伊朗妇女的社交媒体成瘾和性功能障碍：亲密和社会支持的中介作用（2019）

Behav Addict。 2019可能是23：1-8。 doi：10.1556 / 2006.8.2019.24。

Alimoradi Z.¹, 林CY², 伊曼尼五世³, Griffiths医学博士⁴, Pakpour AH^1,5.

抽象

背景和目的：

社交媒体的使用在互联网用户中越来越受欢迎。 鉴于社交媒体在智能手机上的广泛使用，人们越来越需要研究使用此类技术对性关系及其结构（如亲密关系，满意度和性功能）的影响。 然而，人们对社交媒体成瘾对性窘迫的潜在机制知之甚少。 这项研究调查了两个结构（亲密和感知的社会支持）是否是已婚妇女社交媒体成瘾和性窘迫相关联的调解者。

方法：

所有参与者都进行了一项前瞻性研究（N = 938; 平均年龄= 36.5岁）完成了卑尔根社交媒体成瘾量表以评估社交媒体成瘾，女性性苦难量表（经修订以评估性苦难），一维关系亲密度量表以评估亲密关系以及感知社会支持的多维量表以评估感知的社会支持。

结果：

结果显示，社交媒体成瘾具有直接和间接（通过亲密和感知的社会支持）对性功能和性窘迫的影响。

讨论和结论：

这项研究的发现有助于更好地了解社交媒体参与问题如何影响夫妻的亲密感，感知的社会支持以及性功能的建构。 因此，在社会媒体使用的背景下，性咨询应被视为评估个人行为的基本要素。

关键词：亲密; 性功能; 社交媒体成瘾; 社会支持

结论：31120317

作者： 10.1556/2006.8.2019.24

通信和信息技术的快速发展使得全球互联网的使用变得越来越容易。 在2017中，世界上大约有十亿人口通过他们自己的智能手机或计算机访问互联网（阿南德，布兰德伍德和詹姆森·埃文斯（2017））。 15-24年龄段青少年的互联网使用普及率估计为发达国家的94％和发展中国家的67％（国际电信联盟，2017）。 根据最近的一份报告，69.1％的伊朗人口（进行这项研究）是2018开始时的互联网用户（互联网世界统计，2018).

近年来，社交媒体已成为个人日常生活中不可或缺的一部分（Masthi，Pruthvi和Phaneendra，2018年）。 社交媒体渗透的程度在全世界范围内持续增加。 在2017中，71％的互联网用户是社交网络用户（Statista，2018）。 社交媒体用户数量从1的不到2010亿增加到2.46的2017亿（Pakpour，Yekanenjad，Pallich和Burri，2015年）。 此外，预计社交媒体用户数量将超过3的2021亿人口（Statista，2018）。 在伊朗，约有40百万人是活跃的社交媒体用户，占前一年135％的增长。 在中国，印度和印度尼西亚之后，伊朗社交媒体使用量增长排名世界第四（金融论坛，2018）。 根据一个统计网站，64.86％的伊朗社交网络用户在2018的Facebook上活跃（StatCounter，2018).

虽然在个人中很少观察到网络成瘾（IA），但通过基于互联网的媒体（如在线游戏和社交网络）从事在线活动可能会导致少数用户上瘾行为（格里菲斯，2017）。 社交网络的上瘾使用是一种特定的“技术成瘾”形式，与网络游戏障碍有相似之处，暂时包含在最新的（第五版） 精神疾病诊断与统计手册 作为一种需要进一步研究的疾病（美国精神病学协会[APA]，2013）。 这些病症被认为具有相似的成瘾症状，包括突显，情绪改变，耐受，戒断，冲突和复发（He，Turel和Bechara，2017年）。 社交媒体成瘾的特征在于过度关注社交媒体活动，而经常忽略所有其他活动，滥用社交媒体成瘾的特征在于它会干扰生活的其他重要领域，包括人际关系，教育和/或职业，从而造成无法控制的使用个人的（即，临床障碍； Dong＆Potenza，2014年）。 因此，社交媒体成瘾等技术成瘾可能会产生消极和严重的心理和心理社会影响（格里菲斯，2000）。 过度在线使用通常伴随着个人社交圈规模的缩小，以及孤独和抑郁的增加（Lin等，2018）。 姚和钟的研究结果（2014使用一项前瞻性研究证实，随着时间的推移过度和不健康地使用互联网会增加男女学生的孤独感（年龄：18-36年）。 尽管抑郁症对IA具有积极和双向的中介作用，但在交叉滞后分析中没有报道这种关系。 他们报告说，与朋友和家人的在线社交关系并不能有效地替代线下互动以减少孤独感。

