在线发布2014 Feb 21。 DOI: 10.1007 / s10508-014 - 0261-Y
抽象
关于性的认知评估可能是维持和治疗性欲亢进的一个重要组成部分,但它们目前尚未出现在性欲亢进的概念模型中。 因此,我们验证了一种关于性的适应不良认知的测量,并检验了其预测性欲异常的独特能力。 对60高度性行为的男同性恋和双性恋男性的试验样本进行定性访谈,并对项目进行专家评审,产生了一系列17项目,涉及对性别的适应不良认知。 单独的202高性行为男同性恋和双性恋男性样本完成了性抑制和激发,冲动,情绪失调,抑郁和焦虑,性强迫症,性欲障碍筛查清单的措施。 美国精神病学协会 DSM-5 性与性别认同障碍工作组(2010)。 因子分析证实存在三个分量表:感知的性需求,性成本和性控制功效。 结构方程模型结果与性欲亢进的认知模型一致,其中放大性别的必要性和取消性别的益处部分地预测了控制一个人的性行为的自我效能最小化,所有这些都预示着有问题的性欲过度。 在多变量逻辑回归中,取消性别收益的资格预测了性欲过度中的独特方差,即使在调整现有的关于性欲亢进的研究的核心构造的作用后,AOR = 1.78,95%CI 1.02,3.10。 结果表明,认知方法可以更好地理解性欲亢进,以及开发治疗方法的重要性,这些方法鼓励对性行为的结果和控制其性行为的能力进行适应性评估。
引言
有问题的性欲亢进是一种临床综合症,其特征是反复发作,难以控制性幻想,冲动或与重大个人痛苦和不良后果相关的行为(Kafka,2010)。 对理解和治疗有问题的性欲亢进的兴趣日益增加,需要确定其关键预测因子和合适的治疗目标。 对有问题的性欲过度的现有概念性理解依赖于强迫性,冲动控制,情绪调节和行为过剩的成瘾模型(Kafka,2010; 金士顿和费尔斯通,2008年)。 这一文献中一个显着的差距包括对性的适应不良认知,我们指的是那些在整个发展过程中形成的思想,这些思想是个体对性,其意义及其后果的严格偏见或非功能性态度,信念和期望的特征。
尽管适应不良的认知在理解许多精神疾病的病因,维持和治疗方面发挥着关键作用,包括那些最常与性欲过度共患的精神疾病(Raymond,Coleman和Miner,2003年),这种认知在有问题的性欲亢进中的作用还有待探索。 其他精神疾病的适应不良认知,如重度抑郁症和心境恶劣(贝克,拉什,肖和埃默里(1987)), 社交焦虑 (克拉克和威尔斯,1995年), 广泛性焦虑症 (Wells,1999), 物质使用 (Witkiewitz和Marlatt,2004年)和冲动控制障碍,包括病理性赌博(Sharpe&Tarrier,1993年)和kleptomania(Kohn,2006),描述对情境意义的不准确评估,一个人行为的后果,或一个人对生活环境或个人行为施加控制的能力(Beck等人,1987)。 利用这些其他精神疾病的认知模型(例如, Sharpe&Tarrier,1993年),我们假设对性的适应不良的认知可能包含,例如,关于性别的意义或结果或一个人对其性行为施加控制的能力的不准确估计。
我们回顾了现有的有问题的性欲过度的概念模型,并发现虽然这些模型目前没有明确地提及适应不良的认知,但它们仍然可以在认知中理解高性欲的病因,维持和治疗方面发挥重要作用。 例如,性欲亢进的强迫症模型(科尔曼,1987, 1990强调使用性来最小化或避免威胁情绪状态,如焦虑。 该模型中的相关认知过程可能包括有偏见的威胁评估和感知到的性别必要性的放大(例如,解决负面情绪)。 此外,从病态赌博到物质使用的问题行为的冲动控制模型识别出对奖励大小,奖励意外事件和奖励延迟的偏见感知作为驱动冲动行为(Sharpe&Tarrier,1993年; Witkiewitz和Marlatt,2004年)。 有问题的性欲过度的冲动控制模型(例如, Raymond等人,2003因此,也可能从考虑自我控制和个人风险的偏见看法所起的作用中受益(Logue,1988; 米歇尔和贝克,1975年)。 性欲亢进的情绪调节模型(班克罗夫特&乌卡迪诺维奇,2004; 金士顿和费尔斯通,2008年)允许适应不良的认知,例如对情绪引发事件的偏见意义评估(例如, Joormann&Siemer,2011年)。 最后,成瘾的成瘾模型(Carnes,1983; 古德曼,1997),其中有问题的性欲异常表示越来越多地滥用性行为来调节消极情绪,可能会产生关于性行为的正面或负面后果的认知偏见,关于性服务自我调节功能的不准确信念,或对一个人的误解控制自己性行为的能力。
虽然目前有问题的性欲过度的治疗方法主要集中在修改的12步骤(例如, Carnes,1983; Pincu,1989),药物(例如, 卡夫卡和普伦特基,1992年)和行为方法(例如, 戈德与赫夫纳,1998年),一些其他方法确实表明了在减少性欲过度行为的过程中针对适应不良认知的重要性。 虽然以认知为重点的治疗建议源于案例研究和临床指导,而非随机对照试验,但它们与上述概念模型中适应不良认知的潜在作用相一致。 例如,治疗性欲亢进的案例研究和临床指导讨论治疗性地高估了性行为的必要性,低估了一个人控制一个人的性行为的能力,同时增强了个人应对和情绪调节技能(例如, 牧羊人,2010; Weiss,2004)。 这种关注减少这些与性别相关的特定偏见的评估也与除了性欲异常之外的有问题的性行为的既定治疗方法一致(例如,表现主义,拜物教)(墨菲与佩奇,2008年; Wincze,2000).
