经常使用色情和/或有问题的色情与性功能问题有关吗？ 包括男性和女性在内的大型社区调查的结果（2020）

4.1。 参加者及程序

这项研究是在赫尔辛基宣言之后进行的，并得到了研究小组大学的机构伦理审查委员会的批准。 数据收集于2017年XNUMX月通过在线调查在一个受欢迎的匈牙利新闻门户上进行。 该研究是一个较大项目的一部分。 在先前发表的研究中使用了来自此数据集的不同子样本。 可以在OSF上找到所有以前发表的研究和包括的变量（https://osf.io/dzxrw/?view_only=7139da46cef44c4a9177f711a249a7a4)。 根据先前对大规模研究的建议（基思（Keith），2015年, 克莱恩，2015），我们的目标是至少招募1000名参与者，以确保拥有适当的权力。 但是，我们没有为参加人数设置上限。 在收集数据之前已获得知情同意。 完成调查大约需要30分钟，并对相关数据进行了分析。 邀请18岁以上的个人参加。 在回答与色情有关的问题之前，向参与者提供了色情的定义: “色情被定义为（1）创造或引起性感受或思想的材料（例如文本，图片，视频），并且（2）包含涉及生殖器的性行为的明确暴露或描述，例如阴道或肛门性交，口交或手淫。“（Bőthe等人，2018).

根据过去一年曾使用色情内容且以前有过性关系的人，对来自14,581名参与者的数据进行了考虑（女性= 4,352，29.8％）。 参加者年龄在18至76岁之间（M_年龄 = 33.58年， SD_年龄 = 10.95）。 在性取向方面，异性恋者有12,063人（占82.7％），同性恋在一定程度上有异性恋（1,470％），双性恋者有10.1％（268％），双性恋有2.5％（60％），同性恋在一定程度上具有异性恋（0.6％），同性恋（414％）。 2.8％），15个无性恋者（0.1％），73个不确定性取向者（0.5％）和40个表示“其他”选择（0.3％）。 在居住地方面，首都有7,882人（54.1％），县镇有2,267人（15.5％），城镇有3,082人（21.1％），乡村有1,350人（9.3％）。 就教育程度而言，小学及以下学历的有364人（占2.5％），职业学历的有597人（占4.1％），高中学历的有4,649人（占31.9％），高学历的有8,971人（即学士，硕士或博士）（61.5％）。 就婚姻状况而言，单身婚姻3,802人（26.1％），有婚姻关系的6,316人（43.3％），订婚的590人（4.0％），已婚的3,651人（25.0％），离婚的409人（2.8％），丧偶的71 / id夫（0.5％），而222人选择了“其他”选项（1.5％）。 个人平均每周观看一次在线色情内容。

市场问题

色情色情消费量表 （PPCS;贝瑟（Tóth-Király等人，2018）。 PPCS是根据六成分成瘾模型（格里菲斯，2005）。 该量表包括六个因素（显着性，耐受性，情绪改变，冲突，退缩和复发），每个因素涉及过去六个月使用色情制品的三个项目。 受访者以七分制来表示答案（1 =“从不”； 7 =“一直”）。 与以前的研究一样，量表的内部一致性很高（α= .94）Bőthe等人，2017, Bőthe等人，2019, Bőthe等人，2019, Tóth-Király等人，2019).

5.1。 统计分析

使用SPSS 21和Mplus 7.3进行统计分析。 为了评估变量的内部一致性，计算了Cronbach的alpha（Nunnally，1978）。 CR是根据Raykov公式（Raykov，1997），因为它可以更好地表示结构，因为它考虑了具有各自测量误差的因子加载（可接受的> .60，>。70的好（Bagozzi and Yi，1988年, Dunn等人，2014, 麦克尼什，).

