与强迫性行为障碍和有问题的色情内容使用相关的退缩和容忍 - 基于波兰全国代表性样本的预注册研究（2022）
抽象
背景
强迫性行为障碍 (CSBD) 和有问题的色情内容使用 (PPU) 的成瘾模型预测了戒断症状的存在和对障碍表型中性刺激的耐受性增加。 然而，在很大程度上缺乏支持这一说法的明确经验证据。
方法
在预先登记的、具有全国代表性的调查中（N = 1,541 人，女性占 51.2%，年龄： M = 42.99， SD = 14.38)，我们调查了自我报告的戒断症状和耐受性对 CSBD 和 PPU 严重程度的作用。
功能验证
戒断和耐受都与 CSBD 的严重程度显着相关（β = 0.34; P <0.001并且 β = 0.38; P < 0.001，分别）和 PPU（β = 0.24; P <0.001并且 β = 0.27; P < 0.001，分别）。 在调查的 21 种戒断症状类型中，最常报告的症状是难以停止的频繁性念头（对于 CSBD 参与者：65.2% 和 PPU 参与者：43.3%）、总体唤醒增加（37.9%；29.2%）、难以停止控制性欲（57.6%；31.0%）、烦躁（37.9%；25.4%）、情绪变化频繁（33.3%；22.6%）和睡眠问题（36.4%；24.5%）。
结论
当前研究中注意到的与情绪和一般唤醒相关的变化类似于 DSM-5 中针对赌博障碍和网络游戏障碍提出的戒断综合征中的症状群。 该研究为一个未充分研究的主题提供了初步证据，目前的研究结果可能对理解 CSBD 和 PPU 的病因和分类具有重要意义。 同时，作为 CSBD 和 PPU 以及其他行为成瘾的一部分，得出关于戒断症状和耐受性的临床重要性、诊断效用和详细特征的结论，以及其他行为成瘾，需要进一步的研究工作。
引言
国际疾病分类第 11 次修订版 (ICD-11； 世界卫生组织[世卫组织]，2020) 是由难以控制一个人在性领域的行为、思想、情绪和冲动的核心模式发展和延续的，从而产生与生活其他领域功能受损相关的负面后果。 传统上，研究人员根据性成瘾（一种“行为成瘾”）、性强迫和性冲动模型来描述 CSBD 样行为，其中成瘾模型是最古老的，可以说是文献中讨论最广泛的模型（回顾模型看到： 班克罗夫特＆乌卡迪诺维奇，2004; Kafka，2010; Walton，Cantor，Bhullar和Lykins，2017年). 尽管 CSBD 被列为 ICD-11 中的一种冲动控制障碍，但作者提出将其归类为成瘾可能更好，类似于赌博障碍，后者在 DSM-5 和 ICD 中被列为行为/非物质成瘾-11 (美国心理学会[APA]，2013; Potenza，Gola，Voon，Kor和Kraus，2017年; 世界卫生组织，2020). CSBD 在未来版本的 ICD 和 DSM 分类中可能的重新分类仍在积极讨论中（布兰德（Brand）等人，2020年; Gola等人，2020年; 萨索弗和温斯坦，2020). 成瘾模型可以并且经常应用于有问题的色情使用（PPU），通常被描述为与色情使用相关的控制不力，痛苦和/或负面后果（deAlarcón，de la Iglesia，Casado和Montejo，2019年; 克劳斯，文恩和波坦察，2016年).
CSBD和PPU的成瘾模型
CSBD 的成瘾模型假设该障碍符合“行为成瘾”的特征（Potenza等人，2017年). 行为成瘾框架提出，参与某些行为，如赌博，可能会产生满足感，因此会促进强烈的重复参与倾向，最终导致持续的行为，尽管有不利的后果。 由于耐受性和行为参与避免戒断症状，行为可能会更频繁地重复，并且行为控制不佳（例如， 克劳斯，文恩和波坦察，2016年; Potenza等人，2017年). 支持 CSBD 作为一种成瘾性疾病的数据来自多个领域，包括显示 CSBD 与物质和行为成瘾之间大脑结构和/或功能相似性的神经影像学研究（Gola＆Draps，2018年; Kowalewska等人，2018年; 克劳斯，马蒂诺和波坦察，2016年; Stark，Klucken，Potenza，Brand和Strahler，2018年). 然而，之前的研究尚未提供强有力的证据来支持这种分类的存在（例如， 矿工，雷蒙德，穆勒，劳埃德和林，2009年; 萨索弗和温斯坦，2020). 因此，进一步的努力应该调查成瘾模型的预测，包括戒断症状和耐受性（克劳斯，文恩和波坦察，2016年).
戒断症状
戒断症状（也称为戒断综合征）构成了一系列不良感觉或生理反应，这些反应是在长期、定期或习惯性参与后戒除或限制物质使用或成瘾行为时发生的。 许多（如果不是全部）滥用物质可能会出现戒断症状（例如， 贝亚德、麦金泰尔、希尔和伍德赛德，2004 年; 科斯滕和奥康纳，2003 年; Vandrey、Budney、Hughes 和 Liguori，2008 年) 但也适用于行为成瘾（例如，赌博障碍和网络游戏障碍）（Blaszczynski、Walker、Sharpe 和 Nower，2008 年; 格里菲斯和史密顿，2002 年; Kaptsis，King，Delfabbro和Gradisar，2016年; King，Kaptsis，Delfabbro和Gradisar，2016年; Lee, Tse, Blaszczynski, & Tsang, 2020; 罗森塔尔和莱西尔，1992). 对于网络游戏障碍和其他行为成瘾，戒断综合症可能包括易怒、情绪烦躁、认知功能和注意力不集中、烦躁不安以及在立即或早期戒断期间出现的渴望水平升高 (2016)。 事实上，戒断症状反映在网络游戏障碍的正式标准中（APA，2013). 根据DSM-5，戒断综合症可被识别为：“当网络游戏被拿走时的戒断症状（这些症状通常被描述为易怒、焦虑或悲伤，但没有药物戒断的身体迹象。”（美国心理学会，2013 年)). 同样，戒断症状在赌博障碍的正式标准中有所描述。 根据这个定义，戒断症状包括在试图停止或减少赌博时的烦躁不安或易怒（APA，2013). 值得注意的是，这两个定义都指向一组相似的情感变化（而不是身体症状）。 在 ICD-11 的 (世界卫生组织，2020) 游戏和赌博障碍的概念化（均属于“成瘾行为所致障碍”类别）戒断症状未被确定为正式标准。
据我们所知，只有一项研究定量检查了 CSBD 样行为的戒断症状 (1997)。 在一次诊断访谈中，52 名性成瘾参与者中有 53 名 (98%) 报告了三种或更多类型的症状，这些症状是由于退出性活动而出现的，其中最常见的症状类型是抑郁、愤怒、焦虑、失眠和疲劳。 最近， 费尔南德斯、库斯和格里菲斯 (2021) 对从专门针对该主题的在线论坛获取的色情和手淫禁欲报告进行了定性分析。 分析报告的一个子集提到了消极情绪和认知状态的发生，这可能归因于戒断效应； 然而，其他机制也可能在起作用（例如，当性行为不能用作应对机制时，更糟糕的是应对负面情绪状态（费尔南德斯等人，2021 年））。
在大多数检查临床和非临床样本中的 PPU 和 CSBD 的研究中，戒断症状的评估仍然很差，而且大多数标准化仪器都没有评估这种现象。 然而，有问题的色情消费量表（Bőthe等人，2018年) 包含几个与色情使用戒断症状相关的项目，被视为 PPU 的组成部分，并且根据可靠性和有效性指数，这些项目似乎是问卷评估的结构的连贯且重要的部分（Bőthe等人，2018年). 该问卷将退缩操作化为（1）激动，（2）压力大，以及（3）当一个人无法观看时会错过色情内容。 虽然重要，但文献中基本上缺乏对戒断症状的更广泛和更复杂的分析。 据我们所知，没有其他 PPU/CSBD 标准化措施包括直接评估退出的项目。
公差
