- 网上出版日期:
- 30 Jun 2022
- 发布日期:
- 13 Jul 2022
抽象
介绍
COVID-19 大流行对一般健康、心理健康和性健康产生了许多影响。 由于过去曾报道过性强迫症 (SC) 的性别差异,并且 SC 与不良事件和心理困扰有关,因此目前的研究旨在调查这些因素在 COVID-过程中接触限制背景下的关联。 19 德国大流行。
方法
我们收集了在线便利样本中四个回顾性测量点的五个时间点的数据(n T0 = 399, n T4 = 77)。 我们调查了性别、几种与流行病相关的社会心理环境、感觉寻求(Brief Sensation Seeking Scale)和心理困扰(Patient-Health-Questionnaire-4)对 SC 变化的影响(使用改编版的 Yale- T0 和 T1 之间的棕色强迫症量表 (n = 292) 在线性回归分析中。 此外,使用线性混合模型探索了大流行期间 SC 的过程。
成果
在所有测量点上,与女性相比,男性与更高的 SC 相关。 在大流行的第一次,年龄较大,处于恋爱关系中,有地方撤退与降低 SC 的变化有关。 心理困扰与男性 SC 相关,但与女性无关。 报告心理压力增加的男性也更有可能报告 SC 增加。
讨论
结果表明,男性和女性的心理困扰似乎与 SC 的相关性不同。 这可能是由于大流行期间对男性和女性的不同兴奋和抑制影响。 此外,结果证明了与大流行相关的社会心理环境在接触限制时期的影响。
介绍
COVID-19 大流行具有经济性(帕克等人,2020), 社会的 (阿贝尔和吉特尔巴斯滕,2020) 以及心理健康后果 (阿马尔等人,2021) 世界各地的。 当世界卫生组织 (WHO) 于 19 月 11 日宣布 COVID-XNUMX 爆发为大流行时th 2020 年,许多国家的反应是颁布措施以最大限度地减少社会流动(“封锁”)。 这些接触限制的范围从仅仅建议人们呆在家里到严格的宵禁。 大多数社交活动被推迟或取消。 这些限制的目的是通过限制流动性和社会限制来减缓感染率(“拉平曲线”)。 2020 年 XNUMX 月,“一半的人类”处于封锁状态(桑福德,2020)。 从 22nd 4月至XNUMX日th 19 月,德国政府颁布了接触限制规定,其中包括不与人群会面、一般情况下不进行“不必要的”接触以及对许多在家工作的人进行接触。 在危机时期,个人受到不同的影响并使用不同的应对策略。 在持续的 COVID-XNUMX 危机中,有报道称家庭暴力等社会问题激增(埃伯特和施泰纳特,2021) 以及饮酒量的增加 (莫顿,2021).
由于孤立,(害怕)失业和经济危机(Döring,2020) COVID-19 的爆发对许多人来说构成了紧张的生活事件。 有一些证据表明,大流行及其封锁可能对男性和女性产生不同的影响。 在德国的大多数家庭中,双方的护理工作并未平等分担(汉克和斯坦巴赫,2021),导致应对大流行的不同需求。 在一项关于大流行病困扰的认知维度的研究中, 齐马拉、朗根坎普和卡诺 (2021) 报告称,女性比男性更关心封锁期间的育儿问题,男性更关心经济和有偿工作(Czymara 等人,2021)。 此外,在美国的一项研究中,母亲报告说,在接触限制期间,她们减少的工作时间是父亲的四到五倍(柯林斯、兰迪瓦、鲁潘纳和士嘉堡,2021)。 有一些证据表明,在大流行期间,健康焦虑对女性的影响大于男性(厄兹丁和厄兹丁,2020).
由于大流行影响了个人的大部分社交生活,因此也对个人的性生活产生影响。 理论上,COVID-19 对人们性生活的影响可能会出现不同的情况:伴侣性行为增加(和“新冠婴儿潮”),但伴侣性行为减少(由于更多冲突导致禁闭)和随意性行为的减少(Döring,2020).
