前精神病学。 2018 Oct 16; 9：497。 doi：10.3389 / fpsyt.2018.00497。
Valero-SolísS1, 格拉内罗河2,3, 费尔南德斯 - 阿兰达F.2,4,5, 管家T2,4, 梅斯特 - 巴赫G.2,4, Mallorquí-BaguéN2,4, 马丁 - 罗梅拉五世6, AymamíN4, Gómez-PeñaM4, Del Pino-GutiérrezA7, BañoM4, 莫拉加斯湖4, MenchónJM4,5,8, Jiménez-Murcia S.2,4,5.
抽象
背景和目的： 世界范围内行为成瘾的患病率增加导致危险/保护因素对这些疾病的具体贡献的病因学研究有所增长。 这项研究的目的是评估患者的性别，疾病发作年龄和疾病持续时间对行为成瘾的临床特征的相对作用。
方法： 我们的样本包括被诊断患有赌博症的寻求治疗的患者（GD， n = 3,174），网络赌博障碍（IGD， n = 45），强迫性购买（CB， n = 113）和性成瘾（SA， n 34）。
结果： 自变量与结果之间的关联模式与行为成瘾亚型密切相关：（a）对于GD-男性，该疾病的早期发作与GD严重程度有关，而对于GD-女性早发与新奇性寻求有关; （b）对于IGD男性，迟发与成瘾严重程度，较差的精神病理状态，高危害避免和自我超越水平相关; （c）对于CB女性，早发与较高的奖励依赖性评分和较低的自我超越水平有关，较长的持续时间预测较高的累积债务; 对于CB-男性来说，早发和长时间与避免伤害，自我导向，自我超越和合作性的高分相关; （d）对于SA男性，迟发和较长的持续时间与高度无序的严重程度相关。
讨论和结论： 这些发现与制定针对不同行为成瘾的预防和治疗计划相关。
关键词： 年龄; 行为成瘾; 强迫性购买; 赌博障碍; 网络赌博障碍; 性成瘾
结论：30386263
PMCID： PMC6198171
作者： 10.3389 / fpsyt.2018.00497
介绍
行为成瘾包括一系列不同的情况，其特点是强迫参与短期奖励，非物质相关的行为，尽管知道严重的不良后果，但可能会产生持久性（1–3）。 在这些问题的过程中，个人失去对过度或有问题行为的控制，从而导致他们生活中的家庭，工作和社会领域受到严重损害（4, 5）。 在疾病的早期阶段，高水平的冲动力旨在获得即时奖励（积极强化），但在病情过程中，成瘾行为变得强迫并且旨在减少负面情绪状态（负强化）（6）。 在这一系列研究中，还有人认为，维度和跨诊断分类可以更好地解释症状的重叠和所有这些条件，共病，甚至治疗反应的共同临床特征（2).
最常见的行为成瘾亚型是赌博障碍（GD），强迫性购买（CB），性成瘾（SA）和网络游戏障碍（IGD）。 在最新版本的DSM-5中，GD被列入名为“物质相关和成瘾性疾病”的新诊断类别，同时讨论并排除了包括其他行为成瘾（如CB，SA和IGD）的可能性由于缺乏经验证据。
行为成瘾发生在两性的人群中，但患病率因子类型而异：男性报告GD，IGD和SA的百分比较高，而女性报告的CB率较高（7）。 就年龄而言，这些疾病在整个生命周期中都会发生，但两个阶段似乎有更高的脆弱性：青春期/成年早期和老年（8).
研究发病年龄的贡献的研究表明，发病较早的患者形成具有较高水平的反社会人格特征和冲动性的亚组，而后发病的患者构成更容易患抑郁和焦虑的亚型，其使用赌博作为适应不良的人调节其负面情绪的机制（9, 10）。 GD的早期发作（与较晚发病相比）似乎也与情绪障碍的较低患病率，B群人格障碍的较高患病率，人格特质感觉寻求的较高得分和自我指导的较低得分相关（11, 12).
关于CB，报告了不精确和不可靠的流行率结果，范围从1到20％，取决于样本的来源，定义和测量工具（13–17）。 CB的现有流行病学数据还表明，寻求治疗的CB患者通常患有多种精神疾病，合并酒精和/或其他药物，饮食失调，情绪障碍，焦虑和其他冲动控制障碍是最常见的（18）。 已经描述了CB的强烈的性别依赖性差异：女性的风险，患病率，起始率和滥用频率更高（1).