随着对有问题的性欲亢进的性质和评估的研究积累(Kafka,2010),从而鼓励这种综合征的治疗方法的扩散,有必要确定其维持和治疗中的所有可能因素,包括适应不良认知的潜在作用。 需要注意的是通过对性的认知适应不良,我们指的是跨越发展形成和表征关于性,它的背景,意义和后果,个人的当前态度,信念和期望,这些硬性偏见或适应不良的想法是很重要的。 通过这种方式,我们的构造与不适应性认知在其他心理健康问题中的定义和作用相一致,例如物质使用,病理性赌博和重度抑郁(例如, Beck等人,1987)。 这种适应不良认知的定义不包括性幻想,图像或思想入侵。 现有的性欲过度概念模型将这些事件概念化为先行刺激,而不是维持性欲过度的认知过程,这些过程适合于基于标准认知的治疗方法。
考虑到在这一群体中引发这一问题的独特心理社会因素,包括跨越发展的少数压力因素,有问题的性欲异常是同性恋,双性恋和其他男男性接触者特别关注的问题(Parsons,Grov和Golub,2012年; Parsons等,2008)以及有问题的性欲过度与艾滋病风险之间的关系(道奇等人,2008; 格罗夫,帕森斯和宾比,2010年)。 与异性恋男性相比,除了遇到与性欲异常相关的不成比例问题(鲍姆与菲什曼,1994年; 密西尔丁,费尔德斯坦,彭赞兰和帕森斯,2005年),同性恋和双性恋男子与其他因素的比率升高相关,这些因素表明与性欲亢进和适应不良的认知过程有关,包括童年性虐待(Purcell等,2007)和社会偏见和耻辱相关的压力源(Muench&Parsons,2004年; Pincu,1989)。 这些压力因素与心理健康问题相结合,例如有问题的性欲亢进,形成一系列风险或同步性的协同作用,同时威胁到这一群体的健康(Parsons等,2012; Stall等人,2003)。 因此,鉴定任何一种这些健康风险的可治疗成分有可能破坏该人群所面临的相互关联的健康消耗级联风险。
目前的研究
基于这样的假设是关于性适应不良的认知占据维修问题亢进的主要作用,我们试图建立一个有效的措施,用于捕获这个结构,并测试其调整为重点后预测亢进以前未开发的,独特的变异能力到目前为止研究中发现的性欲过度的相关性。 这第一个调查关于性的适应不良认知的预测问题亢进的作用表示鉴于这种状况目前的一些治疗方法可能会失败,以解决有关性别认知的潜在的重要作用或无意地鼓励保持认知的可能性高优先级的研究目标性欲亢进(例如,相信一个人无法控制他的性行为)。 通过创建关于性并检查其预测独特和以前无法解释的方差问题的性欲能力适应不良认知的心理测量健全的措施,我们希望能推动这一问题的更完整的画面,并提供证明是有效的许多精神一个新的治疗靶标健康问题。
本研究的目的和假设包括以下内容:
瞄准1。 生成项目以包含在男同性恋和双性恋男性中关于性的适应不良认知的度量。
瞄准2。 建立项目的因子结构,识别离散的分量表,并确定分量表之间的结构关系。
瞄准3。 建立对性别的适应不良认知的能力,以预测在先前研究中已建立的关键预测因子的有问题的性欲过度调整中的独特方差。 我们假设对性的适应不良认知会显着预测有问题的性欲过度,正如操作上所定义的那样。 精神疾病诊断与统计手册 (DSM-5)性与性别认同障碍工作组(美国精神病学协会,2010),调整(1)抑郁和焦虑症状,(2)冲动(Schwartz和Abramowitz,2003年),(3)情绪失调,(4)性抑制和兴奋的问题(班克罗夫特&乌卡迪诺维奇,2004)和(5)性强迫症(Kalichman&Rompa,1995年, 2001).
方法
本文的分析是根据正在进行的一项针对纽约市高度性行为的同性恋和双性恋身份识别男性的研究数据进行的,主要针对性欲亢进的问题。 该研究的主要目标是招募在性行为方面相似的同性恋和双性恋男性,但他们的性思想和行为在他们的生活中造成问题的程度不同 - 这是性欲亢进的定义特征。 本文的分析侧重于参加该项目的202男性的初始队列。
参与者和程序
从2月2011开始,我们开始使用招聘策略的组合招募参与者:(1)受访者驱动的抽样; (2)社交和性网络网站上基于互联网的广告; (3)电子邮件通过纽约市同性恋聚会列表服务器爆炸; 和(4),在纽约市场地积极招募,如同性恋酒吧/俱乐部和性爱派对。 通过在线调查网站Qualtrics,通过简短的调查对从互联网或现场招聘班次中招募的参与者进行了预筛选(www.qualtrics.com)或分别通过iPod Touch进行移动调查。 除了与我们筛查的其他研究相关的变量之外,这个预筛选评估的性伴侣数量。 所有参与者都完成了一个简短的,基于电话的筛选面试,以确认资格,其定义为:(1)至少18岁; (2)生物学上男性,自我认定为男性; (3)在之前的90天内至少有九个不同的男性性伴侣,在之前的30天中至少有两个; (4)自我认同为同性恋,双性恋或其他非异性恋身份(例如,同性恋); 和(5)每日访问互联网,以完成基于互联网的评估(即在家调查,每日日记)。
参与者被排除在项目之外,如果他们证明严重的认知或精神疾病损害会干扰他们的参与或限制他们提供知情同意的能力,如小型精神状态检查(MMSE)的23或更低分数所示(佛斯坦,佛斯坦和麦克休,1975年)或DSM-IV-IR(SCID)结构化临床访谈的精神病症状或自杀部分的活动和非管理症状的证据(首先是Spitzer,Gibbon和Williams,2002年).
我们在登记前的90天内至少有9名性伴侣实施了高度性行为活动,其中至少有两名合作伙伴在之前的30天内。 这些截止点是基于先前的研究(Grov等人,2010; Parsons,Bimbi和Halkitis,2001年; Parsons等,2008),包括基于概率的城市MSM样本(Stall等人,2002, 2003)发现9合作伙伴比性行为的男同性恋和双性恋男性的平均性伴侣数量多2-3倍。 为了本研究的目的,性伴侣被定义为与参与者从事性活动的任何男性伴侣接触,该伴侣可能导致性高潮,包括但不限于接受/插入性肛交,接受性/插入口交,手动或口服接受或进行肛门刺激,以及相互手淫。 所有资格标准均在基线预约时确认,性别标准使用时间表后续访谈确认,其中日历用于回忆一个人的每日性行为(索贝尔和索贝尔,1992年).