已经收集了一些关于大流行对性健康影响的数据。 虽然一些研究(例如 费鲁奇等人,2020; 福克斯等人,2020) 报告性活动和性功能下降,其他研究描绘了一幅更复杂的画面。 例如, 维格纳尔等人。 (2021) 据报道,在社会限制期间,女性的性欲水平下降,但伴侣的性欲增加。 此外,与异性恋者相比,性少数参与者报告的欲望增加。
在一项大型多国评估中 Štuhlhofer 等人。 (2022),大多数参与者报告性兴趣没有变化(53%),但近三分之一(28.5%)的人报告在大流行期间性兴趣增加。 在性兴趣增加的人群中,没有报告性别影响,而女性报告性兴趣下降的频率高于男性(Štulhofer等,2022).
在一项针对土耳其女性临床样本的研究中, 尤克塞尔和奥兹戈尔 (2020) 发现在大流行期间夫妻性交的平均频率有所增加。 与此同时,研究参与者报告说他们的性生活质量下降(Yuksel & Ozgor, 2020)。 与这些发现相反, 莱米勒、加西亚、格塞尔曼和马克 (2021) 报告称,他们近一半的美国在线样本(n = 1,559) 报告他们的性活动减少。 同时,独居和承受压力的年轻人通过新的性活动扩展了他们的性行为(莱米勒等人,2021)。 此外,一些研究报告称,在封锁期间性活动和性强迫症 (SC) 有所增加。 例如,在一项针对美国成年人使用色情内容的纵向研究中,研究人员报告称,在第一次封锁期间,色情内容的消费量有所增加。 直到 2020 年 XNUMX 月,色情消费水平上升到正常水平(格拉布斯、佩里、格兰特·韦南迪和克劳斯,2022)。 在他们的研究中,随着时间的推移,男性对色情内容的问题使用呈下降趋势,而女性则保持低水平且没有变化。 人们可以推测,在大流行的最初几周,全球范围内色情使用量激增,至少部分是由于最受欢迎的色情网站之一的免费提供(聚焦在线,2020)。 据报道,在实行严格封锁政策的国家,人们对色情内容的兴趣普遍增加(扎托尼等人,2021).
随着大流行期间性行为的变化,重要的是要调查性行为可能成为问题的情况,例如强迫性行为障碍 (CSBD) 的情况。 自 2018 年以来,CSBD 是 ICD-11(世界卫生组织,2019)。 患有 CSBD 的人报告在控制他们的性冲动方面存在问题,并且由于他们的性行为而感到痛苦。 以下其他标签过去曾用于这种性障碍:性欲亢进、性行为失控、性冲动和性成瘾(布里肯(2020))。 由于受影响的个体无法控制他们的性冲动和行为,因此诊断是合理的,这会影响生活的几个领域。 由于强迫性行为的概念在过去一直存在争议(布里肯(2020); Grubbs等人,2020年),这些结构并不完全一致。 此外,并非所有研究都使用正式诊断(例如,面对面评估或问卷截止),通常仅在维度上报告强迫性行为(库比茨和布里肯,2021)。 我们将在当前工作中使用性强迫症 (SC) 这一术语,因为我们不仅评估强迫行为,而且还使用改编的耶鲁布朗强迫症量表 (Y-BOCS) 评估强迫性想法。
SC过去与心理健康问题有关。 例如,更大的心理问题负担与更高的 SC 发生率和更多的 SC 症状有关。 SC 与情绪障碍有关(Bőthe、Tóth-Király、Potenza、Orosz 和 Demetrovics,2020; Carvalho,Štulhofer,Vieira和Jurin,2015年; 列维等人,2020; Walton,Lykins和Bhullar,2016年; Zlot,Goldstein,Cohen和Weinstein,2018年),药物滥用(安东尼奥等人,2017; Diehl 等人,2019), 强迫症 (OCD) (Fuss,Briken,Stein和Lochner,2019年; 列维等人,2020), 高遇险率 (Werner,Stulhofer,Waldorp和Jurin,2018年),以及精神疾病的高发病率 (Ballester-Arnal、Castro-Calvo、Giménez-García、Gil-Juliá 和 Gil-Llario,2020).