个人在线使用和基于互联网的媒体遇到的问题应从以下角度进行更仔细的审查：（a）个人如何利用这个空间发展他们的关系;（b）个人花多少时间与他人交流（Whitty，2008）。 在互联网相关活动上花费大量时间和精力可以影响个人生活的许多方面（Dong＆Potenza，2014年）。 不同的研究表明，性健康是可能受IA和/或互联网相关活动影响的个人健康领域之一（Felmlee，2001; Whitty，2008; Zheng＆Zheng，2014年）。 随着互联网用户数量的增加，使用互联网进行性活动的人数也在增加（库珀和格里芬·雪莱，2002年）。 与“性”相关的词语是搜索引擎中用作此声明的证据的首要术语（古德森，麦考密克和埃文斯，2001年）。 在线性活动指的是任何在线性活动，如寻找性伴侣，购买性产品，性交谈，访问和观看色情内容，以及进行网络性活动（库珀和格里芬·雪莱，2002年）。 在线性内容的使用可以在配偶之间的承诺关系中发挥重要作用（Olmstead，Negash，Pasley和Fincham，2013年）。 Bridges和Morokoff对异性恋伴侣的研究（2011），48.4％的男性和64.5％的女性表示，使用性内容是与伴侣做爱的一部分。 虽然寻找在线性内容可以为个人创造积极的体验，但为了性目的过度使用互联网可能会混乱和/或上瘾（Daneback，Ross和Månsson，2006年）。 Aydın，Sarı和Şahin的研究（2018）和Eichenberg，Huss和Küsel（2017）证明了网络成瘾可能是夫妻分居和离婚的一个因素。 此外，网络用户报告他们对性交的渴望下降。 Muusses，Kerkhof和Finkenauer（2015）研究了在线性内容的使用与配偶关系质量之间的短期和长期关系，发现性内容的使用与丈夫之间的关系调整之间存在负面和相互关联。 换句话说，男性对伴侣的性满意度预测明年丈夫在线性内容的使用会减少。 但是，女性使用在线性内容并不影响对配偶的性满足。

性关系和关系满足取决于合作伙伴了解彼此的需求和愿望的程度（Peleg，2008）。 关系调整是两个人之间的进化过程，受到人际交往技巧和性关系质量的影响（Sinha和Mukerjee，1990年）。 人际交往是关系满意度最重要的预测因素之一。 双方的性关系不仅在有实体存在的情况下令人满意，而且在性伴侣之间也存在联系（罗伯茨和大卫，2016年）。 对情感和性满足的关系，协议，连贯性和表达的满意度是影响浪漫伴侣关系质量的结构（Muusses等，2015）。 未能与之建立理想的性关系和不满，可伴随着幸福感，生活满意度，抑郁，焦虑，强迫和强迫，孤独，空虚，低自尊和精神障碍的减少。 它还可能导致履行父母职责的困难（Barzoki，Seyedroghani和Azadarmaki，2013年; Heiman等人，2011年; McNulty，Wenner和Fisher，2016年）。 Schmiedeberg和Schröder（2016）表明，关系的长度与关系中的性满足，健康状况和亲密关系有关，而冲突风格可能会影响对伴侣的性满足。