耐受性反映了随着时间的推移对特定物质或行为的敏感性降低，这导致需要服用越来越高剂量的物质（或更频繁地参与某种行为或更极端的行为）以达到相同水平的反应（或相同程度的参与会导致较弱的反应）。 与戒断症状的存在类似，在成瘾过程中对大多数滥用物质（例如， Colizzi & Bhattacharyya, 2018 年; 珀金斯，2002). 然而，关于耐受性和 CSBD 的数据是有限且间接的，例如，与左下壳核对色情照片的反应相关的色情使用历史较长（库恩和加里纳特，2014年). 鉴于容忍对 CSBD 分类为成瘾性疾病的可能重要性，该问题值得进一步研究。 根据 CSBD 的成瘾模型，耐受性可能至少表现为两种方式：（1）更高频率或更多时间用于性行为以达到相同的唤醒水平，以及（2）消耗更多刺激性色情材料，参与新型的性行为，因为一个人变得不敏感并寻找更多的刺激以达到相同水平的性兴奋。 正如所指出的 葡萄酒 (1997), 39 名自认为性成瘾的人中有 53 名 (74%) 报告说更频繁地参与成瘾行为以达到相同的反应。 因此，在该研究中，报告的耐受性低于戒断症状（74% 对 98% 的样本）。 在最近的研究中，使用色情内容的学生中有 46% 表示转向了新型色情内容，而该组中有 32% 的人表示需要观看更极端（例如暴力）的色情内容（杜利特和日姆斯基，2019). 虽然这些变化可能反映了对性刺激的耐受性，但这个问题需要在更大的临床和非临床样本中进一步研究。
虽然大多数评估 PPU 和 CSBD 的工具不包括容忍度评估，但前面提到的有问题的色情消费量表将对色情使用的容忍度概念化并评估为 PPU 的核心组成部分（Bőthe等人，2018年). 与戒断症状类似，耐受性也是 DSM-5 中引入的赌博障碍正式标准的一部分（APA，2013). 与这种概念化相一致，宽容反映在需要用越来越多的钱去赌博以达到预期的兴奋（APA，2013). 然而，在 ICD-11 的赌博和游戏障碍概念化中，容忍度并未作为正式标准包含在内（世界卫生组织，2020).
退缩和宽容作为行为成瘾的组成部分：批判性观点
重要的是要注意戒断症状的位置和显着性以及对行为成瘾诊断框架的耐受性仍未确定。 首先，正如一些成瘾研究人员所争辩的那样，容忍和戒断可能不是多种物质成瘾的核心组成部分，因此不应作为行为成瘾症状分类的重要组成部分（Starcevic，2016). 与此相关的是，一些主要关注网络游戏障碍的研究表明，耐受性和戒断症状对于区分有问题的用户和高频无问题的用户可能不是很有用（例如， Billieux、Flayelle、Rumpf 和 Stein，2019; Castro-Calvo 等人，2021 年). 此外，增加参与特定的、可能上瘾的行为（包括性活动或使用色情内容）的频率可能不一定反映出容忍度的提高。 相反，增加用于性活动和/或参与这些行为的新形式的时间可以归因于其他动机，包括性好奇和探索动机或满足对性行为的心理亲密需求（参见： Billieux，Schimmenti，Khazaal，Maurage和Heeren，2015年; Blaszczynski 等人，2008 年; Starcevic，2016). 戒断症状也是如此，因为类似戒断的经历可能反映了对一个人缓解性紧张和体验快乐的方式的不良心理反应，以及性和情感亲密感受到限制（见： 格兰特（Grant），波坦察（Potenza），温斯坦（Weinstein）和戈列里克（Gorelick），2010年; Kaptsis 等人，2016 年). 此外，值得注意的是，目前的辩论主要基于特定于网络游戏和赌博障碍研究的数据（例如， Blaszczynski 等人，2008 年; Castro-Calvo 等人，2021 年); 因此，从此类研究中得出的结论可能无法转移到 CSBD 和 PPU（以及其他行为成瘾），因此需要进一步的工作来调查戒断和耐受在 PPU 和 CSBD 诊断框架内的作用。
目前的学习
鉴于目前的知识状况和上述审查的可用文献，我们设计并预注册了一项调查 CSBD 和 PPU 以及戒断和耐受的研究。 与之前讨论的概念一致，对于当前的研究，我们将性活动的退缩定义为一系列不利的认知、情绪和/或生理变化，这些变化是由于放弃或限制以前习惯性形式的参与而直接导致的性行为，由于对这种活动的心理和生理依赖而发生。 对性活动的容忍度被定义为随着时间的推移对性行为和刺激的敏感性降低，导致需要进行更刺激/强化的行为形式或增加行为频率，以达到相同水平的刺激（有关相关定义，请参阅，例如， Bőthe等人，2018年; Kaptsis 等人，2016 年; King等，2016年, 2017). 在当前的研究中，我们试图收集有关退缩和耐受方面的具体特征的信息，包括它们在有和没有 CSBD 和 PPU 的个体中的频率和强度。 此外，包括年龄和性别在内的重要社会人口学特征似乎与有问题的性行为显着相关（Kowalewska、Gola、Kraus 和 Lew-Starowicz，2020 年; 库比茨和布里肯，2021; Lewczuk，Szmyd，Skorko和Gola，2017年; Studer、Marmet、Wicki 和 Gmel，2019 年)，因此我们也计划将这些指标作为调整后的因素纳入我们的分析。 此外，之前的研究还表明，有问题的性行为会受到亲密关系的显着影响（库马尔等人，2021 年; Lewczuk、维兹拉和戈拉，2022 年), 和更高的性行为频率, 包括更高的色情消费与更高的 PPU 和 CSBD 症状严重程度有关 (Chen等，2022; Gola，Lewczuk和Skorko，2016年; Lewczuk、Glica、Nowakowska、Gola 和 Grubbs，2020 年; Lewczuk、Lesniak、Lew-Starowicz 和 Gola，2021 年; 也可以看看： Bőthe、Tóth-Király、Potenza、Orosz 和 Demetrovics，2020)，我们还在分析中包括了这些额外因素。 这使我们能够调查一方面是戒断症状和耐受性之间的关系，另一方面是 CSBD 和 PPU 症状之间的关系，是否没有被有问题的性行为症状与这些因素的关系所解释。 例如，以这种方式扩大我们的分析使我们能够检查耐受性和 PPU 症状之间的关系是否没有被 PPU 可能与色情使用的基本频率和持续时间的关系所强调（因为色情使用的习惯可能与公差和 PPU）。 因此，我们在分析中将年龄、性别、关系状况以及使用色情内容的频率和持续时间作为调整后的变量。 由于我们的样本代表了波兰一般成年人口，我们还试图调查 CSBD 和 PPU 的患病率。
主要预测：如预注册表格 (https://osf.io/5jd94) 中所述，我们预测戒断症状和耐受性将是 CSBD 和 PPU 严重程度的重要和积极的统计预测指标，在调整社会人口因素（例如，性别、年龄）、色情内容使用模式（使用频率和持续时间）以及关系状况。 我们还假设色情内容的使用频率与 CSBD 和 PPU 有很强的关联。 正如之前的研究表明的那样（Grubbs，Perry，Wilt和Reid，2019年; Lewczuk、Glica 等人，2020 年; Lewczuk，Nowakowska，Lewandowska，Potenza和Gola，2021年），我们假设男性，年龄较小（我们预计只有弱关系的年龄）和较高的色情使用（持续时间和频率）将与较高的 CSBD 和 PPU 症状严重程度相关。
方法
程序和样本
调查数据是通过在线研究平台 Pollster (https://pollster.pl/). 参加者（N = 1,541) 被招募来代表波兰一般成年人口，年龄在 18-69 岁之间。 代表性是根据波兰统计局提供的官方规范（2018 年性别和年龄规范；2017 年教育、国家地区、居住地大小规范）确定的。 这些规范以前被我们的研究团队用于类似目的（Lewczuk等，2022).
