成瘾行为
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LijunChena，LiaohuiLua，BeátaBőthe，XiaoliuJiang，ZsoltDemetrovics，Potenza马克
亮点
- PPCS-18在中国男性中具有很强的心理测量特性。
- 网络分析方法证实了PPCS-18的六个因素。
- PPCS-18展示了跨文化的高度概括性。
- PPCS-18在社区和亚临床男性中显示出很高的通用性。
- PPCS-18可以可靠地用于亚临床样品中。
成瘾行为
抽象
有几种评估有问题的色情使用（PPU）的量表。 但是，在大多数以前的研究中，主要使用非临床和西方样本来验证这些量表。 因此，需要进一步的研究来验证量表，以评估包括亚临床人群在内的各种样本中色情作品的使用问题。 本研究的目的是检查和比较匈牙利和中国社区样本以及亚临床男性中PPCS-18的心理测量特性。 招募了一个华人社区样本（N1 = 695），一个使用亚临床色情筛查筛查PPU的亚临床男性样本（N2 = 4651）和一个匈牙利社区男性样本（N3 = 9395）来调查PPCS-18的可靠性和有效性。 项目-总分的相关性，验证性因素分析，可靠性和测量不变性测试表明，PPCS-18在匈牙利和中国社区男性中具有很强的心理测量特性，并表明在亚临床男性中具有潜在的实用性。 网络分析方法还证实了PPCS-18的六个因素可以反映出来自不同文化背景的参与者，以及来自社区和亚临床人群的参与者的特征。 总而言之，PPCS-18在各种文化，社区和亚临床男性中显示出很高的通用性。
关键词
1. 简介
数据表明，互联网使用的增加伴随着色情消费的增加和有问题的色情使用（PPU）频率的增加，代表了临床相关现象（Brand，Antons，Wegmann和Potenza，2019a; Brand，Blycker和Potenza，2019b; deAlarcón，de la Iglesia，Casado和Montejo，2019年）。 尽管有关互联网相关问题和障碍的研究有所增加，但PPU的概念化仍存在争议（Hertlein and Cravens，2014年, 洛佩斯·费尔南德斯，2015年, Potenza等，2017, Stark等，2018, Wéry和Billieux，2017, 年轻，2008）。 已经使用了多个术语来描述该现象（例如，互联网性成瘾，有问题的在线性活动，网络性成瘾和有问题的互联网色情使用），以及是否已经将由于道德上的不一致而主观上自我感知的色情成瘾视为PPU辩论（Brand et al。，2019a; Vaillancourt‑Morel＆Bergeron，2019）。 此外，PPU没有特定的诊断标准（Brand等，2020, 陈和江，2020, Cooper等，2001, 费尔南德斯和格里菲斯（2019）, Hertlein and Cravens，2014年, Wéry和Billieux，2017）。 为了研究和治疗PPU，研究人员开发了测量PPU不同方面的量表。 但是，很少有人在不同文化和不同人群之间进行过验证（陈和江，2020, 费尔南德斯和格里菲斯（2019）, Wéry和Billieux，2017).
2.评估色情使用问题
鉴于有关PPU概念化和诊断标准的争论，评估工具在各个研究中有所不同，并强调了不同的特征（费尔南德斯和格里菲斯（2019））。 多种量表主要基于有关性欲障碍的拟议标准（例如，性欲行为调查表， 里德，加洛斯和方，2012年）。 然而，最近的研究表明PPU和性欲亢进之间存在差异（Bőthe等人，2019c）。 性欲亢进可能包括高度参与各种性行为，包括手淫，网络性行为，色情使用，电话性行为，成年人同意的性行为，脱衣舞俱乐部探视和其他行为（Karila等，2014）。 一致地，性欲行为清单（HBI）可以更广泛地评估性欲行为（Brahim，Rothen，Bianchidemicheli，Courtois和Khazaal，2019年）。 一些量表更普遍地将注意力集中在强迫性行为上（例如，强迫使用性显性互联网材料），这些量表评估了在网络上强迫性搜索/观看色情制品的特征（Doornwaard，Eijnden，Baams，Vanwesenbeeck和Bogt，2016年），而不是使用一般的强迫性色情内容，并且未进行广泛的心理评估。 存在一些旨在测量PPU的简洁量表，但有时对其结构效度提出批评或争论。 例如，“网络色情活动使用清单9”（CPUI-9， Grubbs，Sessoms，Wheeler和Volk，2010年）已被用来评估自我报告的成瘾并考虑了道德上的不一致，尽管其确切衡量标准受到质疑（Brand等，2019a）。 已经开发了几种最近的量表来更广泛地评估PPU的方面和领域，包括适应于在线性活动的短互联网成瘾测试（s-IAT-sex; Wéry，Burnay，Karila和Billieux，2015年），有问题的色情内容使用量表（PPUS； Kor等人，2014），以及有问题的色情内容消费量表（PPCS-18; Bthethe等人，2018b）。 最近的系统评价推荐了最后两个量表（费尔南德斯和格里菲斯（2019））。 最近，与PPUS和s-IAT-sex相比，PPCS-18在筛查PPU时显示出更高的灵敏度和更高的准确性（陈江，2020).
