1 性行为档案（学习链接）
抽象
网络色情是一种广泛的互联网应用。 与其他 Internet 应用程序一样，在某些情况下，它的使用可能会出现问题。 初步迹象表明，有问题地使用在线色情内容与心理困扰和一般功能障碍之间存在联系。 然而，迄今为止，还没有用于评估有问题地使用在线色情内容的标准化标准。 在这项研究中，我们使用了在线色情障碍问卷（OPDQ）——一种将网络游戏障碍的官方标准改编为在线色情内容的工具——来衡量有问题的使用，并调查消费者在多大程度上自认为有问题地使用在线色情内容在心理困扰方面与临时用户不同。 一个流行的休闲约会网站的德国成年访问者的在线样本完成了 OPDQ，简要症状清单（BSI），并提供了有关他们在线色情内容使用的信息（n = 1539; 72.6% 男性； 31.43 ± 11.96 岁）。 T- BSI 的分数是计算出来的并且是独立的 t- 进行了测试以将临时用户与自我认为有问题使用在线色情内容的消费者进行比较。 在用户中，5.9% 符合问题使用标准。 这个群体消费在线色情内容的时间更长，并且表现出更高程度的心理困扰（Hedges' g 从 0.75 到 1.21）。 这 T-自我感知有问题的在线色情使用的用户分数在所有分量表上均达到临床相关水平。 总体而言，研究结果表明，自我感知 有问题地使用在线色情内容似乎与严重的心理困扰有关，这可能需要引起临床关注.
介绍
自从第五版精神障碍诊断和统计手册 (DSM-5) 将网络游戏障碍 (IGD) 作为“进一步研究的条件”（美国精神病学协会， 2013)，人们对可能与临床相关的互联网使用的各个特定领域越来越感兴趣。 这些领域之一是过度消费在线色情内容 (OP)。 在线色情是最常用的互联网应用程序之一，其消费在西方社会是一种普遍现象（Short 等人， 2012). 这反映在最受欢迎的 OP 网站之一——Pornhub——在全球访问量排名第八的网站上，33.5 年的访问量为 2018 亿次（Pornhub， 2018; 类似网站， 2018). 举例来说，这相当于每天约 92 万次点击，大致相当于澳大利亚、加拿大和委内瑞拉的人口总和。 总体而言，全球访问量最大的网站前 20 名中有四个在线色情网站（SimilarWeb， 2018).
对于大多数用户来说，OP 的消耗是没有问题的，甚至已经观察到一些积极的影响（Litras 等人， 2015; 麦基， 2007; 肖特等人， 2012). 尽管如此，对于一小部分用户来说，OP 的消费似乎成为问题（Short 等人， 2012; Wéry＆Billieux， 2017). 由于没有定义有问题的使用的标准化标准，研究人员之间尚未就什么与有问题的使用相对应达成一致（Duffy 等人， 2016; Sniewski 等人， 2018). 然而，人们一致认为过度使用 OP 会成为一个问题，并且在他们的系统评价中，Duffy 等人。 (2016) 在有问题的使用定义中确定了三个反复出现的特征：过度使用 OP、负面后果或功能障碍，以及对 OP 使用的控制减少。
由于诊断标准不一致以及由此产生的多种不同诊断工具，很难提供有关 OP 问题使用流行率的准确信息。 此外，大多数研究使用便利样本来调查问题使用的普遍性（de Alarcón 等人， 2019). 因此，报告的患病率在 0.7% 到 9.8% 之间变化（Ballester-Arnal 等人， 2017; Bőthe 等人， 2018; Najavits 等人， 2014; Ross等， 2012). 目前，只有 Rissel 等人的研究。 (2017) 分析了一个具有全国代表性的样本（澳大利亚： n = 20,094）。 他们发现女性患病率为 1.2%，男性患病率为 4.4%。 在大多数研究中，男性有问题的使用频率是女性的三到五倍（Wéry & Billieux， 2017). 此外，在线色情内容的问题使用似乎在年轻、受过良好教育的单身男性中更为常见（Ballester-Arnal 等人， 2014; de Alarcón 等人， 2019; Wéry＆Billieux， 2017). 然而，应该注意的是，这些发现可能部分归因于所分析的各自样本（=学生样本），不能一概而论（Wéry & Billieux， 2017).