鉴于智能手机的广泛使用和安装不同的应用程序以及与互联网和社交网络的连接（Hertlein，2012; 罗和Tuney，2015年），越来越需要研究使用这些技术对性关系及其结构的影响，如亲密关系，满意度和性功能。 由于前瞻性研究可以证明变量之间存在更强的关系，并考虑到在线社交网络与婚姻关系质量之间这种关系的重要性，本研究评估了社交媒体使用对夫妻性健康的影响，包括性功能，性行为和夫妻之间的亲密关系。

参与者成员

目前的研究是一项针对女性的前瞻性研究，该研究涉及伊朗城市加兹温在8月2017和10月2018之间接受常规医疗保健的城市卫生中心。 在伊朗，卫生系统通过网络运作。 该网络包括转诊系统，从周边的初级保健中心到主要城市的三级医院。 加兹温市拥有12城市健康中心，提供各种护理服务，包括产前护理，怀孕，产后，儿童生长监测，疫苗接种和助产护理服务。 这些城市保健中心隶属于加兹温医学科学大学，并在这些中心维持家庭健康记录。

根据18岁以上，在过去6个月内已结婚或有性活跃的意愿以及参加研究的资格标准，纳入了女性参与者。 排除标准是（a）患有慢性身体疾病（例如糖尿病和心血管疾病）或严重的心理疾病，（b）使用影响性功能的药物（例如精神病药物和降压药），以及（c）怀孕和哺乳女人。 经过这一招聘过程，有938名已婚妇女参加了这项研究。

措施

本研究中研究的变量包括社交媒体成瘾，女性性功能，女性性窘迫，亲密关系和亲密关系，社会支持，焦虑和抑郁。 此外，还研究了人口统计学变量，包括年龄，妇女和丈夫的受教育程度，就业状况，结婚时间，每月性交频率，怀孕史，体重指数，妇女生育状况和吸烟情况。

社交媒体成瘾 使用卑尔根社交媒体成瘾量表（BSMAS; Andreassen等人，2016年）。 BSMAS包含来自5的1点李克特量表的六个项目（非常稀有）到5（经常）。 BSMAS包括成瘾的六个核心组成部分（即显着性，情绪调节，宽容，戒断，冲突和复发）。 BSMAS分数越高，表示对社交媒体的使用就越严重。得分高于19表示该个人有被社交媒体使用上瘾的风险（Bányai等人，2017年）。 该规模被翻译成波斯语，经验证有效性和可靠性（Lin，Broström，Nilsen，Griffiths和Pakpour，2017年）。 本研究中Cronbach的BSMASα为.84。

女性性功能 使用女性性功能指数（FSFI; Lin，Burri，Fridlund和Pakpour，2017年; Lin，Oveisi，Burri和Pakpour，2017年; 罗森（Rosen）等人，2000年）。 它使用19问题评估女性的性功能，这些问题包括六个独立领域，包括欲望（2问题），心理刺激（4问题），润滑（4问题），性高潮（3问题），满意度（3问题）和性疼痛（ 3问题）。 发现FSFI的波斯语版本的心理测量属性令人满意（Fakhri，Pakpour，Burri，Morshedi和Zeidi，2012年）。 本研究中Cronbach的FSFIα为.87。

女性性窘迫 使用女性性窘迫量表 - 修订版（FSDS-R）进行评估。 这是一个自我报告量表，其中包含13项目，用于检查女性性活动的各个方面。 所有问题都有来自5的0点Likert分数（决不要）到4（时刻）。 分数越高，性生活越多。 总分是通过每个问题得分的总和得到的（DeRogatis，Clayton，Lewis-D'Agostino，Wunderlich和Fu，2008年）。 其波斯语版本的有效性和可靠性得到确认（Azimi Nekoo等人，2014年）。 本研究中Cronbach的FSDS-Rα为.81。