据我们所知，PPCS-18是唯一可评估一种成瘾模型的六个特定组成部分的工具：显着性，情绪改变，冲突，宽容，复发和戒断（格里菲斯，2005）。 特别是，耐受性和戒断是PPU的重要维度，尚未被PPUS和s-IAT-sex评估（Bőthe等人，2018b; 费尔南德斯和格里菲斯（2019））。 与PPU的其他测量值（即PPUS，s-IAT-sex，CPUI-9）相比，PPCS的另一个优势在于，它是提供经过验证的临界值（≥76，范围18-126）的少数仪器之一），以区分有问题的色情和非问题的色情使用（费尔南德斯和格里菲斯（2019）），从而增加了其研究和临床用途。 最近发布的另一个屏幕，简短色情屏幕（BPS）， Kraus等，2020），还为PPU提供了一个截止值（≥4，范围0-10）。 鉴于其简洁性和一维结构，BPS不会评估公差等组成部分。 虽然已经建议了每周使用时间的限制（Cooper等，2000, Mechelmans等，2014），使用时间与PPU不一致（Büthe，Tóth-Király，Potenza，Orosz和Demetrovics，2020b； 陈等人，2019, Kühn和Gallinat，2014）。 此外，PPCS的收敛性和发散性在与性相关的研究（Bőthe，Tóth-Király，Demetrovics和Orosz，2017年）和与人格相关的变量（Bőthe，Koós，Tóth-Király，Orosz＆Demetrovics，2019a;Bőthe等人，2019c;Bőthe，Tóth-Király，Potenza，Orosz，＆Demetrovics，2020b）。
尽管PPCS-18先前具有很强的心理测量特性，但仍需要进行研究以进一步研究其在文化和临床/亚临床环境中的特性（Bőthe，Tóth-Király，Demetrovics＆Orosz，2020a；Bőthe等人，2018b），例如，文化特征可能会影响人们对使用色情内容的消极态度（格里菲斯，2012, Vaillancourt-Morel和Bergeron，2019年）。 有人认为，色情使用可能在一种文化，宗教或道德背景下被认为是有问题的，而在另一种背景下则可能没有问题（Grubbs＆Perry，2019年）。 由于先前的PPCS-18研究主要在匈牙利进行，因此之前的PPCS-2018研究可能有文化局限性（Bőthe等人，2019a;Bőthe等人，2020b;Bőthe等人，2020a;Bőthe，Lonza等人，XNUMX）。 这可能构成重大限制，因为来自其他文化背景的个人的规范，价值体系和经验可能与匈牙利的大多数西方观点有所不同。 关于色情内容的使用和其他性行为，据报道，东西方文化之间在性观念，行为和幸福方面存在差异（劳曼等人，2006年）。 因此，需要对PPU进行研究，以确保评估在不同文化之间都是可翻译的和准确的（克劳斯与斯威尼（2019））。 在中国和其他东方国家，关于PPU的实证研究相对较少，只有几项研究包括了来自东方国家的参与者（费尔南德斯和格里菲斯（2019））和跨文化社区的比较尚未进行检查。
患有PPU的人可能表现出特定的特征，包括强烈的渴望，较差的自我控制，尽管有社会或职业障碍但仍会继续从事社交活动以及不良后果，并以不良适应性方式使用色情制品，例如摆脱压力或负面情绪状态（陈等人，2018, Cooper等，2004, Kraus等，2016, Young等，2000). Wéry等。 （2016年） 报道说90％的PPU参与者报告了同时发生的精神病学诊断，并且在寻求治疗的样本中仅验证了少数量表（Bőthe等人，2020a； Kraus等，2020）。 因此，除了在线性活动的频率外，还使用渴望，强迫性行为和一般的心理健康来检查PPCS的标准有效性。 总之，在大多数PPU评估研究中，如PPCS-18，主要使用了非临床和西方样本。 因此，需要更多的研究来验证包括临床或亚临床人群以及跨文化在内的更多不同样本中的PPCS-18。
3.精神病理学中的网络方法