此外,已经报道了 SC 相关因素中的一些性别差异(有关详细讨论,请参见 库比茨和布里肯,2021)。 例如,与女性相比,男性的心理困扰与 SC 症状严重程度的相关性更强。列维等人,2020)。 在他们的研究中,Levi 等人。 据报道,强迫症、焦虑和抑郁占男性 SC 变异的 40%,但仅占女性 SC 变异的 20%。列维等人,2020)。 感觉寻求通常被描述为个人寻求刺激事件和环境的倾向(Zuckerman,1979)。 过去曾报道过 SC 相关人格方面的性别差异,如感觉寻求。 例如, Reid、Dhuffar、Parhami 和 Fong (2012) 发现尽责性与男性的 SC 更相关,而冲动(寻求兴奋)与女性的 SC 更密切相关(Reid等,2012).
有初步证据表明,与流行病相关的压力可能特别影响 SC。 在对大学生的研究中, 邓、李、王、腾 (2021) 检查了与 COVID-19 相关压力的性强迫症。 在第一个时间点(2020 年 19 月),与 COVID-2020 相关的压力与心理困扰(抑郁和焦虑)呈正相关,但与性强迫症状呈负相关。 19 年 XNUMX 月,XNUMX 月份报告与 COVID-XNUMX 相关压力较高的个人也报告了较高的 SC 发生率。
由于 SC 与性别、感觉寻求和心理困扰有关,因此可以假设这些因素与 SC 相关,特别是在大流行期间,个人经历更高水平的痛苦和更少的机会对感觉倾向采取行动寻求。 因此,在当前的研究中,我们探讨了(1)年龄、感觉寻求、遵守接触限制、心理困扰、生活在没有个人撤退选择或关系状态的地方是否与大流行开始时 SC 的变化有关; (2) 我们检查了性别是否是这些关联的调节因素; (3) 我们假设 SC 症状在大流行期间发生了变化,男性的 SC 症状更高。
方法
研究设计
在德国 COVID-404 的接触限制期间,我们通过 Qualtrics 进行的匿名纵向在线调查对 19 名参与者进行了检查。 只有一小部分(n = 5) 的参与者表示既不是男性也不是女性,这阻碍了对该组的有效统计分析。 因此,该亚组被排除在分析之外。 研究信息通过社交媒体和各种电子邮件分发者分发。 纳入标准是知情同意参加研究并年满 18 岁。 我们在登录页面上注册了 864 次点击。 662 人参与了调查。 在四个测量点(见 表格1),我们要求参与者回顾性地评估他们在大流行开始期间的五个时间点的性经历和行为。 同时评估 T0 和 T1。
研究设计
测量点(月/年) | 参照系 | 调查月份 | 接触限制的范围 | N | |
T0 | 06/2020 | 大流行前3个月 | 12 / 2019-02 / 2020 | 没有联系限制 | 399 |
T1 | 06/2020 | 大流行期间的3个月 | 03 / 2020-06 / 2020 | 严格限制,在家办公,关闭非必要工作场所,不强制戴口罩 | 399 |
T2 | 09/2020 | 大流行期间的3个月 | 07 / 2020-09 / 2020 | 放宽限制 | 119 |
T3 | 12/2020 | 大流行期间的3个月 | 10 / 2020-12 / 2020 | 重新引入限制,“锁定灯”* | 88 |
T4 | 03/2021 | 大流行期间的3个月 | 01 / 2021-03 / 2021 | 限制,“锁定灯” | 77 |
备注. 回顾性评估所有测量点。 德国的“封锁灯”定义为将社会接触限制在两个家庭,零售贸易、服务业和美食关闭,但学校和日托中心开放。 建议在家办公。
措施
为了测量 SC,我们使用了耶鲁-布朗强迫症量表 (Y-BOCS; 古德曼等人,1989) 通常用于衡量强迫症症状的严重程度。 该量表经过修改以调查强迫性思想和强迫性行为,李克特量表上有 20 个项目,从 1(无活动/无损伤)到 5(超过 8 小时/极端)。 Y-BOCS 已用于另一项针对强迫色情用户样本的研究,作者报告了良好的内部一致性(α = 0.83)和良好的重测信度(r (93)= 0.81, P <0.001)(克劳斯,波坦察,马蒂诺和格兰特,2015年)。 选择 Y-BOCS 问卷是因为它可以区分性强迫的想法和行为。 Y-BOCS 测量强迫和强迫、主观损害、控制尝试和控制的主观体验所花费的时间。 它与衡量 CSBD 的量表不同,它不关注不良后果,而是使用性思想和行为作为应对策略。 为了评估 SC 的严重程度,我们使用了 Y-BOCS 截止分数(类似于 克劳斯等人,2015)。 Y-BOCS问卷的德文翻译(Hand & Büttner-Westphal, 1991) 被用于和修改强迫性行为,就像在工作中一样 克劳斯等人。 (2015).