我们订购的样本量为 N = 1,500 来自 Pollster，如预注册报告中所述。 然而，Pollster 又收集了 41 名参与者，我们认为没有理由将他们排除在分析之外——因此最终样本由 1,541 人组成。
样本由 51.2% 的女性组成（N = 789) 和 48.8% 的男性 (n = 752) 年龄在 18 至 69 岁之间 (M 年龄= 42.99; SD = 14.38）。 当前分析的样本特征、使用的措施以及目标和计划已通过开放科学框架 https://osf.io/5jd94 预先注册。 当前分析所依据的数据可在 https://osf.io/bdskw/ 上获得，并开放供其他研究人员使用。 有关参与者的教育程度和居住地面积的更多信息，请参见 附录.
措施
继其他研究（例如， Grubbs，Kraus和Perry，2019年)，在调查开始时，给出了色情制品的定义（“任何露骨的色情电影、视频剪辑或图片显示生殖器区域，旨在引起观众的性唤起[这可以在互联网上、杂志上、一本书，或电视]”）。
当前分析中调查的变量及其操作如下：
强迫性行为障碍 严重程度用 CSBD-19 量表衡量（Bőthe、Potenza 等人，2020 年). 答案选项介于 1 (完全不同意）和4（完全同意). 问卷经过标准的翻译和回译过程，最终版本得到了原始工具的主要作者的认可。 在分析中，我们使用了通过 CSBD-19（19 个项目； α = 0.93) 和原始版本中提出的 50 分的诊断分数 (Bőthe、Potenza 等人，2020 年).
有问题的色情使用 使用 5 项（α = 0.84) 简短的色情屏幕 (克劳斯等人，2020). 答案选项：0（决不要）1（有时）2（频繁). 在分析中，我们使用了四分的诊断截止分数（克劳斯等人，2020).
性行为戒断症状 由我们自己新创建的可能戒断症状清单进行评估，该清单基于先前用于评估其他行为成瘾中戒断综合征的措施以及文献综述。 为了创建问卷，我们还汇总了先前关于行为成瘾的研究中报告的戒断症状类型（Blaszczynski 等人，2008 年; 格里菲斯和史密顿，2002 年; Kaptsis 等人，2016 年; King等，2016年; Lee等人，2020年; 罗森塔尔和莱西尔，1992), 包括自我报告的性成瘾者报告的戒断症状 (葡萄酒，1997) 并删除了重复项或高度相关的项。 由此产生的问卷（α = 0.94) 是一个广泛的衡量标准，由 21 种可能的戒断症状类型组成，包括对认知、情感和身体领域可能的戒断综合症的评估（与特定戒断症状对应的样本项目包括“更频繁的性想法，难以停止”、“烦躁”或“频繁的情绪变化”）。 答案选项包括 1 (决不要）2（有时）3（经常）和4（经常).
公差 使用我们自己新创建的 5 项问卷进行评估（α = 0.80) 基于之前 PPU 研究中使用的标准化耐受性测量 (Bőthe等人，2018年) 以及对其他行为成瘾耐受性研究的文献综述（例如， Blaszczynski 等人，2008 年; 金，牧群和德尔法布罗（2017）). 五个项目（答案量表：1 – 绝对没有，5 - 肯定是的) 反映了对性刺激的耐受性可能表现出来的五种可能方式（示例项目：“我看的色情内容比过去更加极端和多样化，因为它们更刺激”）。
量表的全部内容已预先注册，连同适当的说明，在 附录 （所有项目另外给出 表3 以及 4).
性行为的频率 根据之前的研究（Grubbs，Kraus和Perry，2019年; Lewczuk、Glica 等人，2020 年; Lewczuk、Nowakowska 等人，2021 年)，我们通过询问参与者在过去 1 个月内 (2) 观看色情内容、(3) 自慰和 (12) 与伴侣发生性关系的频率来评估性活动的频率（8 分制的回答量表介于 决不要 以及 每天一次或更多次).
色情内容的使用期限 根据之前的研究（Grubbs，Kraus和Perry，2019年; Lewczuk、Glica 等人，2020 年; Lewczuk、Nowakowska 等人，2021 年) 作为色情使用模式的附加描述符，我们询问参与者平均每周观看色情内容的时间。
社会人口学特征 包括年龄（以岁为单位）、性别（0 – 女性；1 – 男性）、教育程度、居住地面积、国家地区和收入（见 程序和样本 特征小节）进行评估，以确保样本的代表性。 此外，年龄、性别和 关系状态 （1 – 在恋爱关系中 [正式或非正式]，2 – 单身）被预先注册并用作调整变量，在分析中统计预测 CSBD 和 PPU 症状。
统计分析
在第一步中，我们分析了所有分析变量之间的双变量相关性。 其次，我们调查了整个样本中每种特定戒断症状的发生率，并在高于和低于 CSBD 和 PPU 诊断阈值的组之间进行了比较。 对反映耐受性的项目重复进行相应的分析。 对于上述流行率比较，我们使用了 χ2（卡方）检验，与相应的 Cramer's V 效应量估计。 与之前的研究一致，我们考虑的值 V = 0.10 作为小效应量，0.30 作为中等效应量，0.50 作为大效应量（科恩，1988). 此外，比较高于和低于 CSBD 和 PPU 诊断阈值的组，我们还进行了 Mann-Whitney U 测试。 我们选择此测试是因为我们发现峰度水平升高 (2.33 [标准误差 = 0.137]) 以及偏度略微升高 (1.33 [0.068])（例如， 头发等，2021) 戒断症状。 随着 Mann-Whitney 的结果 U 测试，我们还报道了科恩的 d 效应量估计。 定义为 科恩（1988）， 的价值 d = 0.2 可以被认为是一个小的影响大小， d = 0.5 中等效应量和 d = 0.8 一个大的影响大小。 在最后的分析步骤中，我们进行了线性回归，其中戒断症状和耐受性（以及控制变量：性别、年龄、关系状态）被视为 CSBD 和 PPU 严重程度（因变量）的统计预测因子（作为自变量） . 正如我们在预登记报告中计划的那样，仅在报告每月或更频繁地进行性活动（色情使用、手淫和/或二元性交）的人群中调查戒断症状的严重程度和耐受性（N = 1,277 人中有 1,541 人）。 我们没有看到一个强有力的理由来调查那些性活动频率低于每月一次的人可能会戒断。 所有分析均在 R 统计环境中进行（R核心团队，2013).