心理病理状态可能以涉及相互作用成分的复杂动态系统存在（2017年，博斯邦）。 与某些潜在模型相反，网络方法提出心理障碍涉及相关症状的网络，并且个别心理状态可能更多地依赖于症状之间的直接联系，而不是潜在变量的存在（Werner，Stulhofer，Waldorp和Jurin，2018年）。 网络理论和方法已成功地应用于包括饮酒障碍在内的各种心理病理现象（Anker等，2017），焦虑（Beard等人，2016年），抑郁症（Schweren，van Borkulo，Fried和Goodyer，2018年）和性欲亢进（Werner等人，2018年）。 这样的网络模型可以提供对特定域的中心性及其关系模式的重要见解。 因此，在当前的研究中，我们使用网络方法评估PPU网络拓扑并确定占据网络中心位置的症状，并探索了不同人群中症状域之间关系的模式。 这种方法将提供有关PPU如何与文化，社区和亚临床样本之间的症状相互作用的见解。
4.本研究的目的
考虑到男性相对于女性通常表现出更强烈的色情欲望和更频繁的使用习惯（温斯坦，佐尔克，巴布金，科恩和莱约叶，2015年），更频繁的PPU（Kafka，2010, Kraus等，2016, Kraus等，2015），以及对PPU的更多寻求治疗（Bőthe等人，2020a），本研究的目的是（1）在中国社区和亚临床样本中检查PPCS-18的可靠性，结构和聚合效度男人 （2）检查和比较匈牙利和中国样本以及社区和亚临床样本中PPCS-18的因子结构； （3）在网络类型分析中探索PPCS-18在多大程度上反映了与不同人群相关的特征。
5。 方法
5.1。 参加者及程序
这项研究是根据《赫尔辛基宣言》进行的，并且该方案获得了福州大学心理学系伦理委员会和埃洛夫·洛兰德大学的批准。 数据收集是通过在线调查进行的。 参与者被告知了研究目的。 仅允许18岁或以上的个人参加。
样本1：一个中国男性社区样本。 这项在线研究是通过一个受欢迎的中国调查网站，即文娟星（www.sojump.com，类似Survey Monkey的网站）进行的。 共有695名成年男性（年龄在18至48岁之间， M年龄 = 25.39， SD = 7.18）是从来自中国110个省/地区中28个省（即使用互联网协议地址进行识别）的34个城市的参与者中招募的。 2019年94.4月，带有链接的电子邮件将其重定向到调查网站，并简要介绍了我们的调查情况，并发送给了潜在的参与者，并且如果有兴趣的话，邀请个人参加调查。 在这个样本中，最常见的性倾向是异性恋（656％，4.2），双性恋（29％，1.4）和同性恋（9％，50.5）。 报告的恋爱状况，包括单身（351％，48.0），有性伴侣（334％，1.4）和有性伴侣（14％，XNUMX）。
样本2：中国男性的亚临床样本。 我们邀请了5536名男性（M年龄 = 22.70年， SD = 4.33），他们认为自己已经体验过PPU，并在一个网站（www.ryeboy.org/，这是一个专注于PPU干预的非营利性网站）上寻求帮助。 这些参与者是新注册的用户，并使用BPS筛选了潜在的PPU（Kraus等，2020). 克劳斯等。 （2020年） 建议BPS截止评分≥4表示PPU，并且4651个人符合此标准。 在该样本中，报告的性取向为异性恋（93.1％，4330），双性恋（3.1％，144）和同性恋（3.8％，177）。 所报告的恋爱状态包括单身（81.6％，3795），有坚定的性伴侣（16.9％，786）和有随意的性伴侣（1.5％，70）。
样本3：匈牙利男性社区样本。 匈牙利的调查是一个较大项目的一部分（https://osf.io/dzxrw/?view_only=7139da46cef44c4a9177f711a249a7a4; Bthethe等人，2019b）。 2017年10,582月，受访者被邀请通过广告在匈牙利最大的新闻门户之一上参与。共有18名男性参加了此项调查； 但是，为了使年龄与中国人的年龄相匹配，我们只选择了48至9395岁之间的参与者，从而对XNUMX名匈牙利男性（M年龄 = 23.35年， SD = 3.34）。 PPCS是在不同的匈牙利样本中开发的（Bőtheet al。，2018b），并且以前在匈牙利文化背景下已经报道了信度和结构效度（Bőtheet al。，2018b;Bőtheet al。，2019b;Bőtheet al。 。，2020b）。 至于恋爱状况，有30.3％（2847）是单身，有68.5％（6436）有任何类型的浪漫关系（例如，处于婚姻关系，订婚或已婚），有1.2％（113）表示“其他”选项。
6。 措施