参与该研究涉及家庭(基于互联网)和办公室评估。 在一名研究人员通过电话确认参与者的资格后,参与者被发送链接,在他们第一次在办公室预约之前在家完成基于互联网的调查,大约需要一个小时才能完成。 作为在线调查的一部分,获得了完成家庭调查的初步知情同意书。 参与者随后在研究现场完成了一系列两个基线预约,并在他们第一次面对面预约开始时提供了知情同意,以便他们全面参与为期一年的项目。 所有程序均由纽约城市大学的机构审查委员会审查和批准。 本文专门关注基线家庭调查数据,以检查新创建的仪器的心理测量属性,旨在衡量对性的适应不良认知。
措施
关于性别量表的适应不良认知
在开展关于性别量表的适应不良认知(MCAS)以用于本研究之前,进行了一项试验性研究,其中包含对60男性的定性访谈。 定性访谈随后逐字转录。 除了评估参与者的性行为,性行为以及一个人的性行为背景的一般方面外,访谈还包含有关参与者在性行为之前和之后的典型思想内容的具体问题。 第一作者阅读每个成绩单,以便对参与者经历过性欲亢进的认知和行为因素进行评估。 作为这一过程的结果,第一作者开发了一个似乎与性欲亢进有关的适应不良认知的初步清单。
我们随后利用这些适应不良的认知和迭代的自由列表方法来生成尺度项目,旨在检查人们经历各种适应不良认知的程度。 我们咨询了临床和社会心理学家,他们是男同性恋和双性恋男性中性行为和性风险领域的专家,他们提供了有关项目内容和建议修订的反馈。
由于这种迭代过程的结果,我们开发了三种一般适应不良认知的,我们希望捕获域:(1)放大性的必要性(即放大的必要性量表),(2)不合格性爱的好处(即取消资格益处子量表)和(3)最小化一个人控制性思想和行为的自我效能(即,最小化自我效能量表)。 我们共开发了17项目:七项与扩大性行为必要性相关的项目(例如,“我需要性别以使我看起来感觉良好”),七项与取消性别利益相关的项目(例如,“性别导致” “弊大于利”,以及与性自我效能最小化有关的三个项目(例如,“只是考虑性行为通常会让我找到它”)。 在量表中捕获的认知很可能只是在他们是性别思维的主导模式的程度上是适应不良的。 因此,我们利用了来自1的强度增加的响应选项(从来没有)到5(一直以来)以一种典型的适应不良思想的全有或全无的方式捕捉思想变得越来越两极化的程度。
用于这些分析的所有定量测量均作为家庭调查的一部分完成。 在同意继续进行调查后,参与者完成了性强迫症和性欲亢进措施以及人口统计调查问卷,随后是每项额外措施。 所有测量都被分为主题块(例如,耻辱,性行为,心理健康)和调查中的块的顺序,并且块内的测量都是随机的,以便均匀地分布可能由连续定位和启动产生的顺序效应。
人口统计
要求参与者报告几个人口统计特征,包括年龄,种族/民族,性取向,教育背景,关系状况和艾滋病毒状况。 除了使用自由回应格式评估的年龄外,使用标准的预定义响应选项评估人口统计特征,并在必要时将其浓缩为有意义的类别(表1).
表1
变量 | n | % |
---|---|---|
种族/民族 | ||
黑色 | 33 | 16.3 |
拉丁美洲人 | 30 | 14.9 |
白色 | 114 | 56.4 |
亚洲/本地虎/太平洋岛民 | 4 | 2.0 |
多种族/其他 | 16 | 7.9 |
其他/未知 | 5 | 2.5 |
HIV状况 | ||
负 | 121 | 59.9 |
积极的 | 81 | 40.1 |
性取向 | ||
同性恋,同性恋或同性恋 | 172 | 85.6 |
双性恋 | 24 | 11.9 |
其他非异性恋身份 | 6 | 2.5 |
就业状况 | ||
全日制 | 70 | 34.7 |
兼职 | 50 | 24.8 |
关于残疾 | 23 | 11.4 |
学生(待业) | 18 | 8.9 |
失业的 | 41 | 20.3 |
最高学历 | ||
高中文凭/ GED以下 | 23 | 11.4 |
一些大学或副学士学位 | 61 | 30.2 |
学士或其他四年制学位 | 66 | 32.7 |
研究生学位 | 52 | 25.7 |
关系状态 | ||
集成的 | 159 | 78.7 |
合作 | 43 | 21.3 |
M | SD | |
年龄(以年为单位) | 37.03 | 11.35 |
有问题的性欲亢进
参与者完成了性感紊乱筛查清单(HDSI),这是一种由人工智能提出的仪器 美国精神病学协会 DSM-5 性与性别认同障碍工作组(2010)。 该量表包括总共七个项目,分为两个部分(A和B部分),衡量在前六个月内达到的标准。 A部分由五个项目组成,用于衡量经常性和强烈的性幻想,冲动和行为(例如,“在过去的6月份,我使用性幻想和性行为来应对困难的情绪,例如,忧虑,悲伤,无聊,沮丧,内疚或羞耻“)和B部分由两个项目组成,这些项目通过这些幻想,冲动和行为来衡量痛苦和损伤(例如,”在过去的6月份,频繁和激烈的性幻想,冲动和行为都有在个人,社会,工作或我生活中的其他重要领域给我带来了重大问题“)。 回答来自0(从来没有)到4(几乎总是如此),总计提供从0到28的总严重性分数。 项目证明了该样本中内部一致性很强的证据(α= 0.90)。 已经提出了需要将响应重新编码为二分法的多项诊断标准,其中3或4的值被编码为1而所有其他值被编码为0。 在重新编码之后,对于性欲亢进的正面筛选被操作,因为在A部分中存在至少4的5阳性关键变量,在B部分存在1的至少2。之前的研究发现,规模及其截止具有很强的可靠性(Parsons等,2013).