简单感觉寻求量表 (BSSS) 将感觉寻求作为人格维度进行测量,李克特量表上有 8 个项目,从 1(完全不同意)到 5(非常同意)。 BSSS已针对不同人群进行了验证,具有良好的内部一致性(α = 0.76)和有效性(Hoyle,Stephenson,Palmgreen,Lorch和Donohew,2002年)。 BSSS 由作者通过翻译-反向翻译方法翻译成德语,并由精通英语的人进行评估。
Patient-Health-Questionnaire-4 (PHQ-4; 是一份包含 4 个项目的经济问卷,用 4 点李克特量表测量抑郁和焦虑症状方面的心理困扰,从 1(完全没有受损)到 4(严重)受损). PHQ-4 已被验证具有良好的内部可靠性 (α = 0.78)(Löwe 等人,2010 年) 和有效性 (克伦克、斯皮策、威廉姆斯和洛威,2009)。 PHQ-4 最初以德语出版。
为了评估与大流行相关的社会心理情况,我们询问了参与者他们家中是否有避难所。 对接触限制的符合性通过李克特 5 点量表的单个项目进行评估(“你在多大程度上遵守了接触限制?”)。
统计分析
在线性回归模型中,我们调查了不同自变量与性强迫症变化之间的关联。 我们将因变量定义为与大流行相关的性强迫症从 T0 到 T1(T1-T0)的变化。 自变量(比较 表格4)包括社会人口(性别、年龄)、关系(关系状态、撤退地点)、COVID-19(符合接触限制、害怕感染)和心理因素(寻求感觉、心理压力的变化)。 男性和女性参与者之间这些因素的差异通过心理压力变化、接触限制一致性和性别感觉寻求的相互作用效应来检验。 我们进一步测试了回归模型中符合接触限制和感觉寻求之间相互作用的假设。 我们使用了显着性水平 α = 0.05。 在我们的回归模型中,我们只包含所有变量的完整数据的案例(n = 292)。 使用线性混合模型对 Y-BOCS 分数在五个时间点的变化进行建模。 将受试者视为随机效应,将固定效应性别、时间以及性别与时间之间的交互作用纳入模型。 通过这种基于可能性的缺失数据方法,可以获得无偏的参数估计和标准误差(格雷厄姆,2009)。 使用 IBM SPSS Statistics(版本 27)和 SAS 软件(版本 9.4)进行计算。
伦理
该研究已获得汉堡-埃彭多夫大学医学中心当地心理伦理委员会的批准(参考:LPEK-0160)。 为了调查我们的研究问题,我们通过在线平台 Qualtrics© 实施了标准化问卷。 所有参与者在参与前都提供了在线知情同意书。
成果
样本特征
样本包括 n = T399 时的 0 个人。 其中,24.3% 的人报告了 SC 的亚临床水平,58.9% 的人报告了轻微的 SC 评分,16.8% 的人报告了 SC 的中度或重度损伤。 29.5% 的男性和 10.0% 的女性属于中度/重度组,平均比其他组更年轻(比较 表格2).