简短的色情画面（BPS， Kraus等，2020)1. BPS是用于PPU（埃弗拉蒂和戈拉，2018年, Gola等人，2017）。 这是一项五项评估，并且对每一项使用三点评估量表（0 =从不，1 =偶尔，2 =总是）. BPS的Cronbach's alpha在华人社区样本中为89，在中国亚临床样本中为74。
市场问题
色情色情消费量表（PPCS-18，Bőthe等人，2018b). PPCS的翻译遵循自我报告措施跨文化适应过程的指南（Beaton，Bombardier，Guillemin和Ferraz，2000年）。 最初的PPCS由两名研究生（一名心理学专业，另一名汉语专业）翻译成中文。 PPCS包含18个项目和六个核心元素：显着性，情绪调节，冲突，宽容，复发和退缩，每个因素包括三项。 记录以下7分制的反应：1 =从不，2 =很少，3 =偶尔，4 =有时，5 =经常，6 =非常频繁，7 =一直。 在中国社区样本中，PPCS-18的Cronbachα为95，在匈牙利样本中为.94，在中国亚临床样本中为.94。
色情渴望问卷（PCQ， 克劳斯与罗森伯格，2014年). 这12项问卷是一维评估（克劳斯和罗森伯格，2014年, Rosenberg和Kraus，2014）。 要求受访者使用以下七个回答选项（无数字显示）表明他们对每个项目的赞同程度：“完全不同意”，“有些不同意”，“有点不同意”，“既不同意又不同意”，“同意”一点”，“有些同意”和“完全同意”。 分数越高表明对色情的渴望越大。 先前的研究已经使用了PCQ的中文版本（陈等人，2019）。 在华人社区样本中，这种规模的克伦巴赫系数为.92，在中国亚临床样本中为.91。
性强迫量表（SCS， Kalichman＆Rompa，1995年). 使用十项SCS评估了参与者表现出性强迫特征的程度。 回答以四分制进行评分（1 =根本不像我，2 =有点像我，3 =主要像我，4 =非常像我）。 先前已经描述了SCS的中文版本（陈江，2020）。 在本研究中，SCS表现出极好的可靠性（社区男性为.91，亚临床男性为.90）。
在线性行为调查问卷中文版（OSA， Zheng＆Zheng，2014年). 出于以下目的，使用了1个项目来衡量参与者对互联网的使用情况：（2）查看露骨的性爱材料（SEM），（3）寻找性伴侣，（4）网络性，以及（84）保持调情和性关系。 整个规模的克伦巴赫系数在华人社区中为81，在亚临床男性中为XNUMX。 分数越高，表明OSA参与的频率越高。
12项一般健康问卷（GHQ-12， 戈德堡与希里尔（1979）). GHQ-12是一种广泛用于常见精神障碍的筛查工具，由于它被认为是简短，有效和健壮的，并且与较长版本一样有效，因此建议作为病例检测器使用（Goldberg等，1997, Petkovska等人，2015年）。 GHQ-12已被翻译成多种语言，包括中文，并且已在许多不同人群中研究了其心理测量特性（Pan和Goldberg，1990年, Petkovska等人，2015年）。 GHQ-12总共包括12个项目（六个阳性和六个阴性），每个项目的得分为李克特四分制，得分越高，反映出的心理健康就越差。 中国社区男性的Cronbach量表的alpha为89，亚临床男性为93。
7。 统计分析
首先，对匈牙利男性进行CFA，然后对样本1和样本2进行交叉验证，以对中国男性的社区和亚临床样本中的结果进行交叉验证。 均值和方差调整的加权最小二乘估计器（WLSMV）用于参数估计。 模型拟合指数由比较拟合指数（CFI），塔克-刘易斯指数（TLI），近似均方根误差（RMSEA）和标准均方根残差（SRMR）确定。 大于95的CFI和TLI值被认为是极好的拟合度（可接受的拟合度≥90）。 均方根误差（RMSEA）值小于.06的情况被认为是极好的（对于08％的置信区间，对于适当的拟合，≤.10;对于可接受的拟合，≤.90）（布朗和库德克（1993）, Schermelleh-Engel等，2003）。 SRMR值小于0.08（对于良好拟合，≤06）被认为是可接受模型的指示（胡和本特勒，1999年）。 此外，为了测试不同文化背景（匈牙利和中国）以及社区和亚临床人群之间的测量不变性，对这三个样本进行了多组CFAs。 在每种情况下，测试并比较了六个不变性级别：配置，度量，标量，残差，潜在方差和潜在均值。 比较越来越受约束的模型时，观察到拟合指数的相对变化，建议的可接受范围如下：ΔCFI≤.010； ΔTLI≤.010; 且ΔRMSEA≤.015（米德，约翰逊和布雷迪，2008年).