性抑制和兴奋
参与者完成了性抑制和性激励量表的简短14项目版本(Bancroft,Graham,Janssen和Sanders,2009年; 班克罗夫特&詹森(2000)),它测量理论上构成性反应基础的两个过程(即激发和抑制)。 该措施包括评估由社交情况引起的唤醒的六个项目(例如,“当一个有性吸引力的陌生人偶然触摸我时,我很容易被唤醒”),四个项目评估由于担心无法进行性行为导致的抑制(例如, “当我有一个分散注意力的想法,我很容易失去勃起”),并评估四个项目,评估性行为的潜在负面后果导致的抑制(例如,“如果我自己自慰,我意识到有人可能会来任何时候进入房间,我都会失去勃起“)。 响应选项范围从1(强烈反对)到4(非常同意)。 出于我们分析的目的,对来自每个子量表的项目的响应进行平均以形成一个激励指数和两个抑制指数(即,“性抑制I”对应于对无法进行性行为和“性抑制II”的担忧)对应于潜在负面经历引起的抑制)。 这三个分量表的内部一致性范围从0.70到0.81。
冲动
参与者完成了30项目Barratt Impulsiveness Scale版本11(BIS-11)(Patton,Stanford和Barratt,1995年)。 该量表包含测量六种特定类型的冲动的项目,这些冲动加载到三个一般领域:注意冲动(例如,“我有赛车思考”),运动冲动(例如,“我花费或收取超过我的收入”),以及非 - 计划冲动(例如,“我对现在比对未来更感兴趣”)。 响应选项范围从1(很少/从来没有)到4(几乎总是/永远)对各项进行求和,得出冲动总分,范围从30到120。 该量表的内部一致性良好(α= 0.84)。
情绪调节的困难
参与者通过情绪调节量表(DERS)完成了36项目困难(格拉茨和罗默,2004年)衡量调节情绪的一般问题以及情绪调节的六个特定困难领域。 与会者对1进行了大规模的回应(几乎从不[0-10%])到5(差不多总是[91-100%])对于每个项目,为了本文的目的,我们使用了满量程分数,计算为36项目的平均响应。 该指标的内部一致性很强(α= 0.94)
焦虑和抑郁
参与者完成了简明症状量表(BSI)的12项目焦虑和抑郁分量表(Derogatis,1975),其中包含总共53项和九个症状维度。 两个分量表中的每一个都包含六个项目,用于衡量抑郁症的症状(例如,“对未来感到无望”)或焦虑(例如,“感觉如此不安,你不能坐好”)。 回应选项范围从0(一点也不)到4(非常)。 通过对六个项目进行求和来计算每个子量表分数,并且将两个分量表的总和组合以形成更一般的情绪相关和焦虑症状学的分数。 将两个分量表组合成具有强内部一致性的单个指数(α= 0.93)。
性强迫症
参与者完成了性强迫症量表(SCS)(Kalichman等,1994; Kalichman&Rompa,2001年)。 SCS是对男同性恋和双性恋男性使用最广泛的性强迫行为,性关注和性侵扰性思维的衡量标准(胡克,胡克,戴维斯,沃辛顿和彭伯西,2010年)。 它由10项目组成(例如,“我希望发生性行为扰乱了我的日常生活”),这些项目均来自1的Likert类型评分(一点也不喜欢我)到4(非常喜欢我)。 将对每个项目的响应相加以得出总分(范围10-40)。 SCS已被证明在多项研究中具有高可靠性和有效性。 该量表具有很强的内部一致性(α= 0.89)。
分析计划
我们首先检查了我们从笔录阅读和专家反馈中得出的三个子量表(放大的必要性,不合格的福利和最小的自我效能)是否正确地代表了MCAS量表的结构。 我们进一步寻求检验“扩大的必要性”和“不合格的福利”子量表是否相互正交。 使用Mplus版本6.12,我们对数据进行了验证性因子分析(CFA)模型,其中第1–7项加载到了扩大的必要性子量表上,第8–14项放到了不合格福利子量表上,而第15-17项在最小化自功效量表。 在CFA中,我们检查了模型拟合的标准指标(Amtmann等,2010, 2012; Bentler,1990; 胡和本特勒,1999年; 克莱恩,2010; Reise&Haviland,2005年; West,Finch和Curran,1995年),其中包括大于0.95的比较拟合指数(CFI),小于0.06的近似均方根误差(RMSEA),大于0.95的Tucker Lewis指数(TLI),以及小于0.08的标准化均方根残差(SRMR)。 我们还检查了修改指数,以检测具有潜在残差相关性的项目和模型错配的其他元素。
利用CFA的结果因子,我们接下来进行了结构方程模型(SEM),这使我们能够检查三个分量表之间的结构关系,以及它们与对性欲过度的筛选阳性的关系。 我们测试了一个模型,其中放大的必要性和不合格的利益分量表是不相关的。 我们将潜在的最小化自我效能因子归结为潜在的放大必要性和不合格利益因子(即,我们检查了这两个分量表是否预测了最小化自我效能子量表)。 我们将过度性行为筛查结果的明显(即观察到的)变量回归到MCAS的所有三个潜在分量表上(即,我们检查了三个分量表是否预测了对性欲过度的筛查阳性),并且我们测试了它的直接和间接影响。放大的必要性和不合格的福利分量表用于性欲亢进筛查(即,我们检查了这两个分量表对性欲亢进筛查的影响是否部分通过它们与最小化自我效能的关系来调节)。
接下来,我们使用SPSS版本20在潜在建模框架之外进行了一系列探索性分析。 根据CFA的结果,我们将子量表分数计算为子量表中所有项目的平均响应。 我们利用Pearson的相关系数和方差分析(ANOVA)来检验MCAS子量表得分与人口统计学特征之间的关联。 接下来,我们使用Pearson相关系数检验了三个分量表的二元关联与其他理论或经验证明的性欲过度的心理社会预测因素(即性兴奋,性抑制,冲动,情绪失调,抑郁/焦虑和性强迫性)。 最后,我们利用逻辑回归来检验MCAS子量表评分对性欲过度筛查结果的预测效用,调整其他前面提到的心理社会预测因子的影响以及HIV状态,这是一种在测量与性欲相关的结构中的混杂变量(例如, Grov等人,2010; Parsons等,2012, 2013).
成果
如可在可见 表1,该样本在年龄,种族/民族,艾滋病毒状况和就业方面具有高度多样性。 大多数样本至少有一些大学或大专教育,大多数男性在初次预约时都是单身。 尽管我们并未尝试对任何特定的人口统计特征进行过度抽样,但我们的样本在多种因素(尤其是艾滋病病毒感染状况)方面比MSM的一般人群更加多样化(Smith等人,2010).