按性强迫严重程度分层的参与者的基线样本特征
样品特征 | 亚临床(n = 97, 24.3%) | 温和的 (n = 235, 58.9%) | 中度或重度(n = 67, 16.8%) | 总计(n 399 =) |
性别, n (%) | ||||
女性 | 72(74.2) | 162(68.9) | 26(38.8) | 260(65.2) |
男性 | 25(25.8) | 73(31.1) | 41(61.2) | 139(34.8) |
年龄,平均值(SD) | 33.3(10.2) | 31.8(9.8) | 30.9(10.5) | 32.0(10.0) |
教育, n (%) | ||||
初中以下 | 0(0) | 2(0.9) | 1(1.5) | 3(0.8) |
初中 | 10(10.3) | 24(10.2) | 6(9.0) | 40(10.0) |
高中毕业证书 | 87(89.7) | 209(88.9) | 60(89.6) | 356(89.2) |
关系状态, n (%) | ||||
没有关系 | 33(34.0) | 57(24.3) | 24(35.8) | 114(28.6) |
在关系 | 64(66.0) | 178(75.7) | 43(64.2) | 285(71.4) |
就业 n (%) | ||||
全日制 | 51(52.6) | 119(50.6) | 34(50.7) | 204(51.1) |
兼职 | 33(34.0) | 93(39.6) | 25(37.3) | 151(37.8) |
未就业 | 13(13.4) | 23(9.8) | 8(11.9) | 44(11.0) |
感觉寻求, 平均值(SD) | 25.6(8.4) | 28.9(7.9) | 31.0(8.4) | 28.5(8.3) |
T0 时的心理困扰,平均值 (SD) | 2.4(2.3) | 2.3(2.2) | 2.7(2.3) | 2.4(2.3) |
T1 时的心理困扰,平均值 (SD) | 4.1(3.2) | 3.8(2.7) | 4.9(3.4) | 4.1(3.0) |
注意事项。 使用 Patient-Health-Questionnaire-4 (PHQ-4) 测量心理困扰; 感觉寻求是用简要感觉寻求量表(BSSS)测量的。
大多数人报告了高水平的教育(表明大学出勤率)。 在所有三组中,大多数参与者都报告说他们处于恋爱关系中。 就业水平普遍较高。 中度或重度 SC 组的感觉寻求水平最高。 心理困扰(PHQ-4)的水平在时间点 T0 和 T1 之间变化(比较 表格2).
损耗分析
最初,有 399 人参加了 T0/T1 的研究。 在 T2 时,只有 119 人完成了问卷(29.8%,比较 表格1)。 在 T3(88 人,22.1%)和 T4(77 人,19.3%)的测量点上,参与人数持续下降。 由于这导致 T40 有超过 4% 的数据丢失,我们决定不使用插补(比较 Jakobsen、Gluud、Wetterslev 和 Winkel,2017; 麦德利-多德、休斯、蒂林和赫伦,2019)。 基线参与者和完成最后一次随访的参与者的比较揭示了测量样本特征的可比分布。 仅在感觉寻求方面,发现两组之间存在差异(表格3)。 由于最后一个测量点的参与者的特征与基线分布相当,因此选择纵向混合模型分析来报告 Y-BOCS 的个体内部课程随时间的变化。
损耗分析
样品特征 | 总计(n 399 =) | 随访在 T4 完成(n 77 =) | p |
性别, n (%) | .44 | ||
女性 | 260(65.2) | 46(59.7) | |
男性 | 139(34.8) | 31(40.3) | |
年龄,平均值(SD) | 32.0(10.0) | 32.5(8.6) | .65 |
教育, n (%) | .88 | ||
初中以下 | 3(0.8) | 1(1.3) | |
初中 | 40(10.0) | 8(10.4) | |
高中毕业证书 | 356(89.2) | 68(88.3) | |
关系状态, n (%) | .93 | ||
没有关系 | 114(28.6) | 23(29.9) | |
在关系 | 285(71.4) | 54(70.1) | |
就业 n (%) | .64 | ||
