待行为,例如药物滥用,赌博或饮食失调。 一项针对病理赌徒的研究发现,他们的样本中有19.6%也符合强迫性行为(CSB)的标准(格兰特和斯坦伯格,2005年)。 符合两种疾病标准的大多数人都报告说,CSBD早于他们的赌博问题。
与其他行为成瘾一样,CSBD属于强迫行为和冲动行为(格兰特(Grant),波坦察(Potenza),温斯坦(Weinstein)和戈列里克(Gorelick),2010年; 雷蒙德等。 2003) 他们提出了强迫性行为(CSB)的概念,并认为它类似于强迫症。 米克和霍兰德(2006) 已经强调了CSBD与OCD合并症的重要性,并建议使用选择性XNUMX-羟色胺再摄取抑制剂(SSRI)以及对该疾病的认知行为进行治疗。 有进一步的证据表明CSBD与焦虑和抑郁症并存(班克罗夫特&乌卡迪诺维奇,2004; Klontz,Garos和Klontz,2005年; Weiss,2004)。 最近的一项研究在一个大型社区样本中调查了冲动性和强迫性在CSBD中的作用(贝瑟,库斯,托斯-基拉利,奥罗斯和德梅特罗维奇2019a,b)。 他们发现,冲动性和强迫性分别与男性和女性使用有问题的色情内容有微弱的关系。 此外,冲动与性欲之间的关系比男女之间的强迫性要强。 作者根据他们的研究结果认为,冲动性和强迫性可能不会对有问题的色情使用产生实质性的贡献,但是冲动性行为可能比性行为不当的色情使用在性欲方面起更主要的作用。 进一步的研究估计了大部分OCD患者中CSBD的患病率(Fuss,Briken,Stein和Lochner,2019年)。 研究表明,目前患有强迫症的患者一生中CSBD的患病率为5.6%,男性明显高于女性。 强迫症中的CSBD更有可能与其他情绪,强迫症和冲动控制性疾病并存,但并非与因吸毒或成瘾行为引起的疾病并存。 这一发现支持将CSBD概念化为强迫症。
鉴于将CSBD归类为行为成瘾或强迫症的争议,研究CSBD与强迫症的合并症,抑郁症和焦虑症的人变得很重要,这些人使用互联网流行的媒体来获取性伴侣。 最近,越来越多地将智能手机上的互联网约会应用用于性目的,即作为获取性伴侣的平台(Zlot,Goldstein,Cohen和Weinstein,2018年)。 我们在先前的研究中已经表明,在那些使用约会应用程序获得性伴侣的人中,社交焦虑而不是寻求刺激或性别是影响使用互联网约会应用程序获取性伴侣的主要因素(Zlot等人,2018)。 此外,我们调查了该人群中成瘾行为特征的冲动性和有问题的在线色情影像,以评估CSBD是否可以被视为行为成瘾。
第一项研究的目的是检验在使用互联网寻找性伴侣的人群中,强迫症,抑郁症和一般性焦虑(状态或特质)是否会导致CSBD评分的差异。 根据以前的研究(班克罗夫特&乌卡迪诺维奇,2004; Bőthe等人,2019a,b; 米克和霍兰德,2006年; Klontz,Garos和Klontz,2005年; Weiss,2004)假设强迫性焦虑和抑郁会与CSBD的测量值呈正相关,且影响大小会很大。 第二项研究的目的是检查冲动性,色情软件在网上的使用是否成问题是否会导致CSBD的差异。 根据以前的研究(Bőthe等人,2019a,b; Fattore,Melis,Fadda和Fratta,2014年; 克劳斯,马蒂诺和波坦察2016; 罗森伯格,卡恩斯和奥康纳,2014年; Weinstein等,2015)据推测,冲动性和有问题的在线性行为与CSBD的测量值呈正相关,且影响量较大。 最后,由 Stack,Wasserman和Kern(2004) 是,与传统社会关系最密切的人比其他人不太可能使用有问题的在线性行为。 因此,与已婚夫妇相比,单身人士有望更多地参与有问题的在线性活动和强迫性行为。 因此,假设在有问题的在线性行为和CSBD方面,单身参与者的得分要比已婚参与者更高。
研究1
方法
参与者成员