还计算了Cronbach的alpha和复合可靠性（CR）值。 评估了性强迫量表（SCS），色情渴望问卷（PCQ），一般健康问卷（GHQ-12），OSA频率，BPS和PPCS-18之间的关联，以证实PPCS-18的有效性。 在控制了年龄，性取向和关系状况之后，使用皮尔森相关系数检查了变量之间的相关性。
我们分两步估算和分析PPCS-18网络。 第一步是建立规则网络，也称为马尔科夫随机场。 LASSO回归用于调整以减少错误连接的出现。 如前所述（Epskamp＆Fried，2017年），则EBIC超参数设置为.5。 其次，我们使用中心度统计量评估节点的相对位置，并测试了三个常见的中心度指标：节点强度，紧密度和中间度。 其中，中间性是指一个节点停留在其他节点之间最短路径上的次数。 接近中心性是从一个节点到所有其他节点的最短路径总和的倒数。 此外，我们使用网络比较测试比较了每个网络的整体连接强度（即所有相关强度的总和）。 所有网络分析均使用 qgraph，dplyr，NetworkComparisonTest及 引导网 R.（版本3.6.2）中的软件包。
8。 结果
8.1。 PPCS-18在华人社区和亚临床男性中的有效性和可靠性
与项目总体相关性，CFA，可靠性和收敛效度有关的结果显示在 表1。 计算项目的相关系数及其相应的总分，以证明项目分析的适当性：在中国亚临床男性患者中，PPCS-18之间的项目之间具有很强的相关性，而使用CFA在中国人中，PPCS-18显示出良好或可接受的拟合指数这两个社区样本。 尽管RMSEA略高于亚临床男性患者的阈值，但CFI，SRMR良好，TLI可接受。 根据相关性分析，PPCS-18与性强迫，色情渴望和总体心理健康的定性指标呈正相关，其次是包括OSA频率在内的定量指标。
表1。 三组男性中PPCS-18的信度和效度
| 样本 | rs（项目-总相关） | 验证性因子分析 | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| WLSMVx 2/df | CFI | TLI | RMSEA [90％CI] | SRMR | α | CR | ||
| 匈牙利社区男子 | （.58-.73） *** | 7155.758/120 | .973 | .965 | .079 [.077，.081] | .029 | .94 | .97 |
| 华人社区 | （.61-.83） *** | 723.926/120 | .980 | .974 | .085 [.079，.091] | .026 | .95 | .97 |
| 中国寻求帮助的人 | （.53-.79） *** | 6381.479/120 | .951 | .938 | .106 [.104，.108] | .035 | .94 | .96 |
。 CFI =比较拟合指数，TLI = Tucker-Lewis指数，RMSEA =近似均方根误差，CI =置信区间，SRMR =标准化均方根残差； α=克伦巴赫（Cronbach）的alpha； CR =复合可靠性 *** p <.001。
9.跨文化以及社区和亚临床男性对PPCS-18的测量不变性测试
测量不变性的结果显示在 表3。 对于结构不变性，RMSEA略高于建议的阈值（即.10），但是该模型在CFI，TLI和SRMR上显示了可接受的拟合指数。 因此，我们保留了该模型用于不变性测试的进一步步骤。 在度量模型中，与先前模型相比，拟合指数更合适。 然后，实现了标量不变和残差不变，但未实现潜在均值不变，这表明社区和亚临床男性之间存在潜在均值差异（请参见 表3）。 当出于模型识别的目的，亚临床男性的潜在平均差异被限制为零时，社区男性中个人的潜在平均水平显着低于亚临床男性中参与者的潜在平均水平（示例1：-0.88至-1.81 SD 在六个因素中， p <.001; 样本3：-0.39至-2.46 SD 在六个因素中， p <.01），表明亚临床个体在PPCS上的得分明显高于中国和匈牙利社区样本中的得分。 总之，PPCS-18在中国和匈牙利社区男性中具有相似的含义和潜在结构，可用于中国和匈牙利男性的比较。
10.每个样品中PPCS-18的六个因子的相互作用
马尔可夫随机场的结果表明，匈牙利人和中国人之间存在显着差异（p <.01）。 在华人社区和亚临床男性中，冲突与显着性负相关。 否则，冲突与显着性不直接相关，并且与匈牙利男性中的其他因素呈正相关（请参见 图1）。 中国社区和亚临床男性的示意图相似，并且在整体连通性方面未观察到显着差异（p = 0.6）。 集中度估算在 图2 （中心图）。 在这三个样本的网络中，戒断是最重要的节点，而耐受力也是亚临床个体网络中的一个中心节点。 为了支持这些估计，所有网络的退出率均具有较高的可预测性（华人男性：76.8％，华人亚临床男性：68.8％，匈牙利人：64.2％）。
图1。 三组人的网络示意图。 。 左侧是华人社区的男性网络，右侧是匈牙利社区的男性网络。 中间是中国亚临床样本人的网络。 实线表示正，虚线表示负。