性别量表适应不良认知的因素分析
CFA的结果显示在 表2。 我们对所有项目进行了初步分析,然后基于模型参数和修改指数对比例进行了迭代修改,以消除心理测量并发症,例如局部依赖性(即项目之间的残差相关性)和交叉加载到多个因素上。 尽管使用潜在变量可以很容易地统计地处理这些问题,但是当尝试使用非潜在建模(例如基于平均项目响应而非因子分析结果的计算的子量表得分的简单线性回归)时,它们存在困难。 因此,做出这些决定是为了开发可以在潜在建模框架内外成功利用的规模。
表2
Item | 初始因子负荷 | 最终因素负荷 | ||||||
---|---|---|---|---|---|---|---|---|
Unstd。 | SE | 标准。 | SE | Unstd。 | SE | 标准。 | SE | |
放大的必要性 | ||||||||
1。 我需要性生活才能睡得更好 | 1.00 | a | 0.76 | 0.04 | c | c | c | c |
2。 当我感到压力时,我需要做爱让我冷静下来 | 1.01 | 0.09 | 0.80 | 0.03 | 1.00 | a | 0.75 | 0.04 |
3。 我需要做爱以帮助应对无聊 | 0.87 | 0.09 | 0.71 | 0.04 | 0.92 | 0.10 | 0.70 | 0.04 |
4。 我需要做爱让自己感觉良好 | 0.82 | 0.10 | 0.61 | 0.05 | c | c | c | c |
5。 我需要性生活来帮助我集中注意力 | 0.90 | 0.09 | 0.72 | 0.04 | 0.95 | 0.10 | 0.71 | 0.04 |
6。 我需要性别来加深与他人的联系 | 0.84 | 0.11 | 0.59 | 0.05 | 0.90 | 0.11 | 0.60 | 0.05 |
7。 我需要做爱放松一下 | 0.86 | 0.09 | 0.72 | 0.04 | 0.96 | 0.10 | 0.76 | 0.04 |
估计因子方差 | 0.84 | 0.14 | b | b | 0.75 | 0.13 | b | b |
不合格的福利 | ||||||||
8。 我不应该手淫 | 1.00 | a | 0.44 | 0.06 | c | c | c | c |
9。 性是浪费时间 | 1.27 | 0.22 | 0.72 | 0.04 | 1.00 | a | 0.78 | 0.04 |
10。 性弊大于利 | 1.56 | 0.25 | 0.86 | 0.03 | 1.07 | 0.11 | 0.82 | 0.04 |
11。 性是不值得的 | 1.34 | 0.23 | 0.73 | 0.04 | 0.99 | 0.10 | 0.75 | 0.04 |
12。 性导致麻烦 | 1.23 | 0.21 | 0.72 | 0.04 | c | c | c | c |
13。 如果我可以吃药来减少我的性欲,我会的 | 1.02 | 0.21 | 0.48 | 0.06 | c | c | c | c |
14。 性别只不过是两个人互相使用以满足他们的需求 | 0.84 | 0.19 | 0.41 | 0.06 | c | c | c | c |
估计因子方差 | 0.30 | 0.10 | b | b | 0.57 | 0.10 | b | b |
最大限度地降低自我效能 | ||||||||
15。 当一个性的形象或幻想进入我的脑海时,我很难放手 | 1.00 | a | 0.87 | 0.02 | 1.00 | a | 0.87 | 0.02 |
16。 一旦我开始考虑性,我就很难停下来 | 1.10 | 0.06 | 0.93 | 0.02 | 1.10 | 0.06 | 0.94 | 0.02 |
17。 只是想着性,通常会让我去寻找它 | 0.89 | 0.06 | 0.79 | 0.03 | 0.89 | 0.06 | 0.79 | 0.03 |
估计因子方差 | 0.83 | 0.11 | b | b | 0.84 | 0.11 | b | b |
估计协方差 | 估计协方差 | |||||||
最小化自我效能的放大必要性 | 0.44 | 0.08 | 0.52 | 0.06 | 0.45 | 0.08 | 0.57 | 0.06 |
自我效能最低的不合格福利 | 0.13 | 0.04 | 0.26 | 0.07 | 0.12 | 0.05 | 0.17 | 0.07 |
模特适合 | 模特适合 | |||||||
CFI / TLI | 0.90/0.88 | 0.98/0.97 | ||||||
AIC /调整工商银行 | 9067.68/9075.10 | 5714.57/5719.47 | ||||||
型号χ2(df) | 278.49(117), p <.001 | 66.48(42), p <.01 | ||||||
RMSEA,95%CI | 0.08 [0.07,0.10] | 0.05 [0.03,0.08] | ||||||
短信服务 | 0.10 | 0.05 |
注意事项。 Unstd。 =不标准化。 SE =标准误差。 标准。 =标准化。
初始因子加载列 表2 显示CFA的非标准化和标准化结果,并将所有17项目输入各自的因子。 从中可以看出 表2,初始模型不能很好地拟合数据 - CFI和TLI均小于0.95且RMSEA高于0.06。 原始模型有几种错配的来源。 项目8,13和14相对于其他项目加载到Disqualified Benefits子量表上,因此从将来的迭代中删除。 项目1由于与项目2的高残差相关性而被移除,并且项目4由于与放大的必要性子量表上的若干其他项目的残余相关而被移除。 剩余相关性的存在表明,除了感兴趣的因素之外,这些项目共享另一个未测量的共同构造,这导致了模型无法解释的剩余协变,这可能会影响不使用它们的规模的非潜在用途。协变考虑在内。 由于交叉加载到最小化自我效能子量表上以及与该子量表上的若干项目的潜在残余相关性,项目12被移除。