以IGD为中心的研究表明，3.7和13.0％的成人一般人群符合互联网使用问题的标准（19, 20），IGD在年轻样本中更为普遍（21）。 IGD的相关性包括高风险的冒险行为和冲动性，更高的延迟贴现率，对社会拒绝的高度敏感性以及人际冲突中的高水平，伤害避免和人际冲突（22–24).
最后，对SA的研究得出结论，男性的患病率明显高于女性（25–28）。 较高的社会经济水平，人格特质寻求高分和避免伤害分数低是SA的风险因素（29, 30）。 一些病因学研究表明，SA与反社会人格特质，缺乏恐惧，人际主义自信，自我中心主义和高冲动性有关（31).
目前只有GD包含在DSM-5中的事实源于对将行为成瘾视为精神障碍缺乏共识（32）。 这可以部分解释这种疾病与其他行为成瘾相关的较高患病率。 确定不被接受为疾病的病症的流行并且不处理标准化诊断工具也是一项挑战（33）。 因此，具有这些成瘾的诊断标准将有助于更好地了解其他行为成瘾的病因，预防和治疗（34）。 同样，纳入其他行为成瘾可能会对提供的医疗服务产生影响，并可能有助于减少患者不愿寻求治疗（34).
目标
据我们所知，有限数量的研究已经测量了临床异质样本（包括不同的行为成瘾亚型）中性别，起始和成瘾行为持续时间的具体贡献。 因此，本研究的目的是评估这些变量在寻求诊断为GD，IGD，CB和SA的患者的临床治疗状态中的具体权重。
方法
参与者成员
样本包括在内 n = 3,366连续寻求治疗的患者，他们曾在西班牙巴塞罗那的一家专门从事行为成瘾的医院就诊。 招聘发生在1月-2005和9月-2016之间。 纳入标准包括满足GD，IGD，CB或SA的诊断标准作为咨询和超过18年龄的主要原因。 排除标准是智力残疾或严重的精神障碍（如精神分裂症或其他精神病或双相情感障碍）。
由于共存的不同行为成瘾而被排除在外的参与者人数很少（n = 5，1患者报告GD + CB，1报告GD + SA，2报告CB + SA，1报告SA + IGD）。 另一方面，由于IGD和SA的子样本包括极少数女性（n≤2），女性参与者被排除在这两组之外，以避免结果中的潜在偏差，因为这两个子样本中女性的频率极低。
措施
根据DSM标准进行病理性赌博的诊断问卷（35)
此19项目问卷可用于评估DSM-5（32）GD的诊断标准。 原始版本中外部赌博分数的收敛效度非常好（代表性样本r = 0.77，赌博治疗组r = 0.75;35）。 本研究中使用的西班牙自适应的内部一致性是一般人群的α= 0.81和赌博治疗样本的α= 0.77（36）。 在该研究中，分析了GD的DSM-5标准的总数，并且样品中的内部一致性是α= 0.804。
根据Griffiths和Hunt的IGD诊断标准（39, 40)
为了评估IGD诊断并确定疾病的依赖程度，临床专家考虑Griffiths和Hunt设计的量表进行了面对面访谈（39, 40）。 这次访谈评估了诸如问题行为的频率，由于网络游戏适应不良导致的日常运作中产生的干扰，禁欲管理中存在的容忍和困难，以及DSM-5标准的数量[根据章节] III，（32）]。
根据DSM-IV-TR的性成瘾诊断标准（32)
为了评估SA，管理了一系列项目，这些项目基于DSM-IV-TR中的拟议定义（41）在性别障碍中未另行规定的部分（302.9）。 在进行我们的评估时，下面的临床描述给予了特别的重视：“对于一系列恋人的重复性关系模式的困扰，这些恋人只有个体经历过才能被使用。”
气质和人物库存修订（TCI-R）（42)
这是一个可靠有效的240项目调查问卷，可以衡量七个人格维度：四种气质（寻求新奇，避免伤害，奖励依赖和持久）和三个维度（自我导向，合作和自我超越）。 所有项目均以5点Likert型量表进行测量。 使用经过验证的西班牙语版本（43）。 西班牙修订版中的量表显示出足够的内部一致性（Cronbach's alphaα平均值为0.87）。 在研究中，一致性指标的范围从良好（对于寻求新颖性的分量表，α= 0.70）到非常好的（对于持久性分量表，α= 0.859）。
症状清单 - 修订（44)