亲密 使用一维关系紧密度量表（URCS）进行评估。 URCS是一个自我报告量表，包含评估个人和社会关系亲密程度的12项目（Dibble，Levine和Park，2012年）。 不同群体（大学约会夫妇，女性朋友和陌生人，朋友和家庭成员）的URCS调查结果表明，它具有适当的有效性和可靠性（Dibble等，2012）。 在这项研究中，根据国际标准翻译指南将URCS翻译成波斯语（Pakpour，Zeidi，Yekanenjad和Burri，2014年）。 因此，Farsi URCS的重测信度在0.91周间隔内为2，而Cronbach的α系数为.88。 此外，确认了URCS的一维结构。

社会支持 使用多维度感知社会支持（MSPSS; Zimet，Dahlem，Zimet和Farley，1988年）。 此刻度具有12点等级的5项目（1等级）完全不同意）到5（完全同意）。 最小和最大分数分别为12和60。 Salimi，Joukar和Nikpour验证了Farsi MSPSS的心理测量特性（2009）。 本研究中Cronbach的MSPSSα为.93。

焦虑和抑郁 使用医院焦虑和抑郁量表（HADS; Zigmond＆Snaith，1983年）。 该量表包括从14到4的0点李克特量表中的两个焦虑和抑郁分量表中的3问题。 每个子量表的最高得分是21。 每个子量表上11以上的分数表示心理疾病，8-10的分数表示临界病例，0-7的分数被认为是正常的。 Montazeri，Vahdaninia，Ebrahimi和Jarvandi证实了波斯语HADS的心理测量特性（2003）和林和Pakpour（2017）。 本研究中Cronbach的HADSα为.90。

程序

应用了多阶段整群随机抽样方法。 为了实现最大的变化以及经济和社会多样性，研究小组联系了加兹温市的所有城市卫生中心。 获得许可后，研究人员联系了符合条件的参与者并邀请他们参与该研究。 随机选择100个文件，并在电话访谈中筛选纳入标准。 那些符合纳入/排除标准的妇女被要求在城市保健中心的一次会议中完成基线研究措施。 然后对参与者进行6月的跟踪。 六个月后，同样的女性被要求第二次完成性功能，性窘迫，焦虑和抑郁量表。

统计分析

连续数据表示为平均值[标准差（SD）]和分类数据使用数字和频率百分比表示。 进行了零级相关以确定研究变量之间的双变量关系，包括基线和随访措施。 进行了调解分析，以测试社会媒体成瘾对性功能/性困扰的影响是否通过自举法通过感知的社会支持和亲密关系来介导。 因此，执行了两个中介模型（即，模型A使用FSFI作为结果度量，模型B使用FSDS-R作为结果度量）。 在每个模型中，测试了以下关系：（a）BSMAS对FSFI或FSDS-R的影响（图中的路径“ c”） 1），（b）BSMAS对调解人的影响（即，感知的社会支持和亲密关系；路径“ a₁“和”a₂“在图中 1），以及（iii）FSFI或FSDS-R的调解员效应（感知社会支持和亲密关系）（路径“b₁“和”b₂“在图中 1）。 此外，Krull和MacKinnon的三步建议（1999）用于解决集群数据的影响。 最后，针对模型A和B调整基线的年龄，丈夫的教育，抑郁，焦虑，FSFI和FSDS-R。

图1。 假设的中介模型具有感知的社会支持和亲密关系，作为社交媒体成瘾对性功能，性窘迫，抑郁和焦虑的影响的提议中介。 BSMAS：卑尔根社交媒体成瘾量表; FSFI：女性性功能指数; FSDS-R：女性性窘迫量表 - 修订版

SPSS中的PROCESS宏（海耶斯，2013; 模型4）用于执行多个中介分析。 使用10,000复制的自举程序来评估间接效应的显着性。 需要在95％偏差校正和加速置信区间（CI）中不存在零来识别介导的效应。 使用SPSS版本24（IBM，Armonk，NY，USA）进行统计分析，显着性水平设定为α= .05。

伦理

该研究提案得到了加兹温医学科学大学生物研究伦理委员会的批准。 抽样许可是从有关当局获得的。 在收集数据之前，我们会考虑和解释所有道德考虑因素，包括研究描述，数据的隐私和机密性，匿名性，参与研究的自由以及退出研究。 此外，所有参与者都签署了书面知情同意书。