该研究招募了一百七十五名平均年龄为33.3岁(SD = 9.78)的参与者。 纳入标准为20-65岁的男性和女性,他们定期专门使用互联网寻找性伴侣。 样本中有143位女性(占82%)和32位男性(占18%)。 女性的平均年龄为33.89岁(SD = 9.52),男性的平均年龄为30.52岁(SD = 10.79)。 当前样本的大部分具有学术或同等学历(70.2%),其余样本至少有12年的学习时间。 此外,一小部分参与者失业(9%),大多数参与者从事兼职工作(65%)或全职工作(26%)。 大部分样本已婚(45%),有些是单身(25%)或有伴侣(20%)。 大部分样本居住在城市(82%),少数居住在农村(18%)。 参加者未因参加研究而获得经济补偿。
措施
人口统计调查问卷
人口统计调查表包括有关性别,年龄,婚姻状况,生活类型,宗教,教育,就业的项目。
斯皮尔伯格特质和状态焦虑量表(STAI)
STAI(Spielberger,Gorsuch,Lushene,Vagg和Jacobs 1983)有40个项目,其中20个特质焦虑和20个州焦虑项目。 利克特量表的分数从1(完全不)到4(非常同意)。 问卷已通过Cronbach内部平均一致性检验 α 对于Spielberger State = 0.83 α = Spielberger特性的0.88(Spielberger等,1983)。 在我们的研究中,STAI-s问卷的Cronbach内部一致性为 α = 0.95,STAI-t问卷的内部信度为Cronbach's α = 0.93。
贝克抑郁量表(BDI)
BDI(Beck等人,1988)是一种自我报告的清单,用于衡量抑郁症的典型态度和症状(贝克·沃德和孟德尔森,1961年)。 清单包括21个项目,每个项目的评分范围为0到4,并通过对这些项目求和来计算总分。 BDI表现出很高的内部一致性,而Cronbach内部一致性为 α 分别为0.86和0.81(精神病患者和非精神病患者)(Beck等人,1988)。 在这项研究中,BDI的Cronbach内部一致性为 α = 0.87。
耶鲁-布朗强迫症量表(YBOCS-)
YBOCS(Goodman等人,1989年)在李克特量表上有10个项目,范围从1“完全控制”到5“无控制”。 问卷已通过Cronbach内部平均一致性检验 α = 0.89(Goodman等人,1989年)。 在我们的研究中,问卷的Cronbach内部一致性为 α = 0.9。
性成瘾筛查测试(SAST)(Carnes,1991)
SAST(Carnes,1991)是性瘾的25项措施。 SAST上的项目是二分式的,对项目的认可会导致总分增加一分。 得分高于13表示存在性欲亢进,SAST总得分达到95或更高表示性成瘾的真实阳性率达到5%(即,错误地将某人识别为性瘾者的机率不超过XNUMX%)(Carnes,1991)。 该问卷已通过验证 胡克,胡克,戴维斯,沃辛顿和彭伯西(2010) 显示克朗巴赫的 α 一致性为0.85-0.95。 在我们的研究中,有克朗巴赫 α 为0.80。 SAST未经过验证可提供任何分类数据,并且已被用作连续变量,但未用于对性上瘾者进行分类。 问卷使用希伯来语,并且在先前的研究中得到了验证。
程序
问卷在社交网络和专门用于约会和性行为的论坛(“ Tinder”,“ okcupid”,“ gdate”,“ gflix”等)上在线进行广告宣传。 与会者在互联网上回答了问卷。 参与者被告知,该研究调查了性成瘾,并且出于研究目的,调查表将保持匿名。
统计和数据分析
结果分析是在社会科学统计软件包(SPSS)(美国纽约州阿蒙克,IBM公司)上进行的。
为了探索样本特征,对成瘾率进行了初步分析。 性成瘾措施通常不在一般人群中分配; 因此,对性别成瘾变量(偏度值(S = 0.04,SE = 0.18)和峰度(K = -0.41,SE = 0.37)表示正态分布。 由于转换后的度量和原始度量的结果相同,因此报告了原始数据的结果。 之后,对整个样本中的强迫症,抑郁症和焦虑症之间以及男性和女性分别进行简单相关性的进一步分析。 最后,使用多元回归分析来衡量强迫症,抑郁症和焦虑症对性成瘾评分方差的贡献。 在Bonferroni校正后,报告了回归模型的重要结果(P <0.0125)。 使用公式计算Bonneferoni校正 α严重= 1-(1- α改变)k。 规模效应 F 是使用科恩公式计算的 F 效果大小的平方= R 平方/ 1−R 平方。