全日制 | 204(51.1) | 40(51.9) | |
兼职 | 151(37.8) | 26(33.8) | |
未就业 | 44(11.0) | 11(14.3) | |
寻求感觉,意思是(SD) | 28.5(8.3) | 26.7(7.8) | .04 |
T0 时的心理压力,平均值 (SD) | 2.4(2.3) | 2.4(2.3) | .91 |
T1 时的心理压力,平均值 (SD) | 4.1(3.0) | 4.3(3.1) |
注意事项。 感觉寻求是用简要感觉寻求量表(BSSS)测量的; 使用 Patient-Health-Questionnaire-4 (PHQ-4) 测量心理困扰。
值得信赖
我们计算了统计分析中使用的所有时间点的心理困扰 (PHQ-4)、性强迫症 (Y-BOCS) 和感觉寻求 (BSSS) 测量的可靠性指数 Cronbach's Alpha。 PHQ-4 在所有时间点的可靠性都很好(α 在 0.80 和 0.84 之间)。 Y-BOCS 在时间点 T0 和 T1 的结果是可以接受的(α = 0.70 和 0.74)并且在时间点 T2 到 T4 有问题(α 在 0.63 和 0.68 之间)。 对于 BSSS,可靠性在所有时间点都是可以接受的(α 在0.77年至0.79年之间)。
随着时间的推移性强迫症
男性参与者的 Y-BOCS 分数显着高于女性参与者(p < .001)。 虽然 Y-BOCS 分数在整个研究期间存在显着差异(p < .001),性别和时间之间的交互作用不显着(p = .41)。 线性混合模型的边际均值显示男性和女性的 Y-BOCS 得分从 T0 到 T1 的初始增加(图。1)。 在后来的时间点,平均分数恢复到与大流行前测量值相当的水平。
线性回归模型
我们报告了关于几个预测变量与性强迫症变化之间关联的多元回归分析的结果。 表格4. 发现了一个显着的回归方程(F (12,279)= 2.79, p = .001) 与 R 2 107。
不同预测因子对性强迫症变化的多元回归(t1-t0, n 292 =)
β | 95%CI | p | |
截距 | 3.71 | ||
男性 | 0.13 | (-2.83;3.10) | .93 |
年龄 | - 0.04 | (-0.08;-0.00) | .042 |
在关系 | - 1.58 | (-2.53;-0.62) | .001 |
PHQ-4 的变化 | 0.01 | (-0.16;0.19) | .885 |
PHQ-4 的变化 * 男性 | 0.43 | (0.06年; 0.79年) | .022 |
遵守 COVID-19 法规 | 2.67 | (-1.11;6.46) | .166 |
遵守 COVID-19 法规 * 男性 | 0.29 | (-1.61;2.18) | .767 |
感觉寻求 | 0.02 | (-0.04;0.08) | .517 |
寻求感觉 * 男性 | - 0.01 | (-0.11;0.10) | .900 |
撤退的地方 | - 1.43 | (-2.32;-0.54) | .002 |
害怕感染 | 0.18 | (-0.26;0.61) | .418 |
遵守 COVID-19 法规 * 寻求感觉 | - 0.08 | (-0.20;0.04) | .165 |
注意事项。 PHQ:患者-健康-问卷; 感觉寻求是使用简要感觉寻求量表测量的。
在回归模型中 (R 2 = .107),在第一次锁定期间,年龄较大与较低 SC 的变化有关。 同样处于恋爱关系并在家里有一个静修处与减少 SC 的变化有关。 参与者报告说,当他们处于恋爱关系或在家中有一个静修处时,SC 从 T0 到 T1 减少了。 从 T0 到 T1 的心理压力变化(变量:PHQ 的变化)对单独 SC 的变化没有显着贡献,而仅与性别相关(β = 0.43; 95% CI (0.06; 0.79))。 报告心理压力增加的男性也更有可能报告性强迫症增加(R 2 = .21 在双变量模型中),而这种影响对女性不显着(R 2 = .004)。 心理压力与男性 SC 相关,但与女性无关(比较 图。2)。 遵守 COVID-19 法规、寻求感觉和害怕感染与 SC 的变化无关。
讨论