OP 的有问题的使用与许多不同的问题有关。 使用 OP 有问题的消费者报告情绪困难（Allen 等人， 2017; 肖特等人， 2012)，例如羞耻感和内疚感，以及不断增加的无能感、担忧和攻击性（Duffy 等人， 2016; 金士顿等人， 2008; Sniewski 等人， 2018). 此外，有问题的使用与关系和人际关系问题相关，例如纠纷、说谎或社会孤立（Allen 等人， 2017; 达菲等人， 2016; 莱文等人， 2012; Wéry＆Billieux， 2017). 此外，OP 的使用问题也与学术或专业问题有关（Duffy 等人， 2016; Ross等， 2012; Wéry＆Billieux， 2017). 此外，有问题的 OP 使用与精神病理学症状之间似乎存在关联。 这些包括抑郁、焦虑、压力、注意力不集中、自尊心降低以及身心健康下降的症状（Duffy 等人， 2016; Kor等人， 2014; Sniewski 等人， 2018; 年轻， 2008). 强迫性行为领域的研究也证实了这一点，这些研究侧重于有问题地使用在线色情内容：他们还报告说，符合强迫性行为标准的用户经常患有精神疾病，例如情绪、焦虑、物质使用、冲动控制或人格障碍（Kraus 等人， 2015, 2016; 雷蒙德等人， 2003). 格拉布斯等人，（2015a) 进行了一项为期一年的纵向研究，其中他们检查了有问题的 OP 使用与心理困扰之间的关系。 他们的研究结果表明，有问题地使用 OP 是心理困扰的一个预测因素。 此链接强调了有问题地使用 OP 的临床相关性。 然而，在解释这些先前的发现时必须考虑两个主要限制。 首先，这些研究是横断面研究（除一个例外），因此不宜就因果关系得出任何结论。 OP 可能是相关问题的原因，但当然有问题的 OP 使用是处理心理困扰的应对策略和/或有问题的 OP 使用和心理困扰之间的关系由其他变量调节（ Wéry 等人， 2020) 或者回到一个共同的原因。 佩里 (2018) 能够表明，如果用户遇到道德不一致，即使 OP 使用时间很短也与抑郁症状有关。 对于没有经历过道德不一致的用户，只有非常高的使用时间与抑郁症状相关，这实际上可能表明反向因果关系，即使用 OP 作为应对策略存在问题。 其次，调查 OP 问题使用与心理困扰之间关系的研究数量总体上仍然非常有限，需要使用更严格的标准化评估进行研究。
因此，本研究的目的是更详细地检查自我感知有问题使用 OP 的消费者与临时用户的不同程度，特别是在他们的心理困扰方面。 如上所述，目前没有标准化的标准来识别 OP 的使用问题。 因此，在这项研究中，我们使用了一份问卷，该问卷利用 IGD 的官方 DSM-5 标准来评估在线色情内容的使用问题——在线色情障碍问卷（OPDQ；（Mennig 等人， 2020; Petry等人， 2014). 由于此问卷是一种自我报告工具，问题严重性的评估完全留给受访者，我们认为术语“自我感知有问题的 OP 使用”（SPP-OP 使用）比“有问题的 OP”更合适使用”，因此将在我们的研究中使用这个术语。 在这一点上，可以说 IGD 和 SPP-OP 的使用不同，因此，使用相同的标准是不适用的。 这是一个严肃的问题，需要进一步研究。 我们建议使用 IGD 标准作为此类研究的起点，原因如下。 许多研究人员批评 DSM-5 诊断“互联网游戏障碍”过于具体，而是提倡使用“有问题的互联网使用”的一般概念，涵盖所有互联网应用程序（包括 OP）的有问题使用（Block， 2008; 波坦察，2014 年； 爱等人， 2015). 