伦理
该研究得到大学机构审查委员会(IRB,赫尔辛基委员会)的批准。 所有参与者都签署了知情同意书。
成果
样本特征
性成瘾问卷的得分表明,可以按照以下标准对49名参与者(11名男性和38名女性)进行性成瘾分类,将126名参与者分类为非性成瘾。 卡内斯(1991) (SAST分数> 6)。 男性比女性更容易上瘾[t (1,171)= 2.71, P = 0.007,科恩 d = 0.53; 表明根据Cohen的标准(小,中,大)性别对成瘾的影响很大]。 此外,男性表现出比女性更多的强迫症症状[t (1,171)= 4.49, P <0.001,科恩 d = 0.85; 表明根据Cohen的标准,性别对OCD症状有很大影响]。 男性表现出的焦虑状态没有女性高 t(1,171)= 1.26, P = 0.22。 男性也没有表现出比女性更高的性格焦虑量度 t(1,171)= -0.79, P = 0.43,男女之间的抑郁无差异 t(1,171)= 1.12, P = 0.26(见 表1).
表1。研究1 –男性和女性参与者的问卷调查评分 M (SD)
男性(n 30 =) | 女性(n 145 =) | 总计(n 175 =) | |
SAST | 31.53(5.64) | 29.45(3.4) | 4.93(3.94) |
BO宝 | 20.6(10) | 14.69(5.55) | 15.70(6.87) |
BDI | 33.8(13.68) | 31.56(9.24) | 31.76(10.39) |
斯泰 | 35.2(12.93) | 37.36(14.93) | 36.18(13.36) |
施泰 | 35.8(15.21) | 38.53(14) | 36.63(14.56) |
缩写:SAST-性成瘾筛查测试; YBOCS-耶鲁-布朗强迫症量表; BDI-贝克抑郁量表; STAI-S / T- Spielberger特质和状态焦虑量表。
抑郁症,焦虑症和强迫症与性成瘾之间的关系
初步的皮尔逊相关性测试表明,抑郁,特质和状态焦虑,强迫症和性成瘾评分之间存在正相关(请参阅 表2),并且分别在男性或女性中观察到了这些相关性。
表2。研究1 –皮尔逊 r 所有参与者中所有问卷的相关性(n 175 =)
因素 | M (SD) | SAST | BO宝 | BDI | 斯泰 | 施泰 |
1.先天 | 4.93(3.94) | |||||
2.YBOCS | 15.70(6.87) | 0.54 *** | ||||
3。 BDI | 31.76(10.39) | 0.39 *** | 0.52 *** | |||
4. 斯泰-S | 36.18(13.36) | 0.45 *** | 0.57 *** | 0.83 *** | ||
5. STAI-T | 36.63(14.56) | 0.42 *** | 0.52 *** | 0.80 *** | 0.88 *** |
缩写:SAST-性成瘾筛查测试; YBOCS-耶鲁-布朗强迫症量表; BDI-贝克抑郁量表; STAI-S / T- Spielberger特质和状态焦虑量表。
***P <0.01。
多元回归分析表明,包含性别(β = -0.06, P = 0.34),Y-BOCS(β = 0.42, P <0.001),BDI(β = -0.06; P = 0.7)和STAI特性(β = 0.18, P = 0.22)和STAI状态(β = 0.07, P = 0.6)的得分显着影响了性成瘾评分的差异[F (4,174)= 21.43, P <0.001, R2 = 0.33,科恩 f = 0.42],并且已经解释了这些评分的33.3%的方差。 但是,只有Y-BOCS分数可以显着预测性成瘾。 公差的统计参数范围在0.3到0.89之间,VIF测量器的范围在1.1到3之间,并且它们已经表示出适当的共线性。 看到 表3 用于回归分析。 为了探讨性别对强迫症和性成瘾等级之间关系的调节作用,我们进行了进一步的分析,结果表明性别对强迫症和性成瘾之间的关系没有调节作用(β = 0.12, P = 0.41; β = 0.17, P 0.25)。