最终的CFA模型具有显着改善的拟合,除了卡方检验统计量之外的所有指数表明基于确定的阈值强烈适合数据。 放大的必要性子量表包含项目2,3,5,6和7; 不合格福利子量表包含项目9-11; 最小化自我效能子量表包含项目15-17。 通过删除项目也可以改善由此产生的因素 - 例如,不合格利益因素的差异增加了一倍多。 有趣的是,放大的必要性和不合格的利益子量表与最小化的自我效能子量表之间的相关性在原始模型和最终模型之间没有明显变化。 模型支持假设必要性和福利分量表之间缺乏相关性。 当允许自由变化并由模型估计时,相关性估计为0.07,不显着,并且整体模型的拟合度变差。
建模MCAS分量表和超性行为之间的关联
在确认了三个MCAS分量表的最佳拟合结构之后,我们接下来试图测试它们之间的结构关系和超性行为筛选结果。 SEM分析的结果显示在 图。 1。 SEM分析证实了性行为的认知模型与行为的自我调节功效模型一致,如讨论中所述。 模型拟合非常好,所有指标都超过了良好拟合的最低标准。 放大的必要性和不合格的福利分量表对最小化自我效能量表进行了显着的直接影响,表明这两个因素的较高水平与更多地降低一个人的性自我效能感相关; 与放弃福利分量表相比,放大的必要性子量表是最小化自我效能的相当强的预测因子。 所有三个分量表都显着预测了性功能亢进的筛查阳性,并解释了筛查结果变异的45%。 放大的必要性和不合格的益处对筛选阳性的性欲过度的影响部分地通过最小化的自我效能来介导 - 两者都通过最小化的自我效能具有显着的直接效应。 总之,Magnified Necessity是筛查阳性的性欲过度的最强预测因子,与0.55相比,0.32与不合格福利的0.26和最小化自我效能的XNUMX相比。
MCAS分量表中的人口差异
使用具有Fisher最不显着差异(即LSD)事后检验的单因素方差分析,我们发现种族/种族背景下的不合格福利分量表的分数存在显着差异。 黑人男子在取消资格福利分量表上的得分高于拉丁裔(p = .004),白色(p = .02)和未知背景的人(p = .01); 拉丁裔男性得分低于多种族男性(p = .04)除黑人外; 多种族的男性得分高于背景不明的男性(p = .03)除拉丁裔男子外。 在放大的必要性或最小化的自我效能分量表方面没有发现显着的种族/民族差异,我们没有发现艾滋病病毒感染状况,就业,教育程度或关系状况在三个MCAS分量表中存在任何差异。
MCAS子协会的双变量协会与相关的心理社会变量
我们接下来探讨了三个MCAS分量表和其他心理社会变量之间的二元相关性,这些变量在理论上或经验上被提出来影响性欲亢进。 从中可以看出 表3我们在三个分量表中发现了类似的关联模式,每个分量表与冲动性,情绪失调,抑郁/焦虑和性强迫性都有显着的正相关关系。 放大的必要性和最小化的自我效能量表与性激发显着正相关,而不合格福利子量表的系数几乎为零。 所有三个MCAS分量表与性抑制分量表显着正相关,对应于由于性能衰竭威胁引起的抑制(即性抑制I),而只有不合格福利分量表与性抑制分量表相关联与抑制因素有关。绩效后果的威胁(即性抑制II)。 许多社会心理变量也有很强的联系。
表3
变量 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | 11 |
---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
1。 性功能紊乱筛查 | - | ||||||||||
2。 性兴奋 | 0.20** | - | |||||||||
3。 性抑制我 | 0.19** | 0.12 | - | ||||||||
4。 性抑制II | 0.08 | 0.12 | 0.39*** | - | |||||||
5。 冲动 | 0.30*** | 0.10 | 0.18* | 0.08 | - | ||||||
6。 情绪失调 | 0.40*** | 0.14* | 0.26*** | 0.11 | 0.58*** | - | |||||
7。 抑郁和焦虑 | 0.43*** | 0.17* | 0.27*** | 0.13 | 0.43*** | 0.60*** | - | ||||
8。 性强迫症 | 0.50*** | 0.22*** | 0.11 | 0.03 | 0.42*** | 0.41*** | 0.34*** | - | |||
9. MCAS –放大的必要性 | 0.36*** | 0.36*** | 0.15* | 0.03 | 0.31*** | 0.42*** | 0.43*** | 0.45*** | - | ||
10. MCAS –不合格的福利 | 0.22** | - 0.02 | 0.14* | 0.18* | 0.23*** | 0.18** | 0.21** | 0.16* | 0.06 | - | |
11. MCAS –最低自我效能 | 0.39*** | 0.51*** | 0.19** | 0.13 | 0.34*** | 0.43*** | 0.42*** | 0.56*** | 0.51*** | 0.16* | - |
% 要么 Ma | 20.3% | 3.12 | 2.25 | 2.32 | 65.37 | 80.85 | 0.98 | 24.28 | 2.77 | 1.92 | 2.98 |
n or SD a | 41 | 0.54 | 0.60 | 0.63 | 10.99 | 23.09 | 0.84 | 7.09 | 0.90 | 0.85 | 0.97 |
克龙巴赫 α | b | 0.81 | 0.74 | 0.70 | 0.84 | 0.94 | 0.93 | 0.89 | 0.83 | 0.83 | 0.90 |
注意事项。
Logistic回归预测性功能障碍筛查清单结果
在我们的最终分析中,我们试图研究新开发的MCAS结构如何与其他基于理论和经验的过度性行为组成的模型同时进入模型。 该模型针对艾滋病病毒感染状况进行了调整,因为艾滋病病毒感染状况已被证明与性欲过度相关的性行为(如性强迫症)密切相关(例如, Grov等人,2010; Parsons等,2012, 2013).
