寻求女性色情使用问题的治疗（2017）

J Behav Addict。 2017 Oct 16：1-12。 doi：10.1556 / 2006.6.2017.063。

Lewczuk K.¹, Szmyd J², Skorko M.³, 戈拉M.^3,⁴.

抽象

背景和目的

之前的研究调查了与寻求男性有问题的色情内容（PU）的治疗相关的心理因素。在这项研究中，我们专注于寻求治疗有问题的PU的女性，并将其与无问题的色情用户进行比较，以及与有问题的PU相关的变量。其次，我们研究了与问题PU相关的关键结构与路径分析方法之间的关系，强调了女性治疗寻求的预测因素。我们还将我们的结果与之前对男性的研究进行了比较。

方法

一项针对719讲波兰语的高加索女性，14-63岁的调查研究，包括有问题的PU的39治疗寻求者。

功能验证

在引入治疗寻求的另外两个预测因素后，单纯量的PU与治疗寻求之间的正相关关系失去了意义：与PU相关的宗教信仰和阴性症状。这种模式与先前对男性的研究结果不同。

讨论

与先前对男性样本的研究不同，我们的分析显示，在女性的情况下，即使在考虑与PU相关的阴性症状之后，仅仅PU的量也可能与寻求治疗的行为有关。此外，宗教性是女性治疗寻求的重要预测因素，这可能表明，在女性的情况下，寻求有问题的PU的治疗不仅受到PU经历的阴性症状的驱动，而且还受到关于PU和社会规范的个人信仰的驱动。

结语

对于女性，与PU相关的阴性症状，PU的量和宗教信仰与寻求治疗相关。治疗中应考虑这些因素。

关键词：

性欲亢进的行为, 寻求治疗, 色情, 有问题的性行为, 性别差异, 心理治疗

引言

部分：

人类的性行为取决于各种生理，心理，社会和文化因素。也许最重要的是性别。男性和女性在性生理和性反应心理方面存在差异（Ciocca等人，2015年; 莱文，2005），偏好和活动（Hsu等，1994; 威尔逊，1987; 威尔逊和朗，1981年; Wood，McKay，Komarnicky和Milhausen，2016年）。例如，让我们采取经典的四个连续阶段，如激发，高原，性高潮和分辨率（乔治亚和克林格尔巴赫，2012年; Gola，Kowalewska，Wierzba，Wordecha和Marchewka，2015年）。这些描述了相当准确的男性性反应周期，但必须进行扩展以描述具有相似准确度的女性性反应周期（Basson，2000, 2005）。而且，男性性唤起是 性别之分， 而女性的性唤起似乎更多 性别非特异性 （女性更容易受到两性性刺激的唤醒）（Huberman＆Chivers，2015年; Huberman，Maracle和Chivers，2015年）。此外，越来越多的研究显示男性和女性在色情使用（PU）方面存在差异。根据丹麦代表性样本的数据，女性中常规（每周）色情用户的数量比男性少3.7倍（18.3％对比67.6％）（Hald，2006）。从斯堪的纳维亚成年人样本中收集的最新数据（Kvalem，Træen，Lewin和Štulhofer，2014年）显示类似的结果：81％的男性和18％的女性报告每周使用互联网色情内容。在寻求强迫性行为（CSBs）治疗的个体中，可以观察到非常相似的比例：19.6％的女性和80.4％的男性（由德国性研究协会的47治疗师报告; Klein，Rettenberger和Briken，2014年）。此外，在挪威样本中，终身接触色情内容的比例低于30％，67％对比94％（Træen＆Daneback，2013年）和62.1％对比美国公民样本中的93.2％（Sabina，Wolak和Finkelhor，2008年）。最近的研究还表明，只有11.8％的PU发作伴随着异性恋女性的手淫（同性恋者中的23.9％），而异性恋男性中的42.2％（同性恋者中的51.4％）（Træen＆Daneback，2013年）。此外，对某种类型的色情视觉刺激的情绪反应的价格也存在性别差异（Wierzba等人，2015年).