伦理
研究程序是根据赫尔辛基宣言进行的。 华沙红衣主教 Stefan Wyszyński 大学的机构审查委员会批准了这项研究。 所有受试者都被告知该研究，并且都提供了知情同意书。
功能验证
在第一步中，我们呈现所有分析变量之间的双变量相关性（表格1). 报告的戒断症状的严重程度与 CSBD-19 测量的 CSBD 严重程度呈正相关（R = 0.50; P < 0.001) 和 BPS 评估的 PPU 严重程度 (R = 0.41; P < 0.001)。 耐受性也与 CSBD 呈正相关（R = 0.53; P < 0.001) 和 PPU 严重性 (R = 0.46; P < 0.001)。 此外，无论是退出（R = 0.22; P < 0.001) 和公差 (R = 0.34; P < 0.001）与色情使用频率呈正相关（表格1).
表格1。
描述性统计和相关指数（Pearson's r) 估计变量之间关系的强度
| M（SD） | 范围 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | |
| 1。 年龄 | 42.99（14.38） | 18.00-69.00 | – | ||||||
| 2.色情使用频率 | 3.42（2.34） | 1.00-8.00 | - 0.20** | – | |||||
| 3. 使用色情内容的时间（分钟/周） | 45.56（141.41） | 0.00-2790.00 | - 0.08* | 0.31** | – | ||||
| 4. CSBD 严重程度（CSBD-19 总分） | 32.71（9.59） | 19.00-76.00 | - 0.07* | 0.32** | 0.15** | – | |||
| 5. PPU严重程度（BPS General Score） | 1.81（2.38） | 0.00-10.00 | - 0.12** | 0.49** | 0.26** | 0.50** | – | ||
| 6. 戒断症状 | 30.93（9.37） | 21.0-84.00 | - 0.14** | 0.22** | 0.14** | 0.50** | 0.41** | – | |
| 7。 公差 | 10.91（4.56） | 5.00-25.00 | 0.01 | 0.34** | 0.15** | 0.53** | 0.46** | 0.37** | – |
* P <0.05； ** P <0.001。
所有参与者的 CSBD 患病率估计为 4.67%（N = 72的 N = 1,541），包括 6.25% 的男性（n = 47的 N = 752) 和 3.17% 的女性 (N = 25的 N = 789). 所有参与者的 PPU 患病率估计为 22.84%（n = 352的 N = 1,541），男性占 33.24%（N = 250的 n = 752) 和 12.93% 的女性 (N = 102的 N = 789）。
在报告使用色情内容的个人中（报告在上一年至少使用过一次色情内容的参与者， N = 1,014之XNUMX N = 1,541) CSBD 的患病率为 5.62%（男性为 6.40%，女性为 4.37%）。 同组PPU患病率为32.35%（男性38.24%，女性22.88%）。
接下来，我们提供分析变量的均值和标准差：整个样本中使用色情内容的戒断、容忍度、频率和持续时间，以及分为低于和高于 CSBD 和 PPU 阈值的组（表格2). 组间比较表明，得分高于 CSBD 阈值的参与者的戒断程度更高（M 以上= 43.36; SD 以上 = 12.83; M 如下。= 30.26; SD 如下。= 8.65， U = 8.49; P <0.001； d = 1.20) 和公差 (M 以上= 16.24; SD 以上 = 4.95; M 如下。= 11.10; SD 如下。= 4.43， U = 7.89; P <0.001； d = 1.10) 低于得分低于阈值的人。 同样，得分高于 PPU 阈值的参与者也有更高水平的戒断症状（M 以上= 36.80; SD 以上 = 9.76; M 如下。= 28.98; SD 如下。= 8.36， U = 13.37; P <0.001； d = 0.86) 和公差 (M 以上= 14.37; SD 以上 = 4.63; M 如下。= 10.36; SD 如下。= 4.13， U = 14.20; P <0.001; d = 0.91; 看到 表格2).
表格2。
均值（标准差）和组间比较（使用 Mann-Whitney U 测试，标准化值，具有相应的科恩 d 效应大小）对于有和没有 CSBD 和 PPU 的组
| CSBD | 曼-惠特尼 U | 科恩的 d | 每单位价格 | 曼-惠特尼 U | 科恩的 d | |||
| 高于阈值（n 66 =） | 低于阈值（n 1,211 =） | 高于阈值（n 319 =） | 低于阈值（n 958 =） | |||
| M (SD) | M (SD) | M (SD) | M (SD) | M (SD) | ||
| 提款 | 43.36（12.83） | 30.26（8.65） | 8.49** | 1.20 | 36.80（9.76） | 28.98（8.36） | 13.37** | 0.86 |
| 公差 | 16.24（4.95） | 11.10（4.43） | 7.89** | 1.10 | 14.37（4.63） | 10.36（4.13） | 14.20** | 0.91 |
| 色情使用的频率 | 5.12（2.52） | 3.75（2.32） | 4.74** | 0.57 | 5.45（1.82） | 3.28（2.25） | 15.63** | 1.06 |
** P <0.001。
此外，我们还展示了针对 21 种可能的戒断症状中的每一种所获得的分数。 表格3 显示每个症状类别的均值和标准差，以及报告经历每个症状的人的百分比（在整个样本中，以及低于和高于 CSBD 和 PPU 的阈值）。 中描述的百分比指数 表格3 反映支持特定症状存在的“经常”和“非常经常”反应的综合分数。 在整个样本中，56.9% 的参与者没有报告出现任何戒断症状，15.7% 的参与者报告有 4.6 种或更多症状，10% 的参与者报告有 XNUMX 种或更多症状。 最常报告的症状是更频繁的性想法，难以停止（在得分高于 CSBD 阈值的参与者中：CSBD以上 = 65.2%； 高于 PPU 的阈值：PPU以上 = 43.3%), 整体觉醒增加 (CSBD以上 = 37.9%； PPU以上 = 29.2%), 难以控制的性欲水平 (CSBD以上 = 57.6%； PPU以上 = 31.0%), 烦躁 (CSBD以上 = 37.9%； PPU以上 = 25.4%), 频繁的情绪变化 (CSBD以上 = 33.3%； PPU以上 = 22.6%), 和睡眠问题 (CSBD以上 = 36.4%； PPU以上 = 24.5%)。 报告最少的身体症状：恶心（CSBD以上 = 6.1%； PPU以上 = 3.1%), 胃痛 (CSBD以上 = 13.6%； PPU以上 = 6.0%), 肌肉疼痛 (CSBD以上 = 16.7%； PPU以上 = 7.5%), 身体其他部位的疼痛 (CSBD以上 = 18.2%； PPU以上 = 8.2%), 和其他症状 (CSBD以上 = 4.5%； PPU以上 = 3.1%) (表格3).