表3。研究1 –强迫症,抑郁和焦虑等级对所有参与者性成瘾评分的影响线性回归(n 175 =)
变量 | B | SE | 偏相关 | β |
BO宝 | 0.24 | 0.04 | 0.36 | 0.42 *** |
BDI | - 0.23 | 0.04 | - 0.03 | - 0.06 |
斯泰 | 0.05 | 0.04 | 0.04 | 0.194 |
施泰 | 0.02 | 0.03 | 0.1 | 0.08 |
F(4,174)= 21.43 ***; R2 = 0.33 |
缩写:SAST-性成瘾筛查测试; YBOCS-耶鲁-布朗强迫症量表; BDI-贝克抑郁量表; STAI-S / T- Spielberger特质和状态焦虑量表。
P <0.001 ***。
总之,结果表明,男性,女性的抑郁,特质和状态焦虑,强迫症和性成瘾评分之间呈正相关。 其次,回归分析表明,强迫得分对性成瘾率的变化有贡献,他们解释了33.3%的变化。
研究2
方法
参与者成员
该研究招募了一百三十九名平均年龄为24.75岁(SD = 0.33)的参与者。 纳入标准为20-65岁的男性和女性,他们定期使用互联网进行性活动。 有98位女性(71%)和41位男性(29%)。 女性的平均年龄为24岁(SD = 5),男性的平均年龄为25岁(SD = 4)。 当前样本的大部分具有学术或同等学历(29%),其余样本(71%)具有至少12年的学习时间。 此外,一小部分参与者失业(2%),学生(11%),大部分参与者从事兼职工作(16%)或全职工作(71%)。 大部分样本是单身(73.7%)或已婚或有伴侣(26.3%)。
措施
人口统计调查问卷
一份人口统计调查表包括有关性别,年龄,婚姻状况,生活类型,宗教,教育,就业的项目。 问卷使用希伯来语,并且在先前的研究中得到了验证。
巴拉特冲动量表(BIS / BAS)
BIS / BAS是一种问卷调查表,用于测量由 Patton,Stanford和Baratt(1995)。 问卷共有30项。 Likert量表的分数范围从1“很少/很少”到4“几乎总是/总是”。 问卷已通过Cronbach内部平均一致性检验 α = 0.83。 在我们的研究中,问卷的Cronbach内部一致性为 α = 0.83。
简短的互联网成瘾测试(s-IAT-sex)
s-IAT-sex是一种问卷,用于衡量由 Wéry,Burnay,Karila和Billieux(2015)。 它基于由开发的网络成瘾测试 Pawlikowski,Altstötter-Gleich和Brand(2013) 将“互联网”或“在线”上的项目替换为“在线性活动”和“性网站”。 问卷共有12个项目,每个项目的评分从1(从不)到5(始终)从1到5,并且通过对项目进行求和来计算总分。 问卷已通过 Wéry等。 (2015年) 平均Cronbach内部一致性为 α = 0.90。 在我们的研究中,问卷的Cronbach内部一致性为 α = 0.89。
性成瘾筛查测试(SAST)(Carnes,1991)已通过验证 胡克等。 (2010年) 显示克朗巴赫的 α 为0.85-0.95。 在我们的研究中,有克朗巴赫 α 为0.79。 SAST未经过验证可提供任何分类数据,并且已被用作连续变量,但未用于对性上瘾者进行分类。
程序
问卷在社交网络和使用有问题的在线性行为的个人论坛上在线做广告。 参与者已经在互联网上回答了问卷。 参与者还被告知,该研究调查了性成瘾,并且出于研究目的,调查表将保持匿名。
统计和数据分析
在Windows v.21(IBM Corp. Armonk,NY,美国)的社会科学统计软件包(SPSS)上进行了结果分析。 为了测试正态分布,进行了向性成瘾测量者的LAN转换。 偏度(S = −0.2,SE = 0.2)和峰度(K = -0.81,SE = 0.41)表示正态分布。 由于转换后的度量和原始度量的结果都相同,因此报告了原始数据的结果。