研究人员表明，色情内容可以在很多方面对女性有益（Leiblum，2001）因为它是男性（海格斯特隆·诺丁，泰登，汉森和拉尔森，2009年; Rothman，Kaczmarsky，Burke，Jansen和Baughman，2015年），尽管有越来越多的证据表明PU对某些人来说可能是一个有问题的行为（Gola，Lewczuk和Skorko，2016年; Gola＆Potenza，2016年; Gola，Wordecha等，2017; 克劳斯，马蒂诺和波坦察，2016年; 克劳斯，文恩和波坦察，2016年; Park等人，2016年; Potenza，Gola，Voon，Kor和Kraus，2017年）。最近的研究确定了性行为的关键特征，这些特征使寻求治疗有问题的PU的个体与非治疗寻求者区别开来（Gola等人，2016年; 克劳斯，马蒂诺等人，2016年）。这些研究提供了关于有问题的PU的重要信息（我们在本节中进一步详细阐述），但它们的局限性在于它们仅关注男性样本。我们认为这些研究的结果不能推广到女性，因为性行为和性别之间存在明显差异，因此我们需要对女性样本进行单独分析，以考虑其性行为的特殊性。同时，由于缺乏先前的研究调查寻找女性的治疗预测因素，对可用的男性样本的类似研究构成了对女性进行新分析的有用参考点。我们打算以这种方式使用它们，为此，我们将简要介绍我们之前关于男性样本的研究，该研究将作为调查女性有问题PU的起点。

在上面提到的研究中（Gola等人，2016年），我们评估了132异性恋男性寻求治疗有问题的PU。将它们与未寻求治疗的437色情用户进行比较，我们的目的是解决单纯量的PU（以小时/周数衡量）是否可以预测治疗，或者这种关系是否与PU相关的阴性症状介导[通过性成瘾筛查测试 - 修订（SAST-R）]（卡恩斯，格林和卡恩斯，2010年; Gola，Skorko等人，2017年）。我们的分析显示，仅仅PU的量与治疗寻求仅微弱相关，并且这种关系完全由与PU相关的阴性症状的量介导。后者变量与治疗寻求的关系远远超过单纯的PU量，并解释了寻求治疗方差的42％。我们还研究了其他变量，这些变量在以前的研究中被假设为对有问题的PU很重要，包括PU的发病和年数，宗教信仰，年龄，二元性活动和关系状态（见图） 1 最初重新塑造这个模型的形状，以反映女性有问题的PU）（Gola等人，2016年).

图1。扩展模型的路径分析，显示使用95％偏差校正置信区间测试的标准化路径系数（**p ≤.001; *p <.05）。括号中的值是在解释间接途径之前对直接影响的标准化系数。粗体箭头表示与我们的主要假设有关的关系。其余路径代表次要假设。 PU 在变量的名称中代表色情使用。虚线表示从女性模型的最终版本中排除的路径。表中列出了每个变量的样本大小 1

考虑到PU中与性别相关的巨大差异，我们假设关系图像对于女性样本看起来会有所不同。首先，我们认为，即使在考虑到PU的阴性症状后，单纯的PU量可能与女性的治疗寻求行为相关性更强。因为只有18％的女性（年龄在18和30之间）每周定期查看色情内容（Hald，2006），与男性相比，它可以被视为一种偏离行为，其中这种行为可以被视为规范性的。大多数男性（67.6％-81％年龄18-30）每周使用色情内容（Hald，2006; Kvalem等，2014）。因此，这是我们可以预期的与性别有关的主要差异。第二个重要差异可能与宗教信仰对治疗寻求的影响有关。在他们最近的研究中，Martyniuk，Dekker，Sehner，Richter-Appelt和Briken（2015）当预测PU的量时，在宗教性和性别之间显示出有趣的相互作用。在女性中，高度的宗教信仰与PU的数量呈负相关。令人惊讶的是，自我宣称的宗教信仰与男性中的PU呈正相关（Martyniuk等人，2015年）在我们之前的研究中也观察到了（Gola等人，2016年）。 Grubbs，Exline，Pargament，Volk和Lindberg（2016）表明，男性和女性的普通人群中PU的数量（无论在宗教和非宗教人群中是否相当）与宗教个体中更高的精神斗争有关，并可能导致自我上瘾的色情成瘾。因此，我们假设与PU相关的阴性症状和宗教信仰都可能是寻求女性有问题PU的治疗的重要预测因子。