在进行结构方程模型（SEM）之前，根据详细指南检查了数据是否存在多元分析假设（Field，2009）。 具体而言，根据预先建立的指南，单变量正态性（即，偏度和峰度值的检查）未实现（Muthén和Kaplan，1985年）。 Mardia对多元正态性的双向检验非常显着（所有p <.001），支持了对多元正态性的违反（王和王，2012）。 不过，Durbin-Watson检验表明残差具有独立性（1.16）（Field，2009），并通过检查残差的散点图，直方图和PP图来验证线性和均方差。 总之，除正常性外，其他所有假设均得到满足。

进行了SEM来研究PPU，FPU和性功能问题之间的关联。 为了测试PPU和FPU是否与男性和女性之间的性功能障碍有相似的关联，我们首先在整个样本中检查了该模型（模型1）。 接下来，我们使用多组SEM（模型2）检查了该模型是否因性别而异。 为了确保男性和女性的路径系数没有显着差异，在两组中将FPU与性功能问题以及PPU与性功能问题之间的路径限制为相等（模型3）。 在最后一步中，我们在模型中包括了理论上相关的控制变量：年龄，性取向（假人编码），关系状态（假人编码）和手淫的频率。 为了简化分析，我们基于性取向创建了两个组：异性恋组（n = 13,533）和性少数组（n = 1,048），以及基于关系状态的两个组：单身组（n = 3,802）和in-a-关系组（n = 10,557）。 将项目视为分类指标，并使用均值和方差调整的加权最小二乘估计器（WLSMV），因为未满足正态性假设（Finney和DiStefano，2006年）。 公认的拟合优度指标（帕普（Pappu），2016年）用于评估检查模型的可接受性。 即，比较拟合指数（CFI；可接受的≥.90；优异的≥.95），塔克-刘易斯指数（TLI；可接受的≥.90；优异的≥.95）和近似均方根误差（RMSEA;≤.08表示可接受;≤..06表示优良），其置信区间为90％（布朗和库德克（1993）, Hu和Bentler，1999, Schermelleh-Engel等，2003, 布朗，2015, 特勒，, 克莱恩，2011）。 CFI和TLI的显着降低（ΔCFI≤.010;ΔTLI≤.010）和RMSEA的显着增加（ΔRMSEA≤.015）表明，当比较四个检验模型时，模型的拟合度比先前模型差得多（陈，2007, 张和伦斯沃尔德，2002）。 为了减少检验假设时发生I型错误的风险，应用了Bonferroni校正（α= .05; m = 2）²。 因此，路径分析中的关联被认为在 p <.025。

8.1。 色情在男性和女性性功能问题中使用的数量和严重程度的差异化作用

尽管FPU与性功能问题之间存在微弱的负相关性，而PPU却具有正性和中度相关性，这表明FPU在某些情况下可能与较少的性功能问题相关（Landripet和Štulhofer，2015年）。 不过，与女性相比，男性报告使用色情内容的频率明显更高，并且报告的PPU含量更高。 但是，女性报告的性功能障碍水平明显高于男性。

与FPU和PPU的区别关系可能与几个潜在的生物心理社会因素有关。 从推测上讲，FPU可能源于强烈的性欲，并且与较低水平的性功能问题有关，这可能是由于色情材料的多样性，可能导致对不同的离线性刺激做出更轻松，更快速的反应（Prause和Pfaus，2015年）。 PFU可能会促进性思想，反过来又可能导致更快的性反应，因此不会导致此处评估的性功能问题（沃森和史密斯，2012年）。 关于FPU与性功能问题之间负相关的另一种可能解释可能反映了观看色情材料产生的熟悉感（沃森和史密斯，2012年, 格里菲斯，2000, Kohut等人，2017年），使用FPU的人在进行离线的性活动时可能会感到更多的性舒适，因为他们对色情活动有色情方面的了解（Kohut等人，2017年）。 根据对男性和女性的定性分析，最常报告的色情使用效果是“没有负面影响”，其次是将色情用作信息来源，进行性实验和性舒适。 因此，较高的性舒适度和自我接受水平，以及较低的有关性行为的焦虑，羞耻和内gui感都可能与FPU有关。 据报道，色情内容的使用具有积极的作用，引起了性欲和性高潮反应的增强，对性的兴趣以及对不同性行为的更多接受以及更多的性实验。Kohut等人，2017年）。 另一种解释是，性功能差的人从事FPU的可能性较小，个人可能不完全了解与色情使用相关的性问题，并且评估工具可能未发现某些性问题。 尽管如此，FPU在本研究中仅解释了与性功能问题相关的很小一部分差异，表明其他因素可能在性功能的发展和维持中起着更重要的作用（McCabe等人，2016).