图2。 三组男人中的节点中心性图
11。 讨论
尽管研究人员和临床医生可以使用几种评估PPU的量表，但随后很少在不同文化中对其进行重新验证，并且很少检查亚临床男性的量表的心理测量特性。 此外，在此类样本中与PPU相关的症状域如何关联（即显着性，戒断，耐受性，情绪改变，冲突和复发之间的相互关系）了解甚少（Bthethe，Lonza等人，2020年）。 因此，我们在中国背景下研究了PPCS-18的可靠性和有效性，并证明了其在华人社区和亚临床男性中的支持。 中文版本的PPCS-18在华人社区和亚临床男性中均表现出较高的内部一致性，综合可靠性和收敛性。 测量不变性测试表明，该量表同样适用于匈牙利社区，华人社区和中国亚临床人群，支持了该量表的潜在跨文化和临床用途。 网络分析表明，匈牙利和中国男性中PPCS-18的XNUMX个因子之间的相互作用显着不同。 中心估计表明，亚临床样本的核心症状是戒断和耐受，但在两个社区样本中只有戒断域才是中心节点。
12. PPCS-18在中国人群中的有效性和可靠性
在这三个独立且不同的样本上对PPCS-18的构建体有效性和可靠性进行了交叉验证。 PPCS-18的结构效度不仅得到支持，而且其收敛效度是通过报告其与色情渴望，强迫性行为，OSA频率和参与者总体心理健康水平的关系而建立的。 与先前的研究类似（Bőthe等人，2020b），OSA的频率似乎不能作为PPU的可靠指标，原因是OSA的四种亚型与PPCS-18的相关系数从小到大，这表明，PPCS-18在中国背景下也可能对PPU的定量方面敏感，尽管这种可能性值得进一步研究。
除了消费频率外，还应考虑定性方面，例如可能引诱色情内容的内容（克劳斯与罗森伯格，2014年）。 渴望的主观经验是成瘾的常见要素（克劳斯与罗森伯格，2014年），与预测戒断后成瘾行为的发生，维持和复发有关（Drummond，Litten，Lowman和＆Hunt，2000年）。 与以前的研究一致（Gola和Potenza，2016, Young等，2000），较差的心理健康评分和更多强迫性行为与较高的PPCS评分相关。 这些结果表明，在筛查和诊断PPU时应考虑渴望，心理健康因素和强迫性使用（Brand，Rumpf等，2020）。
PPCS-18在匈牙利和中国社区男子中表现出规模不变性，这表明在两种文化中都可以可靠地使用它。 此外，测量不变性测试表明，亚临床男性中PPCS-18得分的潜在平均值高于社区中男性，这证实了先前的发现（Bőthe等人，2020a；Bőthe，Lonza等人，2020）。 与社区男性相比，亚临床男性在PPCS-18的所有六个因素上得分更高（请参阅 表2），进一步证明了其有效性，并证明了该量表的潜在临床实用性。 与目前的发现一致，PPU患者通常表现出渴望，自我控制能力差，心理健康状况差（陈等人，2018, Cooper等，2004）。 此外，PPU的各种定义和量表（例如：Bőthe等人，2017, 古德曼，1998, Kafka，2013, Kraus等，2016, Wéry和Billieux，2017）。 我们的数据支持PPCS-18在中国显示出与其他辖区和亚临床男性相似的特征。
表2。 对中国社区和亚临床男性PPCS-18得分与其他测量之间的描述性分析和关联
| 秤 | 华人社区（N 695 =） | 中国亚临床男性（N 4651 =） | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 范围 | 偏度（SE) | 峰度（SE) | M（标清） | PPCS-18 | 偏态（SE） | 峰度（SE) | M（标清） | PPCS-18 | |
| 1-7 | .76（.09） | -0.15（.19） | 2.58（1.31） | _ | 0.10（.04） | -0.63（.07） | 4.36（1.33）*** | _ |
| 1.1显着性 | 1-7 | 1.01（.09） | 0.72（.19） | 2.22（1.20） | .78*** | 0.50（.04） | -0.88（.07） | 3.39（1.65）*** | .82*** |
| 1.2情绪调节 | 1-7 | 0.85（.09） | -0.06（.19） | 2.48（1.44） | .82*** | 0.22（.04） | -0.47（.07） | 3.76（1.74）*** | .82*** |
| 1.3冲突 | 1-7 | 0.79（.09） | -0.36（.19） | 2.82（1.73） | .81*** | -0.50（.04） | -0.99（.07） | 5.09（1.49）*** | .75*** |
| 1.4公差 | 1-7 | 1.24（.09） | 0.83（.19） | 2.34（1.52） | .90*** | -0.07（.04） | -0.60（.07） | 4.34（1.73）*** | .88*** |