然而，关于 OP 使用问题的特殊情况，许多研究人员认为它应该被归类为特定的互联网使用障碍（Brand 等人， 2016; 加西亚和蒂博， 2010; 库斯等人， 2014; 莱尔品牌, 2014). 这个提议似乎是合理的，因为在有问题的使用电脑游戏 (IGD) 和网络色情之间存在着重要的病因学相似之处。 这两种行为通常被归类为行为成瘾，在他们的 I-PACE 模型中，Brand 等人。 (2016) 假设，互联网应用程序的问题使用的出现和维护所涉及的机制——无论是电脑游戏还是在线色情——非常相似。 因此，在有问题的互联网使用框架中考虑 OP 的有问题使用并相应地使用已经在另一种特定互联网使用障碍 (IGD) 的背景下得到充分调查的标准似乎是合理的。 此外，事实上 IGD 标准也与 Duffy 及其同事在系统评价中提取的定义 OP 使用问题的特征很好地对应（2016) 也支持应用 IGD 标准。
付款方式
参与者和程序
这些数据是通过在线调查（2017 年 2018 月至 20 年 18 月）收集的。 调查问卷的链接已发布到各种互联网论坛（例如，reddit）、Facebook 群组、邮件列表和一个流行的德国休闲约会网站 (poppen.de)。 参与者有机会赢取流行在线商店的五张礼券之一（每张价值：1 欧元）。 如果参与者知情同意，年满 XNUMX 岁，报告他们的母语是德语，并且他们的 OP 使用至少占他们总在线时间的 XNUMX%，则参与者被包括在内。
2443 名参与者符合纳入标准。 其中，904 人 (36.27%) 必须被排除：839 人因为他们缺少 OPDQ 数据，9 人因为他们缺少简明症状量表（BSI；40 项中少于 53 项）的数据，37 人因为他们未能提供重要信息（例如，平均 OP 使用会话：72 小时），八个是因为评论表明他们的数据存在偏差（例如，由于最近一位密友的去世导致高 BSI 值，如评论部分所述）调查结束）和 11，因为他们的回答时间快得不切实际（比平均时间低 2 个标准差）。 最后，对 1539 名参与者的数据进行了分析。 为了测试系统性辍学效应，完成 OPDQ 的参与者和之前终止参与的参与者使用独立的 t-tests。
在开始这项研究之前，已获得当地内部审查委员会的伦理批准。 参与者被告知该研究； 他们确认自己已年满 18 岁，并在访问调查之前点击同意按钮表示知情同意。 所有数据都是匿名收集的。
措施
社会人口信息
收集了有关性别、年龄、教育水平以及就业和关系状况的信息。
有关一般和特定互联网使用的信息
参与者报告了他们通常一周在网上花费的时间（小时）。 此外，他们还提供了有关 OP 使用情况的具体信息，例如他们使用哪种 OP 以及使用多长时间（小时/周）。
有问题的使用
使用 OPDQ 评估了 SPP-OP 使用的趋势。 OPDQ 是网络游戏障碍问卷（IGDQ；Petry 等人， 2014) 进行了修改以评估 SPP-OP 的使用（Mennig 等人， 2020) 并由九个项目组成，具有“否”(0) 和“是”(1) 的二分式响应格式。 这些项目以 IGD 的 DSM-5 标准为模型，并通过添加响应来计算总分（分数范围：0-9）。 在最初的 IGD 问卷中，得分 ≥ 5 被定义为一个分界线，高于该分界线的受访者被认为满足 IGD 的 DSM-5 标准。 为了使其适应 SPP-OP 使用，游戏项目中的引用被替换为对 OP 的引用。 一个示例项目是：“你是否觉得你应该花更少的时间看 OP，但无法减少你看 OP 的时间？”。 