根据对寻求治疗的男性进行的为期十周的日记研究的结果，PPU可能与手淫增加和色情“狂欢”（即每天多次使用色情或数小时）有关（Wordecha等，2018）。 因此，过度观看色情内容的男性在尝试与伴侣进行性活动时更可能处于不应治疗的时期，可能导致性功能障碍（Ley等，2014）。 对于某些人来说，与伴侣的性交可能不像在线色情材料那样刺激（例如，它可能不像在线色情材料那样新颖）。 此外，临床和病例报告表明，使用色情内容可能会改变唤醒模板（Brand等，2019）。 这些潜在影响应在以后的研究中加以考虑。 存在其他可能的解释。 例如，在寻求强迫性行为治疗的男性中，PPU的严重程度与性焦虑呈正相关，与性满意度呈负相关（Kowalewska等，2019）; 由于这些因素可能会影响性功能障碍，因此有必要进一步研究。

男性和女性在使用强制性色情检查资料时（很可能是PPU）所报告的性功能障碍水平要低于那些在非强迫性资料中高度困扰的人（Vaillancourt-Morel等，2017），压力可能会影响性功能问题（McCabe等人，2016）。 压力减轻和情绪调节是PPU中经常被报道的动机，而涉及情绪调节训练（例如，正念）的干预措施可能会有效地降低PPU（Wéry和Billieux，2016, Levin等人，2012, Bőthe等，）。 承受高压力的个人可能会参与PPU，从而导致性功能障碍，进而导致进一步的压力。

进一步的研究应该检查这种可能性以及压力，PPU和性功能问题之间的关系。

总之，FPU和PPU可能是不同的机制。 这种机制可能以复杂的方式直接或间接地涉及性功能问题。 在评估色情制品使用与性功能问题之间的关系时，未来的研究应同时考虑FPU和PPU以及色情制品的其他方面以及性功能问题的特定方面。

8.2。 局限性和未来研究

研究结果应与局限性一起考虑。 自我报告方法存在偏差（例如，报告不足和报告过多）。 因果关系不能从横断面研究中推断出来。 SFS的内部一致性不是最佳的（可能与所评估的4个域的多样性有关），这可能会影响发现，因为域的数量有限且缺乏特异性。 例如，在SFS中没有具体说明情境的具体情况（例如，伴侣性行为与单独性行为），患有性欲亢进的人报告了伴侣性行为期间的性功能问题，但在使用色情内容时并未报告（Voon等人，).

没有评估道德上的不一致和宗教信仰，这可能会限制普遍性。 道德上的不一致和宗教信仰可能与PPU（Lewczuk等，2020, Grubbs等，2019, 格鲁布斯和佩里，2019年, Grubbs等人，），与道德和宗教信仰水平较低的人相比，道德和宗教信仰水平较高的人可能显示出FPU和PPU之间的关联性更强（Grubbs等，2020）。 因此，未来的研究应包括评估与色情内容有关的道德不一致（例如，经常针对女性的攻击性行为（Bridges等，2010），尤其是黑人女性（Fritz等人，2020年），强奸，乱伦和其他色情类型（Rothman等人，2015）以及人们可能会遇到与道德相关的冲突的其他领域。 本研究检查了一般的社区样本。 鉴于在寻求治疗和临床人群中，FPU和PPU之间可能存在更强的关联性（Bőthe等人，2018, Bőthe等人，2020, Grubbs等，2019, Grubbs等，2015, Gola等人，2016, Gola等人，2017, Brand等，2011, Twohig等，2009, Lewczuk等，2017, Voon等人，），有关FPU，PPU和性功能问题之间关系的本研究结果可能不会推广到寻求治疗或临床人群。

需要进行长期的纵向研究，以进一步检查这种关系的性质以及两性之间的关系如何随时间变化（格拉布斯和戈拉，2019）和女性。 可能出现过性行为问题的人可能与以前观看过色情内容有关（去年之前），这可能会削弱FPU与性功能问题之间的关系。 同样，有性功能障碍的人可能会害怕表现不佳。 因此，他们可能选择在线观看色情内容，而不是与伴侣进行离线色情行为（Miner等，2016）。 此外，尽管数量和FPU通常是相关的，但它们并不等同，并且可能与色情使用的临床相关方面（例如，在放弃时；（Fernandez等，2017）。 定性分析个人PPU开发和维护的叙述（Wordecha等，2018）和性功能障碍问题可能有助于找出可能的调解人和主持人变量，例如道德上的不一致（Brand等，2019, 格鲁布斯和佩里，2019年），色情内容的可访问性（Rissel等，2017）和其他因素（Vaillancourt-Morel等，2019).