我们调查了 COVID-19 大流行开始时男性和女性的心理变量与 SC 变化的关联。 虽然大多数人报告了亚临床或轻度 SC 症状,但 29.5% 的男性和 10.0% 的女性在大流行开始前报告了中度或重度 SC 症状。 这些百分比略低于 恩格尔等人。 (2019) 据报道,在德国大流行前样本中,13.1% 的女性和 45.4% 的男性 SC 水平升高,使用性行为量表 (HBI-19, 里德,加洛斯和木匠,2011年)。 方便样本中通常报告的数字相当高(例如 卡瓦略 2015; 卡斯特罗·卡尔沃 2020; 沃尔顿和布拉尔,2018; Walton等,2017)。 在我们的样本中,在所有测量点上,男性报告的 SC 症状均高于女性。 这些结果与之前关于男性比女性更高的 SC 症状的发现一致(卡瓦略等人,2015; Castellini 等人,2018 年; Castro-Calvo、Gil-Llario、Giménez-García、Gil-Juliá 和 Ballester-Arnal,2020; 道奇、里斯、科尔和桑福特,2004; 恩格尔等人,2019; 沃尔顿和布拉尔,2018)。 在一般人群的性行为中观察到了类似的性别效应(奥利弗和海德,1993),这在男性中通常较高。
有趣的是,我们的样本中只有 24.3% 显示出亚临床水平的 SC。 这可能是由于对与性行为作斗争的个体进行了过度抽样,因为他们可能会觉得这个研究主题或性研究所进行的一项研究特别关注了他们。 或者,Y-BOCS 仪器可能无法在 SC 方面充分区分不同级别的症状表现。 尽管以前曾使用过改编的 Y-BOCS 来评估性欲亢进男性的症状严重程度(克劳斯等人,2015),该仪器已针对强迫症而非 SC 开发和验证。 这限制了报告的截止分数的信息价值,必须谨慎解释。 此外,一项研究 Hauschildt、Dar、Schröder 和 Moritz (2019) 表明使用 Y-BOCS 作为自我报告测量而不是诊断访谈可能会影响迄今为止的结果,以至于症状严重程度可能被低估。 应进行进一步研究以调查 Y-BOCS 适应 SC 的心理测量特性,并将该工具标准化为具有 SC 症状的人群。
正如预期的那样,目前的结果表明,在大流行相关的接触限制期间,心理困扰与 SC 之间存在关联。 在 COVID-19 大流行的背景下,我们的研究结果与 邓等人。 (2021),其中心理困扰预示着性强迫症。 在最初的接触限制期间,与限制之前相比,男性和女性报告的 SC 更高。 这些发现与 格鲁布斯等人。 (2022),他们报告说在锁定期间色情消费水平升高,并且直到 2020 年 1 月色情消费减少。在他们的样本中,女性的色情使用率仍然很低并且没有变化。 在目前的研究中,男性和女性报告 T2 时 SC 水平升高,直到 TXNUMX 时才下降。 由于这种模式可能表明锁定期间心理困扰的影响以及通过性渠道应对的尝试,因此记住其他影响也很重要,例如色情网站 Pornhub 在第一次锁定期间提供免费会员资格(聚焦在线,2020).
此外,当前研究的结果表明,处于一段关系中并有一个退隐的地方与 SC 的减少有关。 单独的心理困扰对 SC 的变化没有显着贡献,而仅与性别有关。 心理压力的增加与男性的 SC 增加有关,但与女性无关。 这与研究 恩格尔等人。 (2019) 与女性相比,他发现男性的抑郁症状与高水平的 SC 相关。 相似地, 列维等人。 (2020) 报告强迫症、抑郁和焦虑对男性 SC 的影响很大。 与大流行前相比,在大流行开始时,两性的心理压力都有所增加,但这种增加与女性 SC 的增加无关。 这些结果加强了假设(比较 恩格尔等人,2019; 列维等人,2020) 与女性相比,男性更容易对 SC 的心理困扰做出反应。 当将这些发现应用于 CSBD 的综合模型时(布里肯(2020)),COVID-19 限制对男性和女性的性行为产生不同的抑制和兴奋影响是合理的。 虽然根据这个模型,女性的抑制因素通常更明显,但她们的兴奋因素不如男性强。 这可以通过以下假设来解释:女性在禁闭期间的心理压力与性抑制相当相关(例如,由于在育儿方面的额外努力或焦虑,比较 Štulhofer等,2022)。 对于男性,心理困扰与 SC 增加有关。 这可以通过假设抑制性影响(例如工作承诺、时间限制)被忽略并因此可能增加 SC 来解释。 这些假设得到加强 齐马拉等人。 (2021),他们报告说男性比女性更关心经济和收入,女性更关心照顾孩子(Czymara 等人,2021).