逻辑回归的结果显示在 表4。 我们发现,使用这些变量组合作为预测因子,几乎87%的参与者被模型正确地分类为性欲异常。 虽然除了一个变量之外的每个变量(即性抑制II)与双变量分析中的性欲分类相关,但在多变量模型的背景下,只有四个变量具有独立显着性:艾滋病病毒阳性与近乎异常分类的可能性几乎相关三倍抑郁和焦虑的单位增加与性功能分类的几率增加2.3倍相关,性强迫症的单位增加与性功能分类的几率增加1.2相关。 在对模型中所有其他社会心理预测因素进行调整后,新开发的MCAS取消资格福利子量表得分的单位增加与1.8次数增加的性功能分类相关联,证明其独特的作用以前曾因此而无法解释关于性欲亢进的研究。
表4
变量 | B | AOR | 95%CI |
---|---|---|---|
艾滋病毒阳性状况 a | 1.05 | 2.86* | [1.03 7.97] |
性兴奋 | 0.31 | 1.36 | [0.50 3.71] |
性抑制我 | - 0.09 | 0.92 | [0.38 2.19] |
性抑制II | 0.06 | 1.07 | [0.48 2.34] |
冲动 | - 0.04 | 0.96 | [0.91 1.02] |
情绪失调 | 0.02 | 1.02 | [0.99。 1.05] |
抑郁和焦虑 | 0.83 | 2.30* | [1.16 4.57] |
性强迫症 | 0.21 | 1.23*** | [1.12 1.35] |
MCAS:放大的必要性 | 0.20 | 1.23 | [0.64 2.34] |
MCAS:不合格的福利 | 0.57 | 1.77* | [1.01 3.10] |
MCAS:最大限度地降低自我效能 | 0.08 | 1.08 | [0.53 2.18] |
模特适合 | |||
型号 χ2(df) | 87.84*** (11) | ||
纳格尔克 R2 | 0.56 | ||
-2对数似然 | 115.97 | ||
%在HDSI上正确分类 | 86.1% |
备注。 CI =置信区间; AOR =调整后的比值比。
讨论
我们试图建立第一个能够捕捉高度性行为的男同性恋和双性恋男性的性倾向认知的量表。 我们深入定性访谈的结果提出了三个独立的分量表,由验证性因素分析支持,包括放大性别的必要性,取消性别的好处,以及最小化一个人的自我效能来控制性思想和行为。 这些分量表的结构关系表明,性行为的认知模型与行为的自我调节功效模型(Bandura,1982,1997)一致,如下所述。 此外,在调整所有现有的性欲过度概念模型(即性激发和抑制,冲动,情绪失调,抑郁和焦虑以及性强迫性)的关键变量之后,性别分量表的不合格利益显着预测了提出的性欲过度标准。 )表明继续研究和临床关注对性欲亢进的认知预测因子的重要性。
当一个人认为性行为与少数福利和伤害相关,但仍然像我们样本中的男性那样经常追求性行为时,他可能会发展出控制其性行为的个人效率低下的信念。 通过这种方式,他开始认为他的行为不是由他自己的意志驱动的,而是由他无法控制的外部环境驱动的。 此外,当一个人认为性行为是日常运作所必需的 - 无论是睡觉,放松,应对,联系还是集中 - 他都会因此相信这些外在需求,而不是他个人调节性行为的功效,导致他经常寻求性出路。 通过这种方式,适应不良的结果预期(即,不合格的福利,放大的必需品)会导致对一个人的性自我调节功效的不适应感(即,一个人无法控制自己的性行为),这反过来又部分地驱使性欲过度。在这项研究中显示。 最近的重新制定 班杜拉(1977) 行为自我效能的原始模型(威廉姆斯,2010)为这种结构框架提供强有力的支持(结果预期→自我效能信念→行为)。
在性行为活跃的男同性恋和双性恋男性中,认为性是浪费时间,弊大于利,而不值得努力与调整所有现有的性欲亢进模型的主要组成部分的模型中的性欲异常相关。 这一发现意味着取消性别利益的资格代表了先前模型中尚未探索的性欲过度的主要预测因素。 虽然个人痛苦是性欲亢进的定义特征之一,但现有的性欲亢进模型并未指明这种痛苦的根源(Kafka,2010)。 我们的研究结果表明,一个潜在的痛苦来源可能是关于性别结果的适应不良信念,包括正面和负面,以及一个人认为对性行为缺乏控制。 我们发现仅从性别中感知伤害而非利益的特别重要的作用与一种递归的性欲过度模型是一致的,即通过其同时导致认知困扰(例如遗憾,羞耻)和服务的能力来维持有问题的性行为。作为二次调节或应对这种痛苦的手段,即使是暂时的。 未来的研究采用围绕性行为的个人背景和经历的时滞模型(例如, 霍夫曼,鲍迈斯特,福斯特和沃斯,2012年; Shrier,Shih,Hacker和de Moor,2007年)将能够进一步澄清有问题的性欲亢进的功能,包括对性的适应不良认知的可能性,既作为先前性和随后的性行为条件。
对性和性少数男性发育的适应不良认知
与异性恋男性相比,男同性恋和双性恋男性更有可能在整个生命历程中报告适应不良的认知,例如低自我价值和绝望。(例如, Hatzenbuehler,2009; Hatzenbuehler,McLaughlin和Nolen-Hoeksema,2008年; Safren&G.,1999年)。 男同性恋和双性恋男性可能会经历更多的性别认知偏见,因为他们不成比例地暴露于童年时期的性虐待,围绕性取向的少数压力因素,以及在早期发展过程中经常围绕新兴的同性恋或双性恋身份的秘密和羞耻感(D'Augelli,2002; Lelutiu-Weinberger等,2011; Pachankis和Bernstein,2012年; Parsons等,2012; Stall等人,2003)。 例如,童年性虐待与认知困扰和反刍有关(Briere&Elliott,2003年),这反过来部分地调解童年性虐待和消费行为之间的关系,如饮食和物质使用,以应对痛苦(沙林(Sarin)和诺伦·霍克斯玛(Nolen-Hoeksema),2010)。 此外,在一个重要的发展时期,隐藏一个人的身份的核心方面,例如一个人的性取向,已被证明有力地塑造了一个人的自我概念和健康行为(Pachankis和Hatzenbuehler,2013年)。 虽然这里没有直接测试,但是一个定位青少年发育中关于性的适应不良思想来源的模型与少数民族压力和其他健康行为的发展模型是一致的。 在男同性恋和双性恋男性的发展研究中包含一些关于性别的适应不良认知可以进一步阐明认知在男同性恋和双性恋男性的性行为模型中的作用以及少数人压力经历的后果。
临床意义