成果

参与者们 （n = 938）的平均年龄为36.5岁（SD = 6.8）。 参加者的平均受教育年限为11.7年，其丈夫为12.24年。 平均结婚时间为9.7年。 其中一半以上是家庭主妇，其中88％处于绝经前年龄。 此外，其中有36％有怀孕史。

每个量表的平均得分如下：社交媒体成瘾= 15.6（超出30），感知社会支持= 53.2（超出60），亲密度= 4.9（超出7），性功能= 27.7（超出95） ，焦虑= 7.7（超出21），抑郁= 6.2（超出21），性窘迫= 7.4（超出52）。 在6月期后，焦虑和抑郁的平均得分略有增加，性功能和性窘迫的平均得分略有下降。 表 1 显示人口统计，手段和 SDs在基线和6月后。

表1。 参与者的特征（N = 938）

注意。 SD： 标准差; BMI：体重指数。

表 2 介绍MSPSS，BSMAS，FSFI（基线和随访），焦虑（基线和随访），抑郁（基线和随访），FSDS-R（基线）之间的零级相关分析结果和后续）和URCS。 结果显示，6月的FSFI与MSPSS和URCS呈正相关，与6月的焦虑，抑郁和社交媒体成瘾呈负相关。

表2。 性功能，焦虑，抑郁，社交媒体成瘾，亲密关系和性窘迫的零级关联

注意事项。 MSPSS：感知社会支持的多维量表; BSMAS：卑尔根社交媒体成瘾量表; FSFI：女性性功能指数; FSDS-R：女性性窘迫量表 - 修订版; URCS：一维关系紧密度量表。 所有 p 值<.01。

^a在6月份评估。 ^b在基线评估。

考察了社会支持和亲密关系介导社交媒体成瘾与性功能（模型A）/性窘迫（模型B）之间关系的程度。 基于10,000偏差校正自举样本的结果表明，社交媒体成瘾对FSFI的总体影响是显着的（B = −0.93， p <.001），而URCS和MSPSS解释了31.3％的社交媒体成瘾与FSFI之间的关系。 社交媒体上瘾通过URCS对FSFI有间接影响： B = −0.16， SE = 0.05，95％CI = [-0.29，-0.09]。 通过MSPSS也有间接影响： B = −0.11， SE = 0.03，95％CI = [-0.19，-0.06]（表格 3; 模型A）。

表3。 女性社交媒体成瘾对性功能，性窘迫和心理困扰的影响模型与感知社会支持和亲密关系的调解人

注意事项。 对模型A和B进行年龄，丈夫教育，抑郁基线值，焦虑，FSFI和FSDS-R的调整.MSPSS：感知社会支持的多维量表; BSMAS：卑尔根社交媒体成瘾量表; FSFI：女性性功能指数; FSDS-R：女性性窘迫量表 - 修订版; URCS：一维关系紧密度量表; 靴 SE：bootstrapping标准错误; Boot LLCI：引导置信区间的下限; 引导ULCI：引导置信区间上限。

^a在基线评估介质。

在模型B中（表 3），社交媒体成瘾对FSDS-R的总间接影响也具有统计学意义（B = 1.23， p <.001），其中URCS和MSPSS解释了社交媒体成瘾与FSDS-R之间45.6％的关系。 关于特定的间接影响，两个URCS（B = 0.38， SE = 0.10，95％CI = 0.24，0.62）和MSPSS（B = 0.26， SE = 0.08，95％CI = 0.15，0.46）是社交媒体成瘾与FSDS-R之间的重要中介。

讨论

这项前瞻性纵向研究在6个月的时间间隔内，考虑到社交和公民支持在婚姻关系中的中介作用，这是第一项调查社交媒体成瘾对女性性功能影响的研究。 McNulty等。 （2016）在207夫妇的第一次4-5年婚姻的纵向研究报告中，随着时间的推移，婚姻满意度，性满足感和夫妻性关系的频率下降。 爱情，婚姻冲突和婚姻满足感会影响性满足，这对女性的性功能起着重要作用（Pakpour等人，2015年).