使用皮尔逊卡方检验分析了涉及性别,年龄,婚姻状况,生活类型,教育程度,就业和互联网使用情况的数据。 使用多元回归分析来衡量冲动性和有问题的在线性活动量度对性成瘾评分方差的贡献。 在Bonferroni校正后,报告了回归模型的重要结果(P <0.0125)。 使用公式计算Bonneferoni校正 α严重= 1-(1-α改变)k。 规模效应 F 是使用科恩公式计算的 F 效果大小的平方= R 平方/ 1−R 平方。
伦理
该研究得到大学机构审查委员会(IRB,赫尔辛基委员会)的批准。 所有参与者均已签署知情同意书。
成果
样品特征
性成瘾问卷的得分表明,可以按照以下标准对45名参与者(18名男性和27名女性)进行性成瘾分类,将92名参与者分类为非性成瘾。 卡内斯(1991) (SAST分数> 6)。 男性比女性更容易上瘾[t (1,135)= 2.17, P = 0.01,科恩 d = 0.41]。 男性在“简短互联网成瘾测试”(s-IAT-sex)中的得分也高于女性[t (1,58)= 2.17, P <0.001科恩氏 d = 0.95; 表明根据Cohen的标准,性别对互联网成瘾的影响很大]。 男女之间的冲动(BIS / BAS)得分没有差异t(1,99)= -0.87; P = 0.16)。 看到 表4 在所有参与者中进行问卷调查。
表4。研究2 –男性和女性参与者的问卷调查评分 M (SD)
男性(n 41 =) | 女性(n 98 =) | 总计(n 139 =) | |
SAST | 5.47(3.41) | 4.14(3.2) | 4.53(3.3) |
性爱 | 1.78(0.67) | 1.25(0.51) | 1.4(0.6) |
BIS / BAS | 2(0.28) | 2.07(0.39) | 2.05(0.36) |
缩写:“ s-IAT-sex”-简短的互联网成瘾测试,用于衡量性活动; BIS / BAS- Barratt冲动量表; SAST-性成瘾筛查测试。
s-IAT-sex,BIS / BAS和SAST之间的关联
皮尔逊相关性测试表明,冲动(BIS / BAS),有问题的在线性活动(s-IAT-sex)和性成瘾评分(SAST)之间呈正相关(请参阅 表5).
表5。研究2-所有参与者在所有问卷上的Pearson相关性(n 139 =)
因素 | M (SD) | SAST | 性爱 | BIS / BAS |
SAST | 4.53(3.3) | 1 | ||
性爱 | 1.4(0.6) | 0.53 *** | ||
BIS / BAS | 2.05(0.36) | 0.35 ** | 0.22 * | – |
缩写:“ s-IAT-sex”-简短的互联网成瘾测试,用于衡量性活动; “ BIS / BAS”-Barratt冲动量表; “ SAST”-性成瘾筛查测试。
*P <0.05; **P <0.01。
男性和女性的多元回归分析表明,该模型已将性别(β = -0.01, P = 0.84)s-IAT-性别(β= 0.47, P <0.001),BIS / BAS(β = 0.24, P = 0.001)的得分显着影响了性成瘾评分的差异[F (2,134)= 34.16, P <0.001, R2 = 0.33,科恩 f = 0.42],并且已经解释了这些评分的33%的方差。 公差指数在0.7到0.9之间,VIF测量器在1到1.24之间,并且它们表示适当的共线性。 表6 显示了男性和女性成瘾得分的回归分析。 为了研究性别和其他变量对性成瘾的调节作用,进行了进一步分析,以评估s-IAT-sex×性别(β = 0.06, P = 0.77),以及BIS / BAS×性别(β = 0.5, P = 0.46)在预测性成瘾方面并不显着。
表6。研究2:所有参与者中性别和冲动等级对有问题的在线性行为得分的影响的线性回归(n 139 =)
变量 | B | SE | 偏相关 | β |
性别 | - 0.11 | 0.57 | - 0.17 | - 0.1 |
性爱 | 2.61 | 0.4 | 0.45 | 0.47 *** |
BIS / BAS | 2.17 | 0.65 | 0.28 | 0.24 *** |