表格3。
整个分析样本中分析的特定戒断症状的百分比、均值（标准差），以及有和没有 CSBD 和 PPU 的组，以及组间比较（使用 Mann-Whitney U 测试，标准化值，以及 χ 2 使用相应的效果大小估计进行测试：Cohen's d 和 Cramér's V)
| CSBD | 曼-惠特尼 U | 科恩的 d | χ 2| 克莱默的 V | 每单位价格 | 曼-惠特尼 U | 科恩的 d | χ 2| 克莱默的 V | ||||
| 全部（n 1,277 =） | 高于阈值（n 66 =） | 低于阈值（n 1,211 =） | 高于阈值（n 319 =） | 低于阈值（n 958 =） | |||||
| ％|M (SD) | ％|M (SD) | ％|M (SD) | ％|M (SD) | ％|M (SD) | |||||
| 更频繁的性想法很难停止 | 19.4% | 1.83 (0.86) | 65.2% | 2.79 (0.87) | 16.9% | 1.77 (0.82) | 8.56** | 1.20 | 93.01** | 0.27 | 43.3% | 2.39 (0.93) | 11.5% | 1.64 (0.74) | 13.01** | 0.90 | 154.43** | 0.35 |
| 增加觉醒 | 17.6% | 1.81 (0.77) | 37.9% | 2.29 (0.91) | 16.5% | 1.79 (0.76) | 4.54** | 0.60 | 19.68** | 0.12 | 29.2% | 2.14 (0.77) | 13.8% | 1.70 (0.74) | 8.91** | 0.58 | 38.97** | 0.18 |
| 易怒 | 14.4% | 1.71 (0.77) | 37.9% | 2.30 (0.93) | 13.1% | 1.68 (0.75) | 5.63** | 0.74 | 31.09** | 0.16 | 25.4% | 2.04 (0.79) | 10.8% | 1.61 (0.74) | 9.12** | 0.57 | 41.59** | 0.18 |
| 频繁的情绪变化 | 13.2% | 1.66 (0.75) | 33.3% | 2.27 (0.87) | 12.1% | 1.63 (0.73) | 6.21** | 0.80 | 24.80** | 0.14 | 22.6% | 1.98 (0.76) | 10.0% | 1.56 (0.72) | 9.34** | 0.58 | 32.99** | 0.16 |
| 性欲水平难以控制 | 13.0% | 1.61 (0.79) | 57.6% | 2.73 (0.90) | 10.6% | 1.55 (0.74) | 10.10** | 1.43 | 122.28** | 0.31 | 31.0% | 2.12 (0.91) | 7.0% | 1.44 (0.67) | 12.84** | 0.85 | 122.30** | 0.31 |
| 压力增加 | 12.0% | 1.61 (0.75) | 39.4% | 2.27 (0.97) | 10.5% | 1.57 (0.72) | 6.27** | 0.82 | 49.59** | 0.20 | 23.5% | 1.92 (0.85) | 8.1% | 1.51 (0.68) | 8.05** | 0.53 | 53.60** | 0.21 |
| 睡眠问题 | 11.8% | 1.57 (0.77) | 36.4% | 2.15 (1.03) | 10.5% | 1.54 (0.74) | 5.30** | 0.69 | 40.20** | 0.18 | 24.5% | 1.95 (0.89) | 7.6% | 1.44 (0.68) | 9.96** | 0.64 | 65.02** | 0.23 |
| 躁动 | 9.5% | 1.66 (0.68) | 36.4% | 2.33 (0.88) | 8.0% | 1.63 (0.65) | 6.74** | 0.91 | 58.66** | 0.21 | 18.2% | 1.99 (0.71) | 6.6% | 1.56 (0.64) | 9.76** | 0.64 | 37.58** | 0.17 |
| 睡意 | 8.2% | 1.43 (0.71) | 30.3% | 2.06 (0.99) | 7.0% | 1.39 (0.67) | 6.60** | 0.79 | 44.97** | 0.19 | 17.9% | 1.76 (0.86) | 5.0% | 1.32 (0.61) | 9.75** | 0.60 | 52.43** | 0.20 |
| 注意力不集中的问题 | 8.1% | 1.51 (0.70) | 37.9% | 2.24 (0.95) | 6.5% | 1.47 (0.66) | 7.40** | 0.95 | 82.26** | 0.25 | 16.9% | 1.85 (0.78) | 5.2% | 1.39 (0.63) | 10.38** | 0.64 | 43.86** | 0.19 |
| 抑郁情绪 | 7.7% | 1.45 (0.68) | 27.3% | 2.06 (0.93) | 6.6% | 1.41 (0.65) | 6.66** | 0.81 | 37.73** | 0.17 | 15.4% | 1.74 (0.79) | 5.1% | 1.35 (0.61) | 8.99** | 0.55 | 35.46 | 0.17** |
| 内疚或尴尬 | 7.6% | 1.41 (0.67) | 31.8% | 2.12 (0.97) | 6.3% | 1.37 (0.63) | 7.52** | 0.91 | 58.18** | 0.21 | 17.6% | 1.72 (0.84) | 4.3% | 1.31 (0.57) | 8.73** | 0.56 | 60.09** | 0.22 |
| 决策困难 | 6.9% | 1.42 (0.66) | 33.3% | 2.18 (0.94) | 5.5% | 1.37 (0.62) | 8.26** | 1.02 | 75.84** | 0.24 | 14.7% | 1.71 (0.77) | 4.3% | 1.32 (0.59) | 9.56** | 0.58 | 40.76** | 0.18 |
| 头痛 | 6.5% | 1.38 (0.66) | 27.3% | 1.94 (0.99) | 5.4% | 1.35 (0.62) | 5.91** | 0.72 | 49.42** | 0.20 | 12.5% | 1.56 (0.77) | 4.5% | 1.31 (0.60) | 5.80** | 0.36 | 25.52** | 0.14 |
| 强烈的心跳 | 5.2% | 1.36 (0.61) | 19.7% | 1.88 (0.90) | 4.5% | 1.33 (0.58) | 6.18** | 0.73 | 29.23** | 0.15 | 10.0% | 1.58 (0.71) | 3.7% | 1.28 (0.55) | 7.73** | 0.46 | 19.58** | 0.12 |
| 难以解决任务和问题 | 4.6% | 1.39 (0.62) | 25.8% | 2.00 (0.91) | 3.5% | 1.36 (0.58) | 6.86** | 0.84 | 70.56** | 0.24 | 9.4% | 1.69 (0.70) | 3.0% | 1.29 (0.55) | 10.75** | 0.64 | 22.09** | 0.13 |
| 肌肉疼痛、僵硬或肌肉痉挛 | 4.5% | 1.36 (0.61) | 16.7% | 1.79 (0.97) | 3.8% | 1.34 (0.58) | 4.36** | 0.56 | 24.30** | 0.14 | 7.5% | 1.50 (0.72) | 3.4% | 1.32 (0.57) | 4.20** | 0.27 | 9.34* | 0.09 |
| 身体其他部位的疼痛（例如，手臂、腿、胸部、背部） | 4.0% | 1.29 (0.58) | 18.2% | 1.67 (0.85) | 3.2% | 1.27 (0.55) | 4.78** | 0.56 | 36.54** | 0.17 | 8.2% | 1.43 (0.71) | 2.6% | 1.24 (0.52) | 4.88** | 0.31 | 19.16** | 0.12 |
| 腹痛 | 3.8% | 1.29 (0.57) | 13.6% | 1.61 (0.88) | 3.2% | 1.27 (0.54) | 3.60** | 0.46 | 18.77** | 0.12 | 6.0% | 1.40 (0.65) | 3.0% | 1.25 (0.53) | 4.13** | 0.25 | 5.68** | 0.07 |
| 恶心 | 1.6% | 1.13 (0.41) | 6.1% | 1.45 (0.75) | 1.4% | 1.11 (0.38) | 6.53** | 0.58 | 8.39* | 0.08 | 3.1% | 1.21 (0.50) | 1.1% | 1.10 (0.38) | 4.36** | 0.24 | 5.84* | 0.07 |
| 其他症状 | 1.6% | 1.07 (0.36) | 4.5% | 1.23 (0.63) | 1.5% | 1.06 (0.34) | 4.05** | 0.32 | 3.62 | 0.05 | 3.1% | 1.13 (0.48) | 1.1% | 1.05 (0.31) | 3.87** | 0.20 | 5.84* | 0.07 |
* P <0.05； ** P <0.001。
额外的组间排名比较（Mann-Whitney U 测试）低于 CSBD 和 PPU 阈值与高于阈值的组之间表明，对于每个症状类别以及 CSBD 和 PPU，得分高于诊断阈值的组也报告了每种戒断症状的更高结果（P < 0.001； 看 表格3). 对于 16 种戒断症状中的 21 种，我们至少表示了中等效应量估计值（Cohen's d >0.5) 对于 CSBD 和 PPU 的这些比较 (表格3). 最后对应的 χ 2对低于和高于 CSBD 和 PPU 诊断阈值的组进行的测试也对每种症状产生了显着结果，不包括“其他症状”组——这些比较获得了小到中等的效果（Cramer's V 在 0.05 和 0.35 之间；见 表格4).