心理测量评估表明，这是基于问卷评估 OP 问题使用的有用工具（Mennig 等人， 2020). OPDG 显示出与 ω 良好的内部一致性序数 = 0.88。 在探索性因素分析中，提取了一个因素，并通过验证性因素分析验证了这一结果。 这一发现表明结构有效性。 OPDGQ 分数与修改版的短网络成瘾测试的分数高度相关的事实（原文：Young， 1998; 德文版：Pawlikowski 等人， 2013) 旨在评估有问题的互联网使用，或者在我们的案例中，SPP-OP 使用，是收敛有效性的指示。 此外，发现超过问题使用截止值的用户使用 OP 的时间更长。 这一发现支持该工具的标准有效性。
简要症状库存
BSI 的经过验证的德语版本用于评估参与者的感知心理困扰（Derogatis， 1993; 弗兰卡 2000). BSI 包含 53 个陈述，询问参与者在上周的心理功能。 这些项目以 5 分制回答，范围从 0 (一点也不）到4（非常) 并形成九个不同的分量表。 此外，可以计算心理困扰的全球指标——即全球严重程度指数（GSI）。 GSI 结合了症状的数量及其强度水平。 它的分数范围从 0 到 4，分数越高表示痛苦越大。 在本样本中，全球规模的内部一致性（Cronbach's alpha）为 α = 0.96。 BSI 的原始值可以转化为 T-使用特定性别的标准得分（弗兰克， 2000). T- 分数（M = 50, SD = 10) 服从正态分布，因此 40 到 60 之间的分数被认为是平均分数（Michel & Conrad， 1982). 根据德罗加蒂斯 (1993), 一个 GSI T-分数≥63 表明痛苦与临床相关。
数据分析
IBM SPSS Statistics 25 (IBM SPSS Statistics) 用于统计分析。 独立的 t 进行测试（在方差不等的情况下：Welch 测试）以确定临时用户（OPDQ 分数 < 5）和使用 SPP-OP 的消费者（OPDQ 分数 ≥ 5）之间的任何差异。 比较这些组的互联网使用情况（小时/周）、OP 使用情况（小时/周）和心理困扰（BSI 结果）。 BSI 的原始值被转化为标准化的 T-使用可用的特定性别常模表进行评分，以考虑报告的精神病理学症状中的特定性别差异（Franke， 2000). 这允许在标准化的背景下比较 BSI 结果 T-分布，这有助于结果与总体值的解释和可比性。 由于使用 SPP-OP 的消费者和临时用户的群体规模差异很大，我们报告了 Hedges g （萨维罗斯基， 2009) 作为效应量的度量。 的影响 g = 0.20 被认为是小的， g = 0.50 作为介质，和 g = 0.80 一样大。 因为进行了多重比较，所以应用 Bonferroni-Holm 校正来控制家庭错误率（Holm， 1979). 为了评估共同方法偏差的风险，计算了 Harman 的单因素得分（Harman， 1976; 波德萨科夫等人， 2003). 该测试通过在探索性因子分析中将所有相关变量加载到一个因子中，然后检查未旋转的因子解来进行。 该检验的基本假设是，当单一因素解释超过 50% 的方差时，存在共同方法方差（Podsakoff 等人， 2003).
成果
描述性统计
最终样本由 1539 名 72.6 至 18 岁（76 ± 31.43 岁）的德语色情用户（12% 男性）组成。 大多数参与者完成了中等教育 (42.3%) 或大学学位 (35.8%)。 大约一半的参与者处于恋爱关系中 (47.7%)。 最受欢迎的 OP 形式是视频（54.5%），其次是图片（35.8%）。 详情见表 Table11.