F(3,133)= 22.64; [R2 = 0.33 *** |
缩写:“ s-IAT-sex”-简短的互联网成瘾测试,用于衡量性活动; “ BIS / BAS”-Barratt冲动量表; “ SAST”-性成瘾筛查测试。
***P <0.001。
婚姻状况
单身参与者得分更高(M = 1.50,SD = 0.66),比已婚参与者(M s-IAT-性别问卷(= 1.16,SD = 0.30)(t (1,128)= 4.06, P <0.001)。 单身参与者的得分也更高(M = 4.97,SD = 3.38(比已婚参与者(M = 3.31,SD = 2.78)t (1,135)= 2.65, P <0.01)。 最后,单身女性参与者得分更高(M = 1.33,SD = 0.58(比已婚女性参与者(M s-IAT-性别问卷(= 1.08,SD = 0.21)(t (1,92)= 4.06, P 0.003)。
总之,结果表明冲动性,有问题的在线性活动与性成瘾评分之间呈正相关。 其次,回归分析表明,冲动性和有问题的在线性行为得分对性成瘾评分的方差有所贡献,并解释了33%的方差。
讨论
人们对CSBD及其可能包含在《诊断与统计》第五版(DSM-5)中的研究越来越感兴趣(美国精神病学协会,2013)或ICD 11,现在已将其包含为冲动控制障碍(Kraus等,2018)。 由于该主题很重要且与临床相关,因此需要进一步的研究,直到在下一版DSM中将其识别为临床疾病为止。 本研究支持CSBD与强迫症,焦虑症和抑郁症并存的先前发现(Klontz,Garos和Klontz,2005年),尽管这一组患者中只有少数被诊断为强迫症(15% 黑色,2000; 并在 Shapira,Goldsmith,Keck,Khosla和McElroy,2000年)。 对大量强迫症患者的进一步研究(Fuss等,2019)显示,目前患有强迫症和其他情绪合并症,强迫症和冲动控制障碍的患者,CSBD的终生患病率很高。
与其他行为成瘾一样,CSBD属于强迫行为和冲动行为(Grant等人,2010)。 在一般人群中,强迫症(OCD)的患病率为1-3%(Leckman等,2010)。 强迫症的症状通常与强迫性行为有关(Klontz等人,2005年). 雷蒙德等。 (2003年) 是第一个提出强迫性行为(CSB)概念的人,该概念在现象学上类似于强迫症。 CSB的特点是反复出现强烈的性幻想,冲动和性行为,导致严重的障碍。 强迫症是侵入性的,通常与紧张或焦虑有关,因此强迫性行为旨在减轻这种紧张和焦虑。 米克和霍兰德(2006) 他们强调CSB和OCD合并症的重要性,并建议使用选择性2000-羟色胺再摄取抑制剂(SSRIs)进行治疗以及对该疾病的认知行为治疗。 DSM-IV批评这种方法,因为具有强迫性行为的人通常会从这种行为中找到乐趣,并且只有在这种行为有害时,他才会尝试抵制这种行为(美国精神病学协会,422年,第XNUMX页)。 尽管强迫症患者可能对性内容有痴迷的想法,但通常伴随着负面情绪而没有性唤起。 因此,我们希望这些患者在这种情绪下会减少性欲。
有进一步的证据表明CSBD与焦虑和抑郁症并存(Klontz,Garos和Klontz,2005年)。 一项研究发现,在患有CSBD的男性中,这一比例为28%,而在普通人群中,这一比例为12%(Weiss,2004)。 有进一步的证据表明,患有CSBD的人在沮丧或焦虑时对性有过分的兴趣(班克罗夫特&乌卡迪诺维奇,2004)。 大多数同性恋者和异性恋者都报告说在抑郁或焦虑时性欲降低,但少数(15%至25%)报告说性欲增加,而焦虑症多于抑郁。 抑郁症期间性欲的增加可能是需要他人进行个人触摸或欣赏的结果。 那些在抑郁症中对性兴趣降低的人可能会因为自尊心较低而这样做(班克罗夫特&乌卡迪诺维奇,2004)。 进一步的研究表明,CSBD患者中有42–46%患有焦虑症,而33–80%则患有情绪障碍(米克和霍兰德,2006年)。 在一组疗法中接受CSBD治疗的一组患者显示出心理压力,抑郁,强迫症,对性和性唤起的专注,抑郁和焦虑的减轻,并且这些变化在随访6个月后仍然存在(Klontz,Garos和Klontz,2005年).