| 1.5复发 | 1-7 | 0.71（.09） | -0.61（.19） | 2.95（1.80） | .89*** | -0.60（.04） | -0.45（.07） | 5.30（1.47）*** | .77*** |
| 1.6退出 | 1-7 | 0.92（.09） | 0.13（.19） | 2.53（1.48） | .91*** | 0.01（.04） | -0.89（.07） | 4.31（1.65）*** | .88*** |
| 1-4 | 0.76（.09） | 0.10（.19） | 1.99（0.71） | .75 *** | -0.29（.04） | -0.49（.07） | 2.90（0.68）*** | .57 *** |
| 1-7 | 0.57（.09） | -0.36（.19） | 2.94（1.30） | .74 *** | 0.26（.04） | -0.67（.07） | 4.23（1.37）*** | .65 *** |
| 0-2 | 0.40（.09） | -0.96（.19） | 0.75（0.61） | .81 *** | -0.43（.04） | -1.15（.07） | 1.55（0.39）*** | .61 *** |
| 0-3 | 1.10（.09） | 1.37（.19） | 0.93（0.55） | .43 *** | 0.18（.04） | -0.68（.07） | 1.57（0.69）*** | .38 *** |
| 1-9 | 1.39（.09） | 2.32（.19） | 2.20（1.01） | .56 *** | 1.68（.04） | 4.03（.07） | 2.90（1.15）*** | .39 *** |
| 6.1查看SEM | 1-9 | 0.83（.09） | 0.29（.19） | 2.91（1.44） | .63 *** | 0.32（.04） | -0.07（.07） | 4.49（1.55）*** | .48 *** |
| 6.2调情和关系 | 1-9 | 1.62（.09） | 2.03（.19） | 2.10（1.56） | .14 *** | 2.12（.04） | 4.29（.07） | 1.95（1.58）*** | .08 *** |
| 6.3寻找合作伙伴 | 1-9 | 2.35（.09） | 5.36（.19） | 1.63（1.24） | .26 *** | 2.87（.04） | 8.75（.07） | 1.64（1.43） | .15 *** |
| 6.4网络性 | 1-9 | 2.27（.09） | 6.08（.19） | 1.65（1.13） | .41 *** | 1.98（.04） | 3.88（.07） | 2.02（1.61）*** | .22 *** |
。 PPCS-18是在匈牙利样品中开发的，因此未测量匈牙利样品的外部和会聚性。 SCS =性强迫量表，PCQ =色情渴望问卷，OSA =在线性活动，BPS =简短的色情屏幕，GHQ =总体健康调查表，SEM =色情材料。 ***上方的 M (SD）的亚临床男性患者与社区男性患者之间存在显着差异。
- ***
p <.001。
表3。 跨文化背景和社区/亚临床男性的PPCS-18测量不变性指标
| 型号 | WLSMVx2(df) | CFI | TLI | RMSEA | 90％CI | SRMR | △χ2(df) | △CFI | △TLI | △均方根误差 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| （A）配置 | 25622.135 *（360） | .935 | .917 | .120 | .118-.121 | .035 | - | - | - | - |
| （B）公制 | 15057.070 *（384） | .962 | .955 | .088 | .087-.089 | .031 | -12490.935 *（24） | .007 | .038 | - 032 |
| 16788.044 *（552） | .958 | .965 | .077 | .076-.078 | .034 | 1730.974 *（168） | - 004 | .010 | - 011 |
| （D）残留 | 17521.081 *（588） | .956 | .966 | .077 | .076-.078 | .038 | 733.037 *（36） | - 002 | .001 | .000 |
| （E）潜在差异 | 8649.892 *（630） | .981 | .986 | .049 | .048-.050 | .050 | -8871.189 *（42） | .025 | .020 | - 028 |