表1
参与者的人口统计数据
| M or n | 标准差或% | |
|---|---|---|
| 年龄 | 31.43 | 11.96 |
| 性生活 | 1118a| 421b | 72.6a| 27.4b |
| 互联网使用（小时/周） | 22.31 | 15.56 |
| 在线色情使用（小时/周） | 3.17 | 5.11 |
| 关系状态 | ||
| 集成的 | 717 | 46.6 |
| 在关系 | 735 | 47.7 |
| 未提供信息 | 87 | 5.7 |
| 教育 | ||
| 没有学校证明 | 3 | 0.2 |
| 中学证书 | 334 | 21.7 |
| A-水平 | 651 | 42.3 |
| 大学生 | 551 | 35.8 |
| 网络色情的类型 | ||
| 视频 | 838 | 54.5 |
| 图片 | 551 | 35.8 |
| 摄像头 | 145 | 9.4 |
| 其他名称 | 5 | 0.3 |
n = 1539
a男性
b女性
辍学比较
在 OPDQ 之前停止参与的参与者更年轻 [M = 31.5 ± 11.7 年对比 M = 32.7 ± 12.5 年， d = 0.09； (t （1856）= 1.97， p < .05)] 并且有更高的 OP 使用时间 [M = 4.96 ± 2.28 小时对比 M = 4.06 ± 2.10 小时， d = 0.11； (t （893）= 2.12， p < .05)] 比那些完成它的人。
临时用户和消费者使用 SPP-OP 的比较
参与者的平均 OPDQ 得分为 1.4 ± 1.7，其中 91 名 (5.9%) 参与者的 OPDQ 得分达到或超过 XNUMX 分（= SPP-OP 使用）； 其中大部分是男性（n = 80; 87.9%）。 男性 SPP-OP 使用率为 7.15%，女性为 2.61%（χ2 （1）= 11.35， p <.001）。 年龄方面无显着差异（t （1537）= 1.04， p = .29), 教育 (χ2 （6）= 2.24， p = .89）和关系状态（χ2 （3）= 2.39， p = .49）。
互联网和 OP 使用
一般而言，使用 SPP-OP 的消费者在互联网上花费的时间更多（M = 24.46 小时 ± 18.08 对比 M = 22.05 h ± 15.37) 以及 OP (M = 7.85 小时 ± 10.05 对比 M = 2.89 小时 ± 4.49)。 两种差异都很显着[互联网使用： t （98.35）= 2.28， p <.05， g = 0.28 | OP使用： t （92.27）= 4.42， p <.001， g = 0.94]。
心理困扰
使用 SPP-OP 的消费者在每个 BSI 子量表上得分显着更高（p < .01 在所有情况下）。 他们表现出更高水平的躯体化（t （97.09）= 5.59，G = 0.75), 强迫行为 (t （104.86）= 12.16，G = 1.21), 人际敏感度 (t （1537）= 9.19，G = 0.99），抑郁症（t （1537）= 10.18，G = 1.10), 焦虑 (t （96.77）= 6.87，G = 0.94), 敌意 (t （1537）= 8.29， g = 0.89), 恐惧性焦虑 (t （96.79）= 7.59， g = 1.04), 偏执观念 (t （1537）= 8.67， g = 0.94）和精神病（t （1537）= 10.18， g = 1.10), 导致整体更高水平的心理困扰 (t （1537）= 10.32， g = 1.12）。 见图。 1.
有问题使用 OP 的消费者和临时用户的心理困扰（所有差异都很显着， p < .01; 灰色阴影表示测试结果被认为是平均的区域； 随意使用的错误栏（标准错误）按图形点大小的顺序排列）
哈曼单因素得分
所有相关变量都加载到一个因子上的未旋转探索性因子分析解释了 31.4% 的总方差，因此反对共同方法偏差。
讨论
在本研究中，对 1539 名 OP 用户的样本进行了 SPP-OP 使用、一般互联网使用行为、社会人口特征和心理困扰的检查。
SPP-OP 的使用率为 5.9%。 尽管由于使用的诊断仪器不同，比较患病率很困难，但该结果与其他一些研究具有可比性。 丹麦人等。 (2006) 在他们对瑞典成年人的研究中报告了 5.6% 的患病率。 在一项针对匈牙利成年人的研究中，3.6% 的参与色情用户属于“高危”群体，这大致对应于有问题的使用（Bőthe 等人， 2018). 就其设计而言，本研究不是流行率研究。 参与者是故意招募的，以便通过使用休闲交友网站来包括大量自认为有问题的用户，这些人可能更频繁地访问这些网站，也更有可能认可有问题的 OP 水平。 男性比女性更频繁地使用 SPP-OP。 这一发现在所有相关研究中都有很好的报道和发现（例如，Daneback 等人， 2006; 佐丹奴和卡什韦尔， 2017; Ross等， 2012). 与其他一些研究相反，我们发现使用 SPP-OP 的消费者和临时用户在年龄、教育和关系状况方面没有差异（Ballester-Arnal 等人， 2014; Daneback 等人， 2006; Ross等， 2012).