该问卷评估了广泛的心理问题和精神病理症状。 该调查问卷包含90项目，并测量九个主要症状维度：躯体化，强迫症，人际关系敏感，抑郁，焦虑，敌意，恐惧焦虑，偏执思维和精神病。 它还包括三个全球综合指数：（1）一个全球严重程度指数（GSI），旨在衡量整体心理困扰; （2）阳性症状窘迫指数（PSDI），用于测量症状的强度; 和（3）阳性症状总数（PST），反映了自我报告的症状。 使用经过验证的西班牙语版本（45）。 西班牙验证量表获得了良好的心理测量指标，内部平均一致性为0.75（Cronbach's alpha）。 这项研究分析了GSI整体评分，作为衡量整体心理病理状态的指标（在我们的样本中，此标准的一致性非常好，α= 0.981）。
程序
经验丰富的心理学家和精神科医生在成瘾性疾病领域拥有超过15多年的临床经验，他们进行了两次面对面的临床访谈，以收集临床信息并指定每位患者的临床诊断。 本研究中分析的所有措施均对应于治疗开始前的基线评估。
统计分析
使用Windows的Stata 15进行统计分析。 皮尔逊相关系数测量了发病年龄和成瘾性问题持续时间与人格和临床特征之间的关系。 用负二项式回归和线性多元回归（累积债务和SCL-90-R GSI评分）测量患者的性别，发病时间和问题持续时间对成瘾严重程度和心理病理状态的具体贡献。 这些模型包括并测试了按性别和按性别进行的互动：（a）对于相关的互动参数，将参与者年龄的单一影响估计为三组，分别针对年龄的四分位数1和3。发病[早（在20岁之前发病），中（在20至35岁之间发病）和晚（在35岁之后发病）]； （b）对于不相关的交互参数，估计并解释了主要影响。 为每种诊断亚型（GD，CB，IGD和SA）获得了独立的模型。 没有研究IGD和SA的性别贡献，因为这些子样本中由于频率较低而没有女性被包括在这些子样本中。
伦理
这项研究是根据最新版的赫尔辛基宣言进行的。 Bellvitge大学医院伦理委员会（西班牙巴塞罗那）批准了该研究，并从所有最终参与者处获得了签署的知情同意书。
成果
样品的特征
表的上半部分 Table11 包括对研究社会人口学变量的描述。 总样本的平均实际年龄为42.5岁（SD = 13.5，范围在18和75年龄之间），行为成瘾的平均发病年龄为29.9岁（SD = 11.5）和平均值该病症的持续时间为6.2年（SD = 5.9）。
表1
样本描述：社会人口统计学和临床变量。
| GD; n = 3,174 | IGD; n = 45 | CB; n = 113 | SA; n = 34 | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| n | % | n | % | n | % | n | % | χ2 | p | |
| 性别 | ||||||||||
| 女性 | 283 | 8.9 | 0 | 0 | 85 | 75.2 | 0 | 0 | 502.6 | <0.001 |
| 男性 | 2891 | 91.1 | 45 | 100 | 28 | 24.8 | 34 | 100 | ||
| 起源 | ||||||||||
| 西班牙 | 2934 | 92.4 | 39 | 86.7 | 111 | 98.2 | 33 | 97.1 | 8.65 | 0.034 |
| 移民 | 240 | 7.6 | 6 | 13.3 | 2 | 1.8 | 1 | 2.9 | ||
| 教育中心 | ||||||||||
| 主 | 1905 | 60.0 | 24 | 53.3 | 43 | 38.1 | 9 | 26.5 | 85.40 | <0.001 |
| 次要 | 1092 | 34.4 | 20 | 44.4 | 46 | 40.7 | 16 | 47.1 | ||
| 大学 | 177 | 5.6 | 1 | 2.2 | 24 | 21.2 | 9 | 26.5 | ||
| 民事情况 | ||||||||||
| 集成的 | 1212 | 38.2 | 41 | 91.1 | 43 | 38.1 | 9 | 26.5 | 57.43 | <0.001 |
| 已婚–伴侣 | 1534 | 48.3 | 3 | 6.7 | 51 | 45.1 | 17 | 50.0 | ||