表格4。
整个分析样本中分析公差项目的百分比、均值（标准差），以及具有和不具有 CSBD 和 PPU 的组，以及组间比较（使用 Mann-Whitney U 测试，标准化值，以及 χ 2 使用相应的效果大小估计进行测试：Cohen's d 和 Cramér's V)
| CSBD | 曼-惠特尼 U | 科恩的 d | χ 2| 克莱默的 V | 每单位价格 | 曼-惠特尼 U | 科恩的 d | χ 2| 克莱默的 V | ||||
| 全部（n 1,277 =） | 高于阈值（n 66 =） | 低于阈值（n 1,211 =） | 高于阈值（n 319 =） | 低于阈值（n 958 =） | |||||
| ％|M(SD) | ％|M (SD) | ％|M (SD) | ％|M (SD) | ％|M (SD) | |||||
| (1) 我目前需要更刺激的性活动，以达到与过去相同的性唤起水平。 | 30.5% | 2.69 (1.31) | 50.0% | 3.47 (1.23) | 29.5% | 2.65 (1.31) | 4.81** | 0.65 | 12.42** | 0.10 | 45.8% | 3.21 (1.23) | 25.5% | 2.52 (1.30) | 8.26** | 0.55 | 46.48** | 0.19 |
| (2) 我看的色情片比过去更极端、更多样化，因为它们更刺激。 | 15.8% | 2.00 (1.26) | 40.9% | 3.12 (1.45) | 14.5% | 1.94 (1.22) | 6.69** | 0.88 | 32.90** | 0.16 | 34.5% | 2.86 (1.35) | 9.6% | 1.72 (1.09) | 14.11** | 0.93 | 111.24** | 0.30 |
| (3) 我花在性活动上的时间比过去多了。 | 11.3% | 2.05 (1.12) | 45.5% | 3.26 (1.29) | 9.4% | 1.99 (1.08) | 7.67** | 1.07 | 81.26** | 0.25 | 21.0% | 2.56 (1.19) | 8.0% | 1.88 (1.05) | 9.37** | 0.61 | 40.21** | 0.18 |
| (4) 随着时间的推移，我注意到我需要进行越来越多的新型性行为，才能体验到相同的性唤起或达到性高潮。 | 17.2% | 2.19 (1.19) | 42.4% | 3.24 (1.30) | 15.9% | 2.13 (1.16) | 6.64** | 0.91 | 30.98** | 0.16 | 21.7% | 2.80 (1.22) | 12.4% | 1.98 (1.10) | 10.54** | 0.71 | 62.12** | 0.22 |
| (5) 总的来说，性活动对我来说常常不如过去那么令人满意。 | 22.7% | 2.43 (1.26) | 40.9% | 3.15 (1.30) | 21.7% | 2.39 (1.25) | 4.50** | 0.59 | 13.13** | 0.10 | 33.2% | 2.93 (1.21) | 19.2% | 2.27 (1.24) | 8.27** | 0.54 | 26.81** | 0.14 |
** P <0.001。
接下来，我们分析了反映整个样本以及高于 CSBD 或 PPU 诊断阈值的组的耐受性的每个项目（参见 表格4). 值呈现在 表格4 代表每个陈述被标记为真实的参与者的百分比。
需要进行更刺激的性行为以达到相同的唤醒水平是最常得到支持的说法（CSBD以上 = 50.0%； PPU以上 = 45.8%)。 参与者还经常报告花在性活动上的时间增加（CSBD以上 = 45.5%； PPU以上 = 21.0%)。 此外，42.4% 的 CSBD 高风险参与者和 21.7% 的 PPU 高风险参与者报告说，他们需要进行越来越多的新型性活动才能达到相同的性唤起水平或达到性高潮。 对于 40.9% 的受访者得分超过 CSBD 诊断阈值和 33.3% 的 PPU，性活动变得不如以前令人满意。 此外，34.5% 有 PPU 风险的受访者和 40.9% 有 CSBD 风险的受访者报告说，他们从事更极端和多样化形式的色情内容，因为它们更刺激。 额外的排名比较（Mann-Whitney U 测试）低于 CSBD 和 PPU 阈值与高于阈值的组之间表明，对于五个耐受性方面中的每一个，得分高于诊断阈值的组报告了显着更高的结果（所有 P的 < 0.001，中型到大型效应量估计值，请参阅 表格4). 最后， χ 2对同一组进行的测试也对每个公差分量产生了显着的结果，大多数效果大小很小（Cramer's V 在 0.10 和 0.30 之间； 表格4).
在最后的分析步骤中，我们将戒断症状和耐受性视为 CSBD 和 PPU 严重程度的统计预测因子，调整性别、年龄、关系状态、色情使用频率和持续时间（表格5). 两种戒断症状（β = 0.34; P < 0.001) 和公差 (β = 0.38; P < 0.001) 与 CSBD 严重程度呈正相关。 PPU 严重程度也是如此（退出： β = 0.24; P < 0.001； 宽容： β = 0.27; P < 0.001)。 色情内容的使用频率也与 PPU 呈正相关（β = 0.26; P < 0.001) 和 CSBD 症状严重程度。 CSBD 与退缩之间的关联强度以及容忍度似乎弱于 CSBD 和色情使用频率（β = 0.06; P < 0.001)。 色情使用的持续时间与 PPU 呈正相关（β = 0.09; P < 0.001)，但不是 CSBD。 此外，男性两种 CSBD 的严重程度都更高（β = 0.11; P < 0.001) 和 PPU (β = 0.14; P < 0.001)。 年龄与 CSBD 严重程度无显着相关性，与 PPU 症状仅有轻微的负相关关系（β = -0.05; P = 0.043）。 我们的模型解释了 CSBD (40%) 和 PPU (41%, 由 R 2ADJ）（表格5).