| （F）潜在手段 | 74078.612 *（642） | .811 | .865 | .153 | .152-.154 | .082 | 65428.72 *（12） | - 170 | - 121 | .104 |
。 WLSMV =加权最小二乘均值和方差调整的估计量； χ2 =卡方； df =自由度； △TLI是行模型和先前模型的TLI差异； △CFI是行模型和先前模型的CFI差异。 △RMSEA是行模型和先前模型的RMSEA更改。 粗体字母表示达到的最终不变性水平。 *p <.01
13.社区和亚临床男性的PPU症状网络
与性欲亢进中网络方法的应用类似（Werner等人，2018年），我们将此方法应用于PPU，以检查PPCS-18在不同样品之间是否表现出相似或不同的关系。 这三个样本的整体网络拓扑表明，PPCS-18的域之间的关系可能具有与文化相关的差异。 在中国男性中，冲突因素与显着性负相关，而在匈牙利男性中，显着性与冲突无关。 在过去几十年中，中国发生了巨大的社会经济变化，与此同时，越来越多的中国人批评保守的性态度，尤其是那些将性定义为不道德的人，相反，他们开始强调性快感的重要性（林，2018, 黄，2014年）。 在本研究中，参与者为男性。 在中国占主导地位的性爱脚本中，鼓励男人追求性表达并表现出更宽容的性态度（郑等人，2011）。 因此，当人们的思想集中在色情上时，他们可能不会经历冲突。 另一方面，对PPCS上“冲突”部分的评估仅限于包括冲突的更多外围方面（例如，对性生活的负面影响）和排除冲突的更多主要方面（例如，人际冲突） （费尔南德斯和格里菲斯（2019））。 但是，在冲突和显着性之间的关系中，中国和匈牙利男人之间的关系存在根本差异的确切原因值得进一步研究，特别是考虑到社会接受程度和政府对色情使用的政府监管等因素在不同辖区可能有所不同。
此外，PPCS-18六个因素的集中度估计显示撤出是所有三个样本中最关键的因素。 根据亚临床参与者的强度，亲密性和中间性中心性结果，耐受性也发挥了重要作用，仅次于戒断。 这些发现表明戒断和耐受对亚临床个体尤其重要。 耐受和戒断被视为与成瘾有关的生理标准（Himmelsbach，1941）。 宽容和退缩等概念应构成PPU未来研究的关键部分（deAlarcón等，2019, 费尔南德斯和格里菲斯（2019）). 格里菲斯（2005） 假定任何被认为会上瘾的行为均应出现耐受和戒断症状。 我们的分析支持撤药和耐受域对于PPU在临床上很重要的观点。 与里德的观点一致（里德，2016），强迫性行为的耐受性和戒断证据可能是将功能障碍性行为定为成瘾性的重要考虑因素。
14。 局限性和未来研究
本研究并非没有局限性。 首先，没有测试时间稳定性。 其次，使用自我报告措施收集数据； 因此，结果的可靠性取决于受访者的诚实和准确性以及他们对项目的理解。 第三，亚临床样品中的RMSEA值略高，值得进一步研究。 参加者仅包括18-48岁的男性； 因此，应进一步研究PPCS-18在老年人口和妇女中的适用性。 尚不清楚与性别有关的差异是否可能受到文化或管辖权因素的影响。 因此，需要进行更多的研究来验证包括妇女，不同年龄组以及其他文化和司法管辖区在内的各种样本的PPCS-18。 此外，所研究的亚临床小组来自一个在线论坛。 研究结果可以扩展到其他环境（例如，提供面对面治疗的环境）的程度值得进一步研究。
15。 结论
PPCS-18在来自匈牙利和中国的社区男子以及来自中国的亚临床男子中具有很强的心理测量特性，据报道，他们对色情内容的使用控制不力。 因此，PPCS-18似乎是评估特定西方和东部司法管辖区PPU的有效和可靠措施，可在亚临床个体中使用。 此外，PPCS-18结构域之间的关系也可以反映不同人群的不同特征，目前的发现表明戒断和耐受性在PPU中很重要。 研究结果通过报告中国的亚临床和社区样本，扩大PPCS-18的通用性以及探索跨文化的不同症状域之间的关系，从而增进了理解。
资金
这项研究得到了中国国家社会科学基金会（授权号19BSH117和CEA150173）和福建省教育改革计划（FBJG20170038）的支持。 BB由SCOUP团队-性与伴侣-魁北克社会文化基金会的博士后研究金资助。 ZD得到了匈牙利国家研究，发展和创新办公室的支持（授权号：KKP126835，NKFIH-1157-8 / 2019-DT）。 MNP的参与得到了国家负责任游戏中心的卓越中心资助。 资助机构未对稿件内容进行任何投入，稿件中描述的观点仅反映了作者的观点，而不一定反映出资助机构的观点。
利益冲突
作者声明此手稿内容无利益冲突。
未引用的参考
Bőthe等人，2018, Bőthe等人，2019, Bőthe等人，2019, Bőthe等人，印刷中, Bőthe等人，2020, Bőthe等人，2019, Bőthe等人，2020, Bőthe等人，2018, Brand等，2019, Brand等，2019.
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