焦虑和抑郁是影响女性性功能的心理状态（Burri，Rahman和Spector，2011年; 约翰尼斯等人，2009年; 约翰逊，菲尔普斯和科特勒，2004年; Serati等人，2010年）。 这项研究的结果表明，女性性功能障碍与抑郁和焦虑有关。 因此，与社交媒体的在线互动是导致本研究中女性性功能障碍低的另一个因素。 这些结果与先前关于社交媒体活动对性表现的影响的研究结果一致。 郑和郑（2014）发现，个人性关系的质量受到在线活动和在线性内容使用的影响。 他们报告说，在线性活动的预测因素之一是寻求性感觉。 他们发现，从实际的性行为向虚拟的性行为的转变是由于人们倾向于拥有新的，令人兴奋的性经历。 性欲，态度和行为与使用网上性爱材料成正比且显着相关。 Muusses等人也观察到了使用在线性内容对性兼容性和性满意度的负面影响。 （2015）。 他们表明，男性使用在线色情内容与其性兼容性和满意度存在显着的反向关联。 虽然使用在线色情内容可以为某些人创造积极的体验（Bridges＆Morokoff，2011年），艾兴伯格等人。 （2017）和Aydın等。 （2018）表明在网络空间进行在线性活动的用户不愿意发生真正的性关系。 因为性功能障碍可能是由于倾向，唤醒，性高潮和性疼痛的干扰（APA，2013），性欲的丧失可能与女性性功能障碍有关。

尽管本研究的结果报告了社交媒体对性表现的影响，但本研究与之前研究的不同之处在于，本研究探讨了社交媒体成瘾，其中不一定包括使用性内容。 在当代社会，鉴于互联网的覆盖范围越来越广，有问题的互联网使用和在线媒体不仅与其内容有关，而且与使用这些媒体所花费的时间以及人际关系如何发展有关（Whitty，2008）。 花时间和精力在基于互联网的活动上可以影响个人生活的许多方面（Dong＆Potenza，2014年）。 麦克丹尼尔和科恩（2016）发现使用这些技术会干扰恋爱关系中的浪漫与满足之间的关系。 通过研究亲密关系和感知社会支持作为调解者的角色来研究这项研究中的这种效果。 更具体地说，这项研究表明，社交支持和亲密关系占社交媒体使用和性功能（31.1％）与性窘迫（45.6％）之间关系差异的很大一部分。 因此，该研究的结果证实，社交媒体成瘾不仅直接导致女性性功能障碍，而且间接地通过减少夫妻之间的亲密关系和感知的社会支持。

限制

这项研究的主要局限是无法接触女性参与者的合作伙伴。 因此，没有收集有关男性心理和性特征的数据。 鉴于婚姻关系是双边的并且受到女性和伴侣的影响，并且男性的心理和性特征会影响女性的性功能，因此建议对夫妻和女性进行未来的研究。 还应该注意的是，自我报告数据的性质受众所周知的偏见（例如记忆回忆和社会期望）的影响。

结论

这项研究表明，社交媒体成瘾对女性的性功能产生了负面影响。 因此，关注社交媒体的作用对于改善亲密关系和支持夫妻至关重要。 在社交媒体使用的背景下，性咨询应被视为评估个人行为的基本要素，特别是当它过度或有问题时。 此外，在涉及性功能障碍的女性的治疗计划中，应该采取行为干预来帮助改善个人使用社交媒体的行为。

作者的贡献

ZA和AHP设计​​了这项研究并编写了协议。 VI和AHP收集数据并进行统计分析。 MDG和C-YL在编辑，解释和修订过程中发挥了作用。 所有作者都参与并批准了稿件的最终版本。

利益冲突

MDG是卑尔根社交媒体成瘾量表（BSMAS）原始版本的共同开发者。 所有作者均未报告与本文主题相关的财务或其他关系。

参考资料