| 离婚–分居 | 428 | 13.5 | 1 | 2.2 | 19 | 16.8 | 8 | 23.5 | ||
| 社会指数 | ||||||||||
| 高 | 46 | 1.4 | 1 | 2.2 | 4 | 3.5 | 2 | 5.9 | 53.27 | <0.001 |
| 中等偏上 | 138 | 4.3 | 0 | 0.0 | 18 | 15.9 | 4 | 11.8 | ||
| 中 | 339 | 10.7 | 6 | 13.3 | 14 | 12.4 | 4 | 11.8 | ||
| 中低 | 967 | 30.5 | 12 | 26.7 | 32 | 28.3 | 14 | 41.2 | ||
| 低 | 1684 | 53.1 | 26 | 57.8 | 45 | 39.8 | 10 | 29.4 | ||
| 就业 | ||||||||||
| 失业的 | 1414 | 44.5 | 36 | 80.0 | 53 | 46.9 | 15 | 44.1 | 22.69 | <0.001 |
| 采用 | 1760 | 55.5 | 9 | 20.0 | 60 | 53.1 | 19 | 55.9 | ||
| a以前的咨询 | ||||||||||
| 没有 | 374 | 11.8 | 2 | 4.4 | 13 | 11.5 | 2 | 5.9 | 3.43 | 0.330 |
| USB MIDI（XNUMX通道） | 2800 | 88.2 | 43 | 95.6 | 100 | 88.5 | 32 | 94.1 | ||
| 平均值 | SD | 平均值 | SD | 平均值 | SD | 平均值 | SD | F | P | |
| 年龄，开始和持续时间 | ||||||||||
| 年龄（岁） | 42.8 | 13.5 | 22.6 | 8.4 | 42.6 | 11.5 | 42.6 | 11.9 | 33.76 | <0.001 |
| 发病障碍（岁） | 29.9 | 11.5 | 19.3 | 8.1 | 32.9 | 12.0 | 33.7 | 13.0 | 16.82 | <0.001 |
| 持续时间障碍（年） | 6.2 | 6.0 | 3.3 | 2.5 | 6.8 | 5.8 | 6.0 | 5.7 | 3.90 | 0.009 |
| 心理学：SCL-90R | ||||||||||
| GSI得分 | 1.05 | 0.72 | 0.86 | 0.76 | 1.58 | 0.91 | 1.25 | 0.78 | 20.21 | <0.001 |
| 个性特征：TCI-R | ||||||||||
| 求新求 | 108.9 | 14.3 | 103.7 | 13.1 | 114.9 | 14.4 | 110.8 | 14.3 | 7.85 | <0.001 |
| 伤害避免 | 101.1 | 17.0 | 102.6 | 22.8 | 111.0 | 19.7 | 102.1 | 17.5 | 10.80 | <0.001 |
| 奖励依赖 | 98.5 | 14.8 | 92.3 | 17.1 | 103.2 | 17.0 | 100.5 | 15.2 | 5.84 | 0.001 |
| 坚持 | 108.5 | 20.1 | 93.6 | 20.8 | 106.8 | 18.8 | 103.6 | 21.1 | 8.20 | <0.001 |
| 自指向性 | 127.0 | 21.1 | 127.1 | 25.7 | 124.1 | 23.9 | 116.9 | 19.6 | 2.91 | 0.033 |
| 合作性 | 130.4 | 16.3 | 126.8 | 18.5 | 133.9 | 15.7 | 127.4 | 15.1 | 2.57 | 0.053 |
| 自我超越 | 64.0 | 15.3 | 57.2 | 14.1 | 65.4 | 16.5 | 63.1 | 14.0 | 2.97 | 0.031 |
备注.
GD：赌博障碍。 IGD：网络游戏障碍。 CB：强迫性购买。 SA：性成瘾.
SD：标准偏差。 - 此措施不适用于此组.