表格5。
回归分析，其中戒断症状、耐受性和调整变量统计预测 CSBD 和 PPU 严重性
| CSBD | 每单位价格 | |
| β (P) | β (P) | |
| 提款 | 0.34（<0.001） | 0.24（<0.001） |
| 公差 | 0.38（<0.001） | 0.27（<0.001） |
| 色情使用的频率 | 0.06（<0.001） | 0.26（<0.001） |
| 使用色情内容的持续时间（分钟/周） | 0.01（0.764） | 0.09（<0.001） |
| 性生活 | 0.11（<0.001） | 0.14（<0.001） |
| 车龄 | -0.03（0.288） | -0.05（0.043） |
| 关系状态 | -0.00（0.879） | -0.03（0.209） |
| F | 124.09（<0.001） | 128.52（<0.001） |
| R 2ADJ | 0.403 | 0.412 |
注意事项。 性别（0 – 女性，1 – 男性）； 关系状态（0 – 没有关系；1 – 有关系）
讨论
目前的研究调查了 CSBD 和 PPU 中的戒断症状和对性刺激的耐受性，以及 CSBD 和 PPU 在具有全国代表性的波兰成人样本中的患病率估计。 当前研究的意义集中在 (1) 提供戒断症状的存在和特征以及与性行为和刺激相关的耐受性的初步证据，(2) 收集关于它们与 CSBD 和 PPU 症状严重程度的显着关系的数据，以及结果 (3) 支持关于 CSBD 和 PPU 成瘾模型有效性的科学准确结论。
下面，我们总结了这些发现并讨论了它们对临床实践和未来研究的意义。
戒断综合征和耐受性与 CSBD 和 PPU 的关联
戒断症状严重程度与 CSBD 和 PPU 严重程度呈正相关； 对于耐受性也观察到了类似的结果。 此外，与我们的假设一致，在调整社会人口特征以及色情使用的频率和持续时间时，戒断和耐受都与 CSBD 和 PPU 的严重程度相关。 此外，平均比较表明，在满足先前确定的 CSBD 和 PPU 阈值的组中，退出和耐受性更高。 虽然其他研究应进一步调查和扩展这些发现，但这项预注册研究和分析的结果提供的证据表明，在这个具有代表性的波兰成年人样本中，戒断症状和耐受性都与 CSBD 相关。 进一步的研究应该调查临床和社区样本中 CSBD 发展和维持的戒断症状和耐受性。
根据先前的研究结果，我们假设色情使用频率与 CSBD 严重程度（相对于戒断症状和耐受性）有特别密切的关系。 有趣的是，情况似乎并非如此，因为戒断症状和耐受性在数值上比频率与 PPU 尤其是 CSBD 严重程度的关系更强。 这些发现的重要性将在下文进一步讨论。
特定戒断症状类型和耐受成分的患病率
与戒断有关的最常报告的症状是更频繁的性想法，难以停止，整体唤醒增加，难以控制性欲。 这并不奇怪，因为这些变化至少在某种程度上可以反映出对缓解性紧张困难的自然反应，尽管可能会有所提高（根本没有，或者与一个人习惯的频率相同）。 尽管目前 ICD-11 对 CSBD 的概念化并未具体包括戒断症状，但在戒断期间控制性想法频率增加或性欲增加的困难可能与“无数不成功的努力”的 CSBD 成分有关控制或显着减少重复性行为”（克劳斯等人，2018，页。 109). 换句话说，难以控制性行为，这是 ICD-11 中提出的 CSBD 的重要组成部分（世界卫生组织，2020), 可能部分是由于当一个人试图停止或限制他们的性行为时出现戒断症状。 这样的经历可能会让人感到难以抗拒、无法控制和反常，这可能会通过恢复性行为而消失。
此外，CSBD 的戒断症状可能比其他行为成瘾更明显，目前正在讨论/辩论戒断的存在，如游戏（例如， Kaptsis 等人，2016 年)，因为 CSBD 的退缩可能会因未缓解的性冲动而永久存在，这可能代表生理需要。 此外，未缓解的性冲动可能构成多种戒断症状可能发展的生理因素。 例如，经历更高水平的性欲可能会导致更高频率的性想法，这可能会导致注意力不集中、认知能力下降并导致难以做出决定，这可能进一步增加其他负面情绪和感知压力感.
如上所述，在退出性活动时也经常报告一般性兴奋，这可能反映了性兴奋的增加。 总的来说，与觉醒过度相关的问题（易怒、高觉醒或性欲）比觉醒不足（如嗜睡）更常见。 然而，通过限制用于性行为的时间并将更多时间用于其他活动，可能会产生更高的一般唤醒。 “NoFap”组的成员（运动, 2016)（那些已经停止观看色情内容和手淫的人）有时会报告说，在持续禁欲一段时间后，他们的精力、活动水平更高，并且完成的工作更多。 当强迫性行为周期停止时，这些影响可能会发生在一部分人身上。 需要涉及临床样本和纵向测量的未来研究，以进一步调查色情和/或手淫禁欲的影响。
易怒、频繁的情绪变化、压力增加和睡眠问题也经常被报道。 这些症状似乎与 DSM-5 中报告的赌博障碍和网络游戏障碍相关（赌博障碍的烦躁和易怒；网络游戏障碍的烦躁、焦虑或悲伤，（APA，2013)). 有人可能会争辩说，如果这些症状构成了这些疾病的重要诊断标准，那么在 CSBD 和 PPU 的背景下应该考虑类似的症状。
目前的结果也与 Wines 的研究一致（1997) 其中性瘾患者最常报告戒断症状，如抑郁、愤怒、焦虑、失眠和疲劳。 然而，在当前的研究中，符合 CSBD 标准的组中戒断症状的流行率低于 Wines 的研究（其中 52 名参与者中有 53 名报告了至少一种戒断症状）。 这并不奇怪，因为 Wines 的研究涉及一组临床患者，与我们从普通人群中招募的参与者相比，这些患者很可能经历了更严重的强迫性行为症状。 由于其大规模、非临床性质，我们的研究提供了补充的初步数据，这些数据应该在已经正式评估和诊断为 CSBD 的临床寻求治疗组中复制和扩展。
与之前对行为成瘾的研究一致，报告的身体症状程度较轻，包括头痛、心跳加快、胃痛、肌肉疼痛和身体其他部位疼痛。 戒断的身体症状是物质使用障碍的标志（贝亚德等人，2004 年; 科斯滕和奥康纳，2003 年)，但对于赌博和网络游戏障碍等行为成瘾则不然 (APA，2013). 目前的研究为 CSBD 和 PPU 的戒断症状提供了初步支持，这些临床特征应该在大量的、文化多样的临床样本中进一步检查。
对于容忍度，对于 CSBD 参与者和 PPU 参与者，五个调查方面中的每一个都得到了比不满足这些标准的参与者更强的支持。 在性行为有问题的两组中，性活动需要更加刺激以达到与过去相同的唤醒水平，这一点得到了最强烈的支持。 然而，这一说法也得到了其他性活跃参与者的高度支持。 然而，反映积极尝试抵消其影响的宽容方面似乎对 CSBD 和 PPU 症状严重的人更为具体。 这包括 - 对于 CSBD - 增加用于性活动的时间，以及参与新型性行为以体验相同的性唤起水平或达到性高潮。 对于 PPU——看比以前更极端、更多样化的色情材料，因为这种材料更刺激。 这种结果模式是可以理解的，因为分析的第一个方面（性活动需要更刺激以达到与过去相同的唤醒水平）也可能与其他因素有关，例如年龄和年龄-相关的性唤起和驱动力下降。 因此，这个方面可能特定于具有 PPU 和/或 CSBD 的参与者。 因此，我们的结果表明，不仅要测量经历过的对性刺激的耐受性增加，而且尤其是主动（在某些情况下是强迫性的）抵消这种影响的尝试对于考虑 CSBD 和 PPU 的耐受性可能很重要。
社会人口学特征、关系状态和色情使用习惯与 CSBD 和 PPU 之间的关联