另一方面,男性可能更公开地报告他们的性强迫症,因为这是文化上对男性的期望,指的是“性双重标准”(Carpenter、Janssen、Graham、Vorst 和 Wicherts,2008 年)。 由于我们仍然对男性和女性使用相同的问卷和截止分数,因此当前的测量结果可能导致女性 SC 的报告不足(比较 库比茨和布里肯,2021)。 对于在 SC 中观察到的性别差异的生理原因知之甚少。 在患有性欲亢进症的男性中显示下丘脑-垂体-肾上腺轴的失调,表明存在压力反应。查齐托菲斯等人,2015)。 在另一项研究中,与健康男性相比,性欲亢进男性的血浆睾酮水平没有升高(查齐托菲斯等人,2020)。 然而,SC 中性别差异背后的生物学机制尚未得到充分证明。
在我们的研究中,较年轻的年龄与从 T0 到 T1 的 SC 增加有关。 作为 莱米勒等人。 (2021) 发现特别是年轻和压力更大的独居者扩大了他们的性行为,这可以解释我们样本中具有轻度 SC 症状的一些差异。 由于我们样本中的个体相当年轻(平均年龄 = 32.0, SD = 10.0),他们本可以利用这段时间进行性实验,从而报告很多性行为和想法。
有趣的是,有一个撤退的地方与较少的 SC 相关。 这可能是由于单独的性活动本身就是一种撤退形式。 因此,无法撤退的人可能会有更大的撤退冲动,从而导致更高的 SC。 反过来,不能从其他人那里撤退也可能是一种压力源,从而有利于这些人承受更高的心理负担。
目前的结果没有显示感觉寻求之间的关联,感觉寻求与性别的相互作用或从众和感觉寻求与 SC 的相互作用,尽管先前的研究表明女性的感觉寻求与 SC 之间存在关联。里德,2012).
启示
目前的研究结果表明,男性、没有伴侣关系的人和在家中没有避难所的人(例如,共享狭小生活空间的社会经济困难的人)尤其容易受到性强迫症的影响。
与大流行有关的接触限制改变了全世界个人的生活和性生活。 由于 SC 似乎在应对压力方面发挥作用,因此建议在咨询或治疗环境中评估患者性健康的变化,特别是男性、单身或居住在密闭空间的患者。 由于目前的结果表明在线便利样本中存在明显的 SC,因此可以假设 SC 可作为与大流行相关的心理困扰的一种应对机制,尤其是对男性而言。 未来建议采取措施预防高危个体发展成强迫性行为障碍。
优点和局限
这项研究的一个限制是 T0 的回顾性测量(大流行之前),因为记忆效应可能在一定程度上扭曲了结果。 我们使用 Y-BOCS 问卷来测量 SC,这与 ICD-11 中强迫性行为障碍的诊断类别不一致,因此这些发现不能推广到该诊断类别。 另一方面,一个优势是当前研究中使用的 Y-BOCS 的改编版本能够更详细地测量强迫性思想和行为。 我们使用 Y-BOCS 截止分数和截止分数,如 古德曼等人。 (1989) 用于强迫症以及由 克劳斯等人。 (2015) 在性欲亢进的男性群体中。 由于没有适用的规范数据,截止值可能无法比较。
在未来的研究中,更详细地调查哪些变量与女性 SC 相关会很有趣。 由于 10% 的女性报告中度或重度 SC,未来的研究需要包括女性参与者。 其他变量(如压力脆弱性、身体健康和社会支持)可能是相关的预测因素,应在未来的研究中进行调查。 此外,在 CSBD 样本中重新分析当前研究的假设会很有趣。
当前研究的另一个限制是对一般人群的普遍性有限,因为样本相对年轻、城市化和受过教育。 此外,我们无法报告整个性别范围的数据。 此外,许多可能的混杂变量(例如就业情况、子女数量、生活安排、冲突)尚未得到控制。 在解释结果时必须牢记这一点。
结论
这项研究的结果表明,在 COVID-19 大流行的第一阶段,男性是 SC 的危险因素。 特别是,心理压力增加的男性受到影响。 此外,年轻、单身和在家中没有隐私是 SC 发展的风险因素。 这些发现可能有助于临床工作在适应性应对和关注心理困扰背景下的性反应方面。
资金来源
该研究没有获得外部资金。
作者的贡献
学习理念与设计:JS、DS、WS、PB; 数据采集:WS、JS、DS; 数据分析解读:CW、JS、LK; 学习督导 PB、JS; 手稿起草:LK、CW、JS。 所有作者都可以完全访问研究中的所有数据,并对数据的完整性和数据分析的准确性负责。
利益冲突
作者宣称没有利益冲突。