表的下半部分 Table11 显示临床变量的分布和诊断亚型之间的比较。 IGD组包括最年轻的参与者，其中发病障碍和病症持续时间最低。 关于人格评分，CB在新颖性寻求，伤害避免，奖励依赖和自我超越方面获得了最高分，其次是GD。
发病年龄与病程之间的关联与临床和性格测量
表 Table22 包括相关矩阵，以评估每个行为成瘾的发病年龄（岁）和临床测量的持续时间（年）之间的关联。 对于GD组，出现了两个关联：在男性子样本中，早期发作与更高数量的DSM-5标准相关，而在女性子样本中，早期发作与更高的新奇寻求分数相关。
表2
BA的发病年龄和持续时间与临床和人格特征之间的关系。
| GD | IGD | CB | SA | |||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 女性 N = 283时 | 男性 N = 2,891时 | 男性 N = 45时 | 女性 N = 85时 | 男性 N = 28时 | 男性 N = 34时 | |||||||
| 发病 | Durat. | 发病 | Durat. | 发病 | Durat. | 发病 | Durat. | 发病 | Durat. | 发病 | Durat. | |
| DSM-5总标准 | - 0.24 | 0.10 | - 0.19 | 0.05 | 0.44 | - 0.05 | – | – | – | – | – | – |
| 累积债务 | - 0.14 | 0.00 | - 0.01 | 0.04 | – | – | - 0.15 | 0.25 | 0.03 | 0.18 | - 0.59 | 0.50 |
| 心理学：SCL-90R | ||||||||||||
| GSI得分 | - 0.11 | 0.04 | - 0.04 | 0.10 | 0.25 | 0.11 | - 0.03 | 0.06 | 0.36 | - 0.11 | - 0.18 | 0.07 |
| 个性特征：TCI-R | ||||||||||||
| 求新求 | - 0.18 | 0.15 | - 0.25 | 0.02 | 0.01 | - 0.05 | - 0.19 | - 0.04 | - 0.05 | 0.23 | 0.16 | - 0.14 |
| 伤害避免 | - 0.15 | - 0.06 | 0.07 | 0.07 | 0.26 | 0.08 | - 0.12 | - 0.12 | 0.34 | - 0.21 | - 0.08 | 0.07 |
| 奖励依赖 | 0.02 | 0.06 | 0.04 | - 0.07 | - 0.10 | - 0.11 | - 0.27 | 0.07 | - 0.07 | 0.17 | 0.17 | - 0.06 |
| 坚持 | - 0.02 | - 0.06 | - 0.03 | - 0.07 | - 0.10 | 0.02 | 0.02 | 0.12 | - 0.01 | 0.27 | - 0.18 | 0.09 |
| 自指向性 | 0.06 | - 0.04 | 0.06 | - 0.09 | - 0.23 | - 0.15 | 0.07 | 0.09 | - 0.25 | 0.25 | - 0.03 | 0.14 |
| 合作性 | 0.01 | 0.00 | 0.09 | - 0.07 | - 0.13 | - 0.06 | - 0.05 | 0.13 | - 0.28 | 0.01 | 0.02 | 0.24 |
| 自我超越 | 0.19 | - 0.03 | 0.16 | 0.05 | 0.35 | 0.22 | 0.29 | 0.08 | 0.19 | 0.31 | 0.01 | 0.08 |
注意。 GD，赌博障碍; IGD，网络游戏障碍; CB，强迫性购买; SA，性成瘾.
注意。 粗体：相关性介于中等（| r |> 0.24）至良好范围（| r |> 0.37）之间。 —不适用于该组.
对于被诊断患有CB的女性，较年轻的发病年龄与较高的奖励依赖性评分和较低的自我超越水平相关，并且较长的问题持续时间与较高的累积债务相关。 对于这种诊断亚型（CB）的男性：（a）早期发病年龄与较低的SCL-90R评分和危害避免水平，以及较高的自我导向性和合作性评分有关; （b）病症的持续时间较长与持续性，自我导向性和自我超越性的人格特征水平较高有关。
对于符合SA标准的男性，持续时间较长与较高的敌意评分有关。
性别，发病年龄和病程严重程度的贡献
表 Table33 包含不同的回归模型，评估性别，年龄和疾病持续时间对行为成瘾严重程度测量的具体贡献。 已经针对每种疾病（GD，CB，IGD和SA）和每种严重性测量（DSM-5标准的数量，累积debs和SCL-90R GSI评分）获得单独的模型。 例如，Model-1评估研究的独立变量（性别，年龄和持续时间）对专门针对GD子样本的DSM-5标准的因变量数的贡献。 对于每个回归，非标准化B参数，标准误差（SE），95％置信区间（B的95％CI），对比统计（负二项式回归的Wald-chisquare和线性回归的T）和 p- 报告值。
表3
性别，发作和持续时间对不同BA亚型的贡献。
| B | SE | 95％CI（B） | c统计 | p | ||
|---|---|---|---|---|---|---|