我们关于放大效益的贡献,不合格的缺陷以及在性欲过度的预测模型中最小化自我效能的发现与现有的案例研究和治疗这种现象的临床指导是一致的(例如, 牧羊人,2010; Weiss,2004)以及治疗其他性问题的方法,如表现主义和拜物教(墨菲与佩奇,2008年; Wincze,2000)。 这些治疗中的认知方法有助于准确评估特定性活动的潜在后果,并促进控制一个有问题的性行为的自我效能。 此外,针对其他行为过剩问题(例如,药物滥用,病态赌博)的治疗方法采用认知重组技术,范围从抽象地构建诱人刺激(例如, 霍夫曼,德意志,兰开斯特和巴纳吉,2010年)干扰诱惑的自动处理(例如, Wiers,Rinck,Kordts,Houben和Strack,2010年)。 这些技术最终构建了行为改变的自我效能,对问题行为的更多适应性信念以及自我控制(马拉特和戈登,1985年)。 旨在帮助深入了解男男性接触者近期无保护性肛交的自我理由的干预措施使接受者中无保护肛交的60%减少,而接受标准HIV风险减少咨询的患者则没有变化(Dilley等,2007)。 许多复发预防研究的结果研究其他健康风险行为表明,改变对一个人的问题行为的认知的干预实际上可以导致这种行为的减少。
由于我们的研究无法确定因果关系,因此必须谨慎地提出临床意义。 虽然适应不良认知的减少可能先于性欲减退行为的减少,但我们不能排除适应不良认知可能跟随问题行为的可能性,或者不可测量的第三变量可能解释认知与行为之间的关系。 尽管如此,本研究的结果表明,对于性行为的高水平适应不良思想,特别是性别不合格的好处,与更多有问题的性欲异常共同发生。 事实上,区分高度性行为的男同性恋和双性恋男性的主要因素可能是有性问题的男性同性恋者所经历的认知困境程度,尽管这种可能性等待经验性检验。 我们的结果也与健康的性观念认知可能与反复发生,难以控制的性幻想,冲动和与重大个人痛苦和不良后果相关的行为不一致的可能性相一致。 因此,我们的研究结果表明,诱导对性行为持消极态度的治疗方法未能强调性行为的益处,并鼓励人们相信,一个人无法控制自己的性行为,可能会无意间服用于延续而非减少性欲亢进。
这项研究的结果,但在很大程度上绕过了一个具有临床意义的重要命名问题。 具体而言,在标准诊断术语和研究议程中对有问题的极度性行为的具体化可以被认为是对人类生活健康方面的病态学。 对于同性恋和双性恋男性来说,这一论点可能尤为重要,他们是一群个体,他们的性欲在现代历史中被不同程度地病态化,这是一个今天仍在继续的社会问题(盖洛普,2012)。 然而,在男同性恋和双性恋男性中存在极端严格或不准确的性观念,这本身就是一个临床问题,甚至可能是有问题的性欲过度的一种特征性症状,无论对强烈性行为的道德或社会价值有任何争论和反对。幻想,冲动或行为。 因此,使用有效的措施和概念模型识别和治疗适应不良的思想内容和相关的性别认知过程代表了一个关键的心理健康优先事项,无论其与特定的心理健康问题有关。 这项研究表明,减少经历有问题的性欲过度而不是降低性行为水平的男性所面临的认知困扰本身可能会减少有问题的性欲亢进。
限制
这项研究的两个显着局限是采样方法和横截面设计。 虽然我们能够招募多样性别高性行为的男同性恋和双性恋男性,但所有这些男性都住在纽约市区,需要上网,并且接受过高等教育。 需要进一步的研究来确定高度性行为的非城市或受教育程度较低的男性样本是否保持不同的适应不良认知概况,这些认知表现出与性欲亢进的潜在不同关联。 此外,更大的样本将在我们的多变量逻辑模型中产生更多的功率来检测重要的预测变量。 此外,本研究中使用的横断面方法限制了我们确定关于性的适应不良认知是否是一个原因,结果,两者,或两者都不存在问题性高性欲的能力。 纵向设计遵循高度性行为的男同性恋和双性恋男性在有问题的性欲过度发展之前的关键时期,将提供识别不良性认知对性的时间作用所必需的手段。 如前所述,这些关联可能会相互反馈,未来的工作应该利用能够调查性行为,适应不良认知和性欲亢进的共同变化的设计。 此外,在性遭遇之前和之后的认知的生态瞬时取样将允许识别关于性的适应不良认知的波动及其对性行为的时间影响。
最后,美国精神病学协会理事会决定不再将性功能紊乱作为正式诊断,或作为进一步研究的手册部分。 然而,正在进行的研究需要调查有问题的性欲亢进的可能标准以及提出的评估它的工具,即我们的主要结局指标 - 性欲障碍筛查清单。 对于目前的分析,我们专注于量表的自我报告版本,而不是临床医生管理的量表。 目前尚不清楚不同的评估模式是否有意义地影响了量表对超性欲的分类能力。 寻求建立最准确的测量方法以解决有问题的过度性行为的调查需要将性欲异常作为有效的诊断分类。
结论
这项研究比以前提供的更加全面地描述了性欲亢进,并扩展了现有的性欲过度概念模型,包括关注性别适应性认知在解释有问题的性欲过度中的重要性。 对性别适应不良认知的三因素结构的识别表明,适应不良结果预期解释性自我调节谬误的过程,所有这三个因素至少部分地解释了性欲亢进。 通过广泛的心理测量过程识别该模型,包括验证性因子分析,结构方程模型和测试以及已确定的性欲过度预测因子,表明该构建体的可靠性和有效性。 关于取消性别收益资格的适应不良认知的事实解释了我们的高性行为男同性恋和双性恋男性样本中存在的过度性行为超过了先前建立的性欲过度模型的关键变量,需要未来的研究和临床方法来减少这种想法,从而减少反复发作,难以控制与重大个人痛苦和不良后果相关的性幻想,冲动和行为。
致谢
该项目得到了国家精神卫生研究所(R01-MH087714; Jeffrey T. Parsons,首席研究员)的研究资助。 H. Jonathon Rendina部分由国家心理健康研究所Ruth L. Kirchstein个人预谋奖学金(F31-MH095622)提供支持。 内容完全由作者负责,并不一定代表美国国立卫生研究院的官方观点。 作者要感谢Pillow Talk研究小组的贡献:Ruben Jimenez,Joshua Guthals和Brian Mustanski。 我们还要感谢在项目实施中发挥重要作用的CHEST员工:Chris Cruz,Fran Ferayorni,Sitaji Gurung和Chris Hietikko,以及我们的研究助理,招聘人员和实习生团队。 最后,我们感谢Chris Ryan,Daniel Nardicio和Stephan Adelson以及志愿参与这项研究的参与者。
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