正如假设的那样，回归分析表明，那些以较高频率消费色情内容的人的 PPU 严重程度更高。 尽管色情使用频率与 CSBD 之间的双变量相关性适中、正且显着，但在调整回归模型中的其他变量时，色情使用频率对 CSBD 症状的影响很小，但仍然很重要。 在调整其他变量时，CSBD 色情使用频率的关联强度在数值上弱于戒断和容忍，这与我们在预注册报告中的预测相反。 此外，使用色情内容的持续时间似乎对 CSBD 严重程度的影响不如使用频率显着。 具体来说，色情使用的持续时间只是 PPU 严重程度的一个重要因素，但当其他指标包含在模型中时，对于 CSBD 严重程度则不是。 获得的结果模式与我们之前的研究以及其他研究人员的几项研究一致（Grubbs，Kraus和Perry，2019年; Lewczuk、Glica 等人，2020 年). 关系状态与 PPU 或 CSBD 严重程度无关。 年龄与 PPU 严重程度之间存在显着但相对较弱的反比关系，这与之前的研究一致（Lewczuk、Nowakowska 等人，2021 年)，但年龄与 CSBD 严重程度无关。 最后，正如先前文献所支持的那样，男性性别与更多色情内容有关（Grubbs，Kraus和Perry，2019年; Lewczuk、Wójcik 和戈拉，2022 年) 和更大的 CSBD 和 PPU 严重性 (de Alarcón 等人，2019 年; Kafka，2010; Lewczuk等人，2017). 总体而言，回归模型解释了 CSBD 中 40% 的方差和 PPU 中 41% 的方差，这是相对较高的值，尤其是考虑到我们分析的主要目的是调查特定的、预先登记的预测，而不是最大化预测值时模型。
CSBD 和 PPU 患病率
此外，在目前具有全国代表性的成人样本中，所有参与者的 CSBD 患病率为 4.67%（男性为 6.25%，女性为 3.17%），PPU 的患病率为 22.84%（男性为 33.24%，女性为 12.92%）女性）。 在报告使用色情内容的个人中，CSBD 的患病率估计为 5.62%（男性为 6.40%，女性为 4.37%），PPU 的患病率为 32.35%（男性为 38.24%，女性为 22.88%）。 基于两份问卷的估计之间的差异可能部分源于评估工具阈值的严格性。 我们团队之前进行的研究也使用 BPS 来估计 PPU 也产生了很高的估计值，对于 17.8 年对代表性样本进行的研究，估计值为 2019%（n = 1,036； 疫情前， Lewczuk、维兹拉和戈拉，2022 年)，以及 22.92 年在社交媒体上招募的便利样本中的 2020%（在 COVID-19 大流行期间）（Wizla 等人，2022 年). PPU 措施的过度包容性阈值问题，以及因此可能对非病理性性活动进行过度病理化的问题，已经得到讨论和辩论（科胡特等人，2020 年; Lewczuk、维兹拉和戈拉，2022 年; Walton等，2017). 应进行涉及寻求 CSBD 和 PPU 治疗的参与者的研究，以收集更多与 CSBD 和 PPU 的诊断标准和阈值及其措施相关的数据。
当前的研究是在 COVID-19 大流行期间（2021 年 XNUMX 月）进行的，这可能影响了研究结果。 一些研究报告说，在大流行期间，色情内容的使用和 PPU 可能有所增加（Döring，2020; Zattoni 等人，2020 年), 这可能是对当前研究中观察到的高 PPU 患病率估计的一种可能解释。 然而，值得注意的是，其他研究并未发现在 COVID-19 大流行期间色情使用频率或 PPU 症状严重程度的长期显着增加（Bőthe等人，2022年; 格拉布斯、佩里、格兰特·韦南迪和克劳斯，2022).
诊断和临床意义
目前的发现虽然是初步的，但具有潜在的重要诊断和临床意义——然而，在得出强有力的结论之前，它们应该通过未来的研究得到证实和扩展，同样基于临床样本。 CSBD 症状图片中戒断症状和耐受性的存在可能表明应将这些现象作为该疾病诊断过程的一部分进行评估。 这表明可能需要更改 CSBD 的当前评估工具，以包括容忍和戒断成分，类似于评估 PPU 的有问题的色情消费量表（Bőthe等人，2018年). 此外，应相应地调整 CSBD 和 PPU 的治疗，并考虑在治疗过程中可能出现的戒断症状（即，当客户在治疗期间限制或避免有问题的性行为形式时，可能会出现这些症状）。 最后，CSBD 中存在的耐受性和戒断症状证实了该疾病的成瘾模型，因此未来的临床研究可能会受益于测试可有效治疗其他成瘾的治疗方法的有效性。 然而，由于 CSBD 的宽容和退缩以及更广泛的行为成瘾仍然是被广泛讨论的概念，迄今为止仅收集了初步证据（Castro-Calvo 等人，2021 年; Starcevic，2016），这些影响的有效性取决于未来急需的复制结果，采用严格的研究方法对不同人群进行复制（格里芬、韦和克劳斯，2021 年).
局限和未来的研究
在调查方向性假设时，当前研究的横截面设计不是最理想的。 需要使用纵向设计的未来研究来检查 CSBD 和/或 PPU 的戒断症状和耐受性。 目前的研究没有调查每个戒断症状的时间特征（它们之间的外观和消散可能不同）或它们对功能的可能影响。 提供更细粒度评估的方法（例如，生态瞬时评估 [EMA]）可用于调查这些问题（例如，每天以生态和更可靠的方式跟踪可能出现的戒断症状； Lewczuk、Gorowska、Li 和 Gola，2020 年). 在我们的研究中，我们也没有收集有关参与者在研究进行时是否处于性禁欲期或规范/限制性行为的信息，这将是对所呈现结果的有用补充。 与涉及经验丰富的心理健康专业人员的评估相比，多种可能的因素（例如，专业培训不足、参与者的洞察力有限）可能会影响当前研究报告的结果。 对 CSBD 成瘾模型预测的特征进行可靠评估的重要未来步骤是根据临床医生管理的评估调查临床组中戒断症状和耐受性的存在。 此外，尽管我们调查了多种可能的戒断症状（与之前的行为成瘾研究相比），但研究中可能未包括其他一些重要类型的戒断症状。 应进一步检查 CSBD 和 PPU 戒断症状的确切结构和特征，包括在涉及 CSBD 和 PPU 寻求治疗客户的焦点小组中。 正如讨论部分所详述的那样，当前研究中 PPU 的测量（使用简短的色情屏幕）可能导致研究人群中这些症状的过度诊断——这应该被认为是研究的局限性，目前的结果应该是使用更保守的 PPU 度量进行复制。 由于该研究是在 COVID-19 大流行期间进行的，因此需要在大流行之后进行更多研究。 我们的分析仅基于波兰参与者。 由于性行为的差异可能与文化、种族、民族、宗教等因素有关（阿戈查、阿森西奥和德塞纳，2013 年; Grubbs＆Perry，2019年; 佩里和施莱弗，2019), 应在其他文化环境和地理位置调查当前结果的普遍性，特别是进一步的工作应检查归因于性别、种族/民族、宗教和性身份的可能差异。 最后，在未来的工作中，应调查可能影响 CSBD/PPU 与戒断症状和耐受性关系的其他重要因素，这些因素不属于当前分析的一部分（包括性欲、性健康和功能障碍）。
结论
目前的工作提供了性活动领域可能存在戒断症状和耐受性及其与 CSBD 和 PPU 症状的重要关系的初步证据。 最常报告的症状不仅涉及性领域（更频繁的性想法，难以停止，难以控制性欲），还涉及情绪（易怒、情绪波动）和功能（睡眠困难）。 因此，性活动戒断症状与赌博和网络游戏障碍等行为成瘾所观察到的症状有相似之处。 同时，目前的研究仅提供初步证据，在解释研究结果时不应低估其在讨论部分概述的局限性。 应进行进一步的研究，特别是涉及临床样本和临床医生评估的诊断，以及纵向设计，以调查详细特征、总体重要性（在症状表现和疾病发展中的关键作用与仅次要作用）以及作为 CSBD 和 PPU 戒断症状和耐受性的诊断和临床应用。
资金来源
本手稿的编写得到了波兰国家科学中心授予 Karol Lewczuk 的 Sonatina 赠款的支持，赠款号：2020/36/C/HS6/00005。 Kindbridge 研究所为 Shane W. Kraus 提供了支持。
作者的贡献
概念化：KL、MW、AG； 方法论：KL、MW、AG； 调查：KL、MW、AG； 形式分析：KL、MW、AG； 写作——原稿：KL、MW、AG、MP、MLS、SK； 写作 – 评论和编辑：KL、MW、AG、MP、MLS、SK。