在这项研究中,抑郁评分对性成瘾的评分没有显着贡献。 由于在某些情况下,抑郁症会降低性欲,在某些情况下会增加性欲(班克罗夫特&乌卡迪诺维奇,2004)抑郁与强迫性行为之间的关系可能由其他因素介导。 由于焦虑对性成瘾的评估有很大贡献,因此抑郁可能是焦虑与CSBD之间的中介因素。
尽管这项研究在女性与男性之间具有独特的比例,但在女性参与者中绝大多数,但对男性和女性进行单独回归分析的结果表明,强迫症,抑郁和焦虑评分对性成瘾评分方差的贡献要高得多在男性中,这解释了40%的方差,而在女性中则为20%,尽管作为一般因素,当同时分析男性和女性时,性别对回归没有贡献,这可能是由于男性数量较少。 这一发现支持了先前的研究,显示了CSBD中的性别差异,特别是在使用色情网站和从事网络性爱方面(Weinstein等,2015)。 另一方面,我们之前使用约会应用程序的研究并未显示性别差异(Zlot等人,2018)。 因此,使用互联网进行在线性行为的个人之间的性别差异问题需要进一步研究。
强迫性行为也伴有精神焦虑症,包括社交焦虑症,心境障碍,注意力缺陷多动障碍(Bijlenga等人,2018年; Bőthe等人,2019a,b; 加西亚和蒂博特,2010年; 米克和霍兰德,2006年; Semaille,2009)影响机能失调(Samenow,2010年)和创伤后应激障碍(Carnes,1991)。 一些研究发现,性成瘾与烦躁不安的情绪或压力大的生活事件相关联或对它们的反应(Raymond,Coleman和Miner,2003年; 里德,2007; 里德和木匠,2009年; 里德(Reid),木匠,史派克曼(Spackman)和威利斯(Willes),2008年).
冲动性,强迫性和CSBD(Wetterneck,Burgess,Short,Smith和Cervantes,2012年)。 互联网使色情内容更易于获取和丰富,这促进了以前没有的性唤起水平(2010年大众; Wetterneck等,2012)。 有人认为CSBD处于脉冲-强迫量表(Grant等人,2010)。 冲动性是指没有计划或未预先考虑的行为,与愉悦,唤醒和满足感相关,它开始了成瘾周期,而强制性则保持了持续性CSBD(Karila等,2014; Wetterneck等,2012).
第二项研究的目的是调查冲动性,有问题的在线性活动与CSBD之间的关联。 冲动和网上有性行为的使用有问题可能是性成瘾的指标,因此,重要的是在使用互联网获得性伴侣的人群中评估性成瘾。 已经确定冲动与网络色情的使用不当有关(Wetterneck等,2012)和CSBD(Karila等,2014; Weinstein,2014; 温斯坦等人,2015年)。 尽管在线色情内容的使用有所增加(Carroll等人,2008; 金士顿等人,2009; 2010年大众; Stack等,2004; Wetterneck等,2012)很少有研究调查此关联(Wetterneck等,2012)。 这项研究的结果表明,在以女性为主的样本中,冲动性和网上色情的使用有问题与CSBD有关。 由于有关CSBD的大多数研究都以男性为参与者,因此这一发现特别新颖,因为它暗示患有CSBD的女性也很冲动。 进化论理论通常期望女性应该具有更大的抑制冲动或有力反应的能力。 有支持性证据表明,女性在测量冲动性的认知任务上表现更好,例如满足感的延迟和主要在童年时期的打折的延迟(参见 温斯坦与丹农(2015) 以供审核)。 可能有很多人使用在线色情内容来避免亲身经历,而这种避免行为会保持这种强迫性和成瘾性的行为(Wetterneck等,2012)。 但是,据报道有矛盾的结果 Bőthe等。 (2019a,b) 表明冲动性和强迫性分别与男性和女性使用有问题的色情内容弱相关。 冲动与性欲之间的关系比男女之间的强迫性要强。 因此,作者认为冲动性和强迫性可能不像某些学者所提议的那样对有问题的色情使用产生实质性的贡献。 另一方面,冲动在性欲亢进中可能比在有问题的色情作品使用中更重要。