| 赌博紊乱; n = 3,174 | ||||||
| [模型1] a标准：DSM-5标准 | ||||||
| （截距） | 2.126 | 0.095 | 1.94 | 2.31 | 505.20 | 0.001 |
| 性别（0：女性; 1：男性） | - 0.075 | 0.070 | - 0.21 | 0.06 | 1.16 | 0.282 |
| 持续时间（年） | 0.002 | 0.003 | 0.00 | 0.01 | 0.44 | 0.508 |
| 发病年龄（岁） | - 0.005 | 0.002 | - 0.01 | 0.00 | 9.18 | 0.002 |
| [模型2] a标准：累积债务 | ||||||
| （截距） | 10.068 | 0.256 | 9.57 | 10.57 | 1543.67 | 0.001 |
| 持续时间（年） | 0.012 | 0.004 | 0.01 | 0.02 | 10.58 | 0.001 |
| d性别（早发） | 0.579 | 0.304 | - 0.02 | 1.18 | 3.63 | 0.057 |
| d性别（中等发病率） | 0.323 | 0.106 | 0.12 | 0.53 | 9.29 | 0.002 |
| d性别（发病迟到） | 0.950 | 0.108 | 0.74 | 1.16 | 77.35 | <0.001 |
| 发病年龄（女性） | - 0.027 | 0.007 | - 0.04 | - 0.01 | 16.28 | <0.001 |
| 发病年龄（男性） | 0.023 | 0.002 | 0.02 | 0.03 | 106.92 | <0.001 |
| 互动：性发作 | 0.050 | 0.007 | 0.04 | 0.06 | 50.62 | 0.001 |
| [模型3] b标准：SCL-90R GSI | ||||||
| （截距） | 1.703 | 0.158 | 1.39 | 2.01 | 10.74 | 0.001 |
| 持续时间（年） | 0.011 | 0.002 | 0.01 | 0.02 | 5.08 | <0.001 |
| d性别（早发） | - 0.433 | 0.163 | - 0.75 | - 0.11 | - 2.65 | 0.008 |
| d性别（中等发病率） | - 0.634 | 0.074 | - 0.78 | - 0.49 | - 8.63 | <0.001 |
| d性别（发病迟到） | - 0.422 | 0.073 | - 0.57 | - 0.28 | - 5.76 | <0.001 |
| 发病年龄（女性） | - 0.007 | 0.004 | - 0.02 | 0.00 | - 1.76 | 0.048 |
| 发病年龄（男性） | - 0.002 | 0.001 | 0.00 | 0.00 | - 1.46 | 0.143 |
| 互动：性发作 | 0.005 | 0.004 | 0.00 | 0.01 | –1.82 | 0.068 |
| 强势购买; n = 113 | ||||||
| [模型4] a标准：累积债务 | ||||||
| （截距） | 11.149 | 0.437 | 10.29 | 12.00 | 652.20 | 0.001 |
| 性别（0：女性; 1：男性） | - 0.497 | 0.246 | - 0.98 | - 0.01 | 4.07 | 0.044 |
| 持续时间（年） | 0.064 | 0.019 | 0.03 | 0.10 | 11.39 | 0.001 |
| 发病年龄（岁） | - 0.022 | 0.012 | - 0.05 | - 0.00 | 3.64 | 0.050 |
| [模型5] b标准：SCL-90R GSI | ||||||
| （截距） | 1.861 | 0.342 | 1.18 | 2.54 | 5.44 | 0.001 |
| 持续时间（年） | - 0.010 | 0.016 | - 0.04 | 0.02 | - 0.66 | 0.508 |
| d性别（早发） | - 0.430 | 0.572 | - 1.56 | 0.70 | - 0.75 | 0.453 |
| d性别（中等发病率） | - 0.735 | 0.284 | - 1.30 | - 0.17 | - 2.59 | 0.011 |
| d性别（发病迟到） | 0.043 | 0.318 | - 0.59 | 0.67 | 0.13 | 0.893 |
| 发病年龄（女性） | - 0.003 | 0.009 | - 0.02 | 0.01 | - 0.36 | 0.719 |
| 发病年龄（男性） | 0.024 | 0.015 | - 0.01 | 0.05 | 1.61 | 0.112 |
| 互动：性发作 | - 0.733 | 0.406 | - 1.54 | 0.07 | - 1.81 | 0.074 |
| 互联网赌博障碍; n = 45（仅限男性） | ||||||
| [模型6] a标准：DSM-5标准 | ||||||
| （截距） | 0.752 | 0.540 | –0.31 | 1.81 | 1.94 | 0.164 |