使用 SPP-OP 的参与者不仅总体上花费更多的时间在线，而且特别消耗更多的 OP。 这与 Bőthe 等人的结果一致。 (2018）（r = .14， p < .1), Grubbs 等人, (2015b）（r = .19， p < .01) 和 Brand 等人。 (2011）（r = .20， p > .05) 他们都发现使用时间和 OP 的有问题使用之间存在小的正相关关系，尽管它们是否达到显着性取决于样本量。 因此，仅根据 OP 的使用时间来定义 OP 的使用问题是不合适的。
到目前为止，使用 SPP-OP 的消费者与临时用户之间的最大差异在于他们的心理困扰。 使用 SPP-OP 的参与者在 BSI 的每个分量表上得分更高，表明他们的心理困扰水平明显高于其他参与者。 最显着的差异出现在抑郁、强迫行为和精神质的分量表上。 SPP-OP 使用与抑郁症之间的联系是文献中研究较多的主题之一，并在这项具有标准化诊断标准和更大样本的研究中得到证实（Grubbs 等人， 2015a; Philaretou 等人， 2005; Wéry＆Billieux， 2017). 使用 SPP-OP 的参与者在强迫行为和精神病性子量表上得分较高，可能受到与有问题的 OP 使用相关的人格因素差异的影响。 先前的研究报告了有问题的互联网使用（包括 OP）与更高水平的冲动和神经质之间的关联（Antons & Brand， 2018; 哈迪和 T 恤， 2007; Müller等人， 2014a, 2014b; 王等人， 2015). 据报道，这些人格特质与 BSI 子量表的强迫行为（冲动性）和精神病性（神经质）有关（Grassi 等人， 2015; Loutsiou-Ladd 等人， 2008). 这项研究证实使用 SPP-OP 的消费者总体上表现出更高水平的心理困扰，这进一步证实了现有报告。 Grubbs 及其同事（Grubbs 等人， 2015a, 2015b) 进行了两项研究，检查自我判断的 OP 成瘾与心理困扰之间的关系。 在这两项研究中，他们发现对 OP 的感知成瘾程度较高与心理困扰有关。 在他们的纵向研究中（Grubbs 等人， 2015a)，即使他们控制了其他变量，如基线心理困扰或 OP 的使用时间，这种关系仍然很重要。 在他们对网络成瘾治疗寻求者样本的分析中（包括有问题地使用 OP），Müller 等人，（2014a, 2014b) 比较了符合网络成瘾标准的参与者和不符合网络成瘾标准的参与者的心理困扰。 他们还发现网络成瘾与更高水平的心理困扰有关（GSI：0.83 对 0.35， p <.001）。 与我们的研究相反，Müller 等人（2014a, 2014b) 分析了广泛的网络成瘾患者样本（其中还包括在线游戏或社交网站）。 因为我们只关注 OP 的用户，所以我们的研究结果使我们能够专门针对 SPP-OP 的使用得出结论。 性成瘾或强迫性行为研究领域的研究同样发现，网络色情内容的有问题使用与心理压力增加之间存在关联。 在一项在线研究中，Kor 等人。 (2014) 发现，关于有问题地使用在线色情内容的问卷得分与心理困扰呈正相关。 他们还使用 BSI 来捕捉参与者的心理困扰，并且与我们的结果一致，发现了两者之间的相关性 r = .18（躯体化）和 r = .27（精神病）。 在另一项针对临床样本的有趣研究中，Kraus 等人。 (2015) 检查了 103 名因强迫性色情使用和/或性滥交而寻求治疗的男性。 他们发现，大多数参与者不仅在使用网络色情内容方面存在问题，而且还符合以下精神障碍的标准：情绪（71%）、焦虑（40%）、物质使用（41%）、和冲动控制障碍 (24%)。