当前的文献描述了使用在线色情内容,冲动性和CSBD时的性别差异(Carroll等人,2008; Poulsen等人,2013年; Weinstein等,2015; Zlot等人,2018)。 这项研究表明,在线色情内容和CSBD评分的使用存在此类差异,但冲动性没有差异(与 Wetterneck等。 (2012年))在男性中发现了更高的冲动性。 在现代世界和女权运动的力量不断增强的情况下,女性可能采取传统上被认为是男性特征的策略,例如自信,冒险和冲动。
不出所料,与已婚妇女相比,单身妇女使用在线色情内容的比例更高,CSBD的使用率更高。 在过去几年中,尽管该媒体之间存在性别差异,但女性使用在线色情内容的人数有所增加。 在一项重要的夫妇研究中,男性色情使用与男性和女性的性素质均呈负相关,而女性色情使用与女性的性素质成正相关(Poulsen等人,2013年)。 如果将这种媒体与提高性行为的质量联系起来,似乎妇女认为这种媒体是积极的(德永等人,2017; Vaillancourt-Morel等,2019).
最后,有问题的在线性爱活动通常是秘密进行的,并且是孤立的活动,对家庭成员而言是隐藏的。 因此,与家人,朋友和整个社会的关系薄弱可能会导致男人和女人之间存在问题的在线性行为。 同样,有临床证据表明,由于这种有问题的参与,从事有问题的在线性活动的个人会遭受浪漫关系的破坏,因此,单身人士在CSBD量表上的得分会更高。
限制
两项研究均使用了互联网上的自我评估问卷,因此回答中可能存在不准确的情况。 由于该研究的数据收集在文献中已经找到了更好的量表(蒙哥马利 - 格雷厄姆,2017)。 其次,它们包括较小的样本量,并且样本存在潜在偏差。 在两项研究中,女性人数均超过男性。 在研究1中,已婚或有关系的人比单身者多,而在研究2中,多数是单身(73.7%),少数人已婚或有关系(26.3%)。 在研究1中,兼职工作的比例也存在差异,大多数样本中有兼职工作(65%),而在研究2中,只有16%。 第三,它们是横断面研究,因此无法推断因果关系。 最后,在两项研究中,大多数女性可能影响冲动的等级。
结论
第一项研究表明,强迫症在使用互联网寻找性伴侣的人群中对CSB得分的评分有所贡献。 第二项研究表明,在使用互联网进行性活动的人中,冲动性和对在线性活动的使用有问题导致了CSB得分。 在男性中,使用互联网及其应用程序寻找性伴侣和观看色情制品的行为非常受男性欢迎,但现在我们证明,互联网在女性中也很流行。 未来的研究应检查与使用互联网寻找性伴侣有关的社会和情境因素。 此外,他们应该通过调查同性恋者来检查性取向的强迫性和冲动性。 他们还可以将具有强迫性行为的特定人群进行比较,例如,使用有问题的在线性活动的人群与在现实生活中离线寻求强迫性活动的人群。
资金来源
这项研究是在以色列阿里埃勒(Ariel)埃里尔大学(University of Ariel)进行的行为成瘾学术课程的一部分。
作者的贡献
纳入本文的所有个人都对导致撰写本文的科学过程做出了重大贡献。 作者为该项目的概念和设计,实验的进行,结果的分析和解释以及准备出版的稿件做出了贡献。
利益冲突
作者没有任何可能被视为影响研究的利益或活动(例如,测试或程序的财务利益,制药公司的研究经费)。
致谢作为论文作者的所有个人都对导致撰写论文的科学过程做出了重大贡献。 作者为该项目的概念和设计,实验的进行,结果的分析和解释以及准备出版的稿件做出了贡献。 所有作者均报告本研究无利益冲突。 第一项研究于5年2018月在瑞士日内瓦举行的第五届ICBA会议上进行了介绍。
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