| 持续时间（年） | 0.005 | 0.072 | - 0.14 | 0.15 | 0.01 | 0.940 |
| 发病年龄（岁） | 0.020 | 0.021 | - 0.02 | 0.06 | 0.93 | 0.335 |
| [模型7] b标准：SCL-90R GSI | ||||||
| （截距） | 0.231 | 0.372 | –0.52 | 0.983 | 0.62 | 0.539 |
| 持续时间（年） | 0.051 | 0.049 | - 0.05 | 0.150 | 1.05 | 0.298 |
| 发病年龄（岁） | 0.023 | 0.014 | - 0.01 | 0.052 | 1.63 | 0.110 |
| 性别成瘾; n = 34（仅限男性） | ||||||
| [模型8] a标准：累积债务 | ||||||
| （截距） | 14.942 | 1.237 | 12.52 | 17.37 | 145.88 | 0.001 |
| 持续时间（年） | 0.151 | 0.193 | - 0.23 | 0.53 | 0.62 | 0.432 |
| 发病年龄（岁） | - 0.259 | 0.045 | - 0.35 | - 0.17 | 32.84 | <0.001 |
| [模型9] b标准：SCL-90R GSI | ||||||
| （截距） | 1.651 | 0.449 | 0.74 | 2.57 | 3.68 | 0.001 |
| 持续时间（年） | - 0.005 | 0.025 | - 0.06 | 0.05 | - 0.18 | 0.856 |
| 发病年龄（岁） | - 0.011 | 0.011 | - 0.03 | 0.01 | - 1.01 | 0.321 |
在GD组中，较高数量的DSM-5标准与早期发病相关（B = -0.005; p = 0.002），但对于该患者的性别或疾病持续时间没有统计学贡献，并且对于该标准，性别与发病时间和持续时间之间没有相互作用（表1中的模型XNUMX） Table3）。3）。 对于这个BA子类型，当考虑累积债务标准时（表中的Model-2） Table3）3这项措施对于持续时间较长的患者有所增加，并且性别与发病年龄的相互作用也保持相关：（a）性别的单一效应表明男性倾向于累积更多的债务，这种差异随着发病年龄的增加而增加; （b）发病年龄的单一效应表明，对于女性来说，发病越早，累积债务越高，而对于男性，发病年龄越大，债务越高。
对于SCL-90-R GSI标准（表中的Model-3） Table3）3），更严重的精神病理状态与疾病持续时间的延长有关，并且发病时的相互作用也与解释这一结果有关：（a）性别的单一效应证明女性与男性相比总是记录更高的精神病理学水平，但影响大小差异取决于疾病的发病年龄（20和35之间发病率最高）; （b）该疾病发病的早期年龄仅是女性更严重的精神病理状态的统计学预测因子，而该疾病的发作与解释男性的GSI水平无关。
对于CB集团，由于购买累积债务（表中的Model-4） Table3）3）对于持续时间长且发病年龄早的女性而言，这种情况有所增加。 性别，年龄和持续时间之间没有相互作用。 该模型针对CB中的全球精神病理学水平进行了调整（表中的Model-5） Table3）3通过发病保留了相互作用性，并且该回归的结果显示，与男性相比，女性的精神状态更差，但仅针对报告该发病的中等发病年龄的患者（20和35年龄之间）。
对于IGD和SA子样本，性别未包括在模型中，因为这些组中没有女性。 对于IGD，没有出现持续时间和起始的统计贡献来解释DSM-5标准的数量（表中的Model-6） Table3）3）和全球精神病理学水平（表中的Model-7） Table3）。3）。 对于SA组中的男性，发病年龄较小的患者的累积债务增加（表中的Model-8） Table3）3），持续时间和发作不是心理状态的贡献者（表中的Model-9） Table33).
讨论和结论
本研究评估了患者性别，发病年龄和行为成瘾持续时间与临床表型（包括疾病的严重程度，精神病理状态和人格特征）之间的关系。 测试了GD，IGD，CB和SA之间的差异，目的是阐明行为成瘾亚型的潜在调节作用。
性别，发病和持续时间与严重程度和精神病理状态的关联
我们的结果表明，总体上，具体的关系模式取决于行为成瘾诊断。 总体而言，我们的工作为行为成瘾的多维成分提供了新的经验证据，根据诊断亚型和患者的不同，行为成瘾的发病率，疾病持续时间或人格特质等变量的贡献起着不同的作用。性别。 先前的研究已经发现有关行为成瘾个体差异的相似结果，并指出必须将它们概念化为一组异质的临床疾病（1, 48).
发病年龄的具体相关因素似乎也取决于诊断亚型和患者的性别。 这种潜在的相互作用在GD和CB中尤为显着：a）GD中，发病较早与男性的严重程度相关，b）CB中，发病较早与女性成瘾性问题的严重程度较高相关（女性的成瘾率较高）与男性相比，该诊断亚型与先前报道的聚类研究和潜在特征分析一致（18, 49).
性别，发病和持续时间与人格维度的关联
行为成瘾与人格成瘾的持续时间之间的关系模式也有所不同，具体取决于诊断亚型和参与者的性别。 在GD中，较早的发病年龄与男性较高的新颖性寻求有关，这似乎与男性样本的病因研究一致，这些男性样本将发病年龄视为与GD相关的新颖性寻求水平之间的中介机制（例如疾病的严重程度和心理病理学） （11).