在本研究中，使用 SPP-OP 的参与者不仅比临时使用者具有更高的 BSI 值，而且他们的大部分结果都升高到与 BSI 的人口常模相比的临床相关程度。 这 T-他们的 GSI 分数以及他们在强迫行为、人际关系敏感性、抑郁、恐惧性焦虑、偏执观念和精神病性分量表上的结果均≥ 63。特别是，GSI 分数 T = 68（原始值：GSI = 1.12）是显着的，因为这对应于 96% 的百分位排名，这意味着 96% 的常模组得分较低。 如此高的分数通常只有患有精神疾病的人才能获得（Kellett 等人， 2003). 维兰等人。 (2012) 分析了精神科门诊智障患者的样本。 同样符合 DSM-4 精神障碍标准的亚组获得了 GSI = 1.10 的 BSI 总分。 相比之下，临时用户的 BSI 值都在介于 T = 40–60。 这表明在线色情内容的消费本身没有问题，而使用 SPP-OP 的人则处于严重的心理困扰中。 然而，由于这是一项横断面研究，我们无法对这种关系的因果关系做出任何可靠的陈述。 SPP-OP 的使用可能会导致问题（例如社交退缩），随后可能导致心理困扰。 格拉布斯等人，（2015a, 2015b) 进行了一项纵向研究，发现自我感知的 OP 成瘾预示着心理困扰。 即使他们控制了其他变量，如基线心理困扰或 OP 的使用时间，这种关系仍然很重要。 这些结果建立了一定的时间顺序。 由于时间优先是因果关系的必要条件，这些发现与心理困扰导致 SPP-OP 使用的观点相符。 然而，这不是充分条件，因此不允许对关系进行明确的因果解释，因为其他相关但未测量的第三变量可以解释关联。 心理困扰和 SPP-OP 的使用可能都是一个共同原因的结果，例如自我调节情绪和认知过程的缺陷、早期逆境或其他跨诊断因素（Gershon 等人， 2013; 谢佩斯等人， 2015). 在临床经验中，大多数情况下，这些不同的因果关系共存并相互作用。 正如引言中已经提到的，当然也可以想象存在反向因果关系。 换句话说，SPP-OP 可能是对已经存在的心理困扰的反应。 在这种情况下，SPP-OP 将成为心理困扰的应对策略。
优势和局限
当前研究的优势包括招募的色情用户样本量大、使用类似于 IGD 的 DSM-5 标准的标准确定 SPP-OP 使用以及 BSI 的使用 T-有助于与人口规范进行有意义的比较的分数。
结果的解释应考虑研究的局限性，例如排除任何因果推论的横断面设计、样本的自我选择性质以及自我报告措施的排他性使用。
结论
总的来说，这项研究的结果表明，使用 SPP-OP 与严重的心理困扰有关。 我们注意到存在一个同时遭受 SPP-OP 使用和精神病理学症状升高和高度痛苦的群体。 因此，在治疗环境中，探索 OP 的使用可能是有用的，因为有问题的使用可能是现有心理困扰的长期因素，并且可能是一个严重的问题，需要意识，在某些情况下需要临床关注。 当人们认为消费 OP 是全世界数百万人参与的最受欢迎的在线活动之一时，未来的研究应该通过实验和纵向设计进一步研究 SPP-OP 使用与心理困扰之间的关系。
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