在CB中，早发与女性自我超越的高回报依赖性和低得分相关，并且在男性中避免伤害和高水平的自我指导和合作得分较低。 这些结果可能表明，遇到这种情况的女性更倾向于寻求更大的认可，并在应对麻烦或压力情况方面表现出更多的困难，而男性则更注重目标，有效和自信。 此外，对于CB组，较长的病症持续时间与较高的持续性，自我导向性和自我超越性相关，这与先前研究中的观察结果一致（50, 51）。 鉴于SA组中我们缺乏女性，在这种行为成瘾的患者中，不可能将性格维度与性别联系起来。 未来的研究包括更多样化和平衡的样本将是有益的。 尽管如此，我们确实发现，与GD患者相比，我们的SA样本支持更高水平的新奇性，更重要的是，自我导向性水平较低。
局限和优势
尽管具有总体大样本量（其为大多数分析和比较提供了大的统计功效），但是一些组中的患者数量相对较少。 同样，由于每种行为成瘾与性别之间的密切关系，男女之间的分布在各组之间非常不平等。 然而，应该争辩的是，样本包括所有连续参加参考治疗单位并符合纳入/排除标准的患者，因此性别分布与我们国家出现这些问题的频率相对应（52），这给我们的结果带来了很高的外部效度。
另一方面，这项工作旨在了解患者的性别，年龄和病程长短。 特别是 对于在西班牙的一个专业医疗单位登记最高患病率的行为成瘾，因此分析了相互排斥的群体。 未来的研究必须旨在分析这些变量对同时出现并发行为成瘾的患者的临床特征的贡献。
我们研究的两个优势是大样本量和包含不同BA的诊断标准的不同受试者组。 另一个相关的优势是包含和分析多种心理测量，包括BA的严重程度，整体心理状态和人格特质。
启示
这项研究的结果提供了有关行为成瘾的多维组成部分的新的经验证据，对于这些成瘾因素，取决于诊断亚型和患者的不同，诸如发病年龄，疾病持续时间或人格特质等变量的贡献应起不同的作用。性别。 我们的结果对于将来的测试集成模型的研究可能有用，该模型用于描述导致每种行为成瘾诊断的发生和发展的潜在机制。 与大多数复杂的，多层面的过程一样，需要在不同领域进行进一步的研究：病因学研究（例如神经学研究，以识别涉及哪些特定区域，网络和执行/认知功能），以及临床研究（以识别完整的每个诊断条件的表型和发育轨迹）。 最终，对行为成瘾构造的病因学和病程以及其变异性的根本原因的详细理解将有助于改善预防和治疗工作。 必须特别注意社会人口统计学特征的贡献，尤其是性别，根据其他外部变量，性别似乎对患者的临床状态具有复杂的贡献。 精神卫生预防和干预服务将有益于针对每种诊断亚型进行具有高判别能力的常规筛查和评估工具，并提供有效管理特定表型的有效干预计划。 这对于某些类型的行为成瘾尤其重要，因为对于这些行为成瘾的衡量工具很少，标准治疗计划也有限（例如CB或SA）。
作者贡献
SV-S，RG，FF-A，JM和SJ-M基于先前的结果和NM-B，NA，MG-P，AdP-G，MB和LM的临床经验设计了实验。 SV-S，RG，VM-R，GM-B，TS，FF-A和SJ-M进行了实验，分析了数据，并撰写了手稿的初稿。 SJ-M，TS，GM-B，RG和FF-A进一步修改了手稿。
利益冲突声明
作者声明，研究是在没有任何可被解释为潜在利益冲突的商业或金融关系的情况下进行的。
致谢
通过MinisteriodeEconomíareCompetitividad（授予PSI2011-28349和PSI2015-68701-R）获得财政支持。 FIS PI14 / 00290，FIS PI17 / 01167和18MSP001-2017I067得到了Ministerio de Sanidad，Servicios Sociales e Igualdad的援助。 CIBERFisiologíaObesidadyNutrición（CIBERobn）和CIBER Salud Mental（CIBERSAM），这两项都是ISCIII的举措。 GMB由AGAUR预科资助（2018 FI_B2 00174）资助，由欧洲社会基金（ESF）“ESF”共同资助，为您的未来投资。 在加泰罗尼亚政府商业和知识部大学和研究秘书处的支持下。 我们感谢CERCA计划和加泰罗尼亚政府的机构支持。 我们还要感谢Fondo Europeo de Desarrollo Regional（FEDER）和他们的节目“Una manera de hacer Europa”（建立欧洲的方式）。
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