总之，我们在本文中有两个主要目标。第一个是比较治疗寻求和非治疗寻求妇女群体与有问题的PU有关的变量。第二个是创建和评估与有问题的PU相关的关键变量之间的关系模型，尤其关注女性治疗寻求的潜在预测因子。为了实现这一目标，我们不能依赖于治疗和非治疗寻求者的平均值的简单比较 - 这种方法不允许测试文献中假设的复杂中介，需要进行验证。相反，我们使用路径分析建模并创建了一个模型，其中治疗寻求是我们的主要因变量（有关进一步说明，请参阅“方法”和“结果”部分）。在这部分分析中，我们将以前的男性模型作为起点（Gola等人，2016年）。在下一步中，我们对此模型进行了重要更改，以使其反映女性有问题的PU。此外，在“讨论”部分，我们强调了这项关于女性样本的研究与之前对男性的分析之间的主要差异。

方法

部分：

数据采集和科目

这些数据是在2014年2015月至18年XNUMX月期间通过在线调查从波兰白人白种人样本中收集的。花了将近XNUMX个月的时间，使足够多的妇女因有问题的PU寻求治疗（N = 39）。为此，我们请23位专业治疗师（17位心理学家/心理治疗师，4位精神科医生和2位性病学家）推荐对我们有问题的PU的新客户进行调查。与我们之前的研究类似（Gola等人，2016年），主要入选标准是寻求治疗有问题的PU和4符合5标准的性欲紊乱（根据 Kafka，2010）。排除标准是合并双相情感障碍或躁狂症，通过以下问题评估：您是否曾被诊断患有双相情感障碍？寻求非治疗的女性（N = 676）是通过社交媒体广告招募的。进入调查后，受访者会收到知情同意信息。参与者的平均年龄为26.5（SD = 5.93），其中462是异性恋，86是双性恋，19是女同性恋（152没有提供性取向信息）。性取向由波兰改编的Kinsey的《性取向量表》（Wierzba等人，2015年）。成对排除缺失数据的观察结果（总体反应率= 70％），每个变量的最终参与者数量略有不同，从治疗寻求者组的39到15参与者不等（表 1）。关于性取向，在我们的治疗寻求者样本中，我们有17女性宣称为异性恋，6为双性恋，1为女同性恋（另外15女性没有回应）。在非治疗寻求者群体中，444女性宣称为异性恋，80为双性恋，18为女同性恋。

表1。描述性统计和平均等级比较（Mann-Whitney U 测试，具有相应的效果大小）我们模型中使用的变量，取决于女性的治疗寻求（是/否）

	N		平均值		SD		范围		η² 规模效应
变量名	是	没有	是	没有	是	没有	是	没有	η² 规模效应
1。消极症状（0-20）	29	589	11.34	3.99	4.71	3.15	18	20	0.081 **
2。色情消费频率（分钟/周）	13	265	639.92	103.02	857.85	218.19	2,384	2,398	0.031 **
3。主观宗教信仰（0-4）	21	461	2.19	1.05	1.44	1.33	4	4	0.027 **
4。宗教活动（分钟/周）	15	185	339.93	87.70	298.31	95.73	1,140	540	0.115 **
5。色情消费年数	22	420	10.36	9.20	6.32	6.15	25	37	0.002
6.Onset of pornography consumption（years）	21	412	17.00	17.52	8.59	5.56	35	36	0.005
7。年龄	39	651	27.38	26.43	8.72	5.57	27	49	0.000
8。自上一次性活动以来经过的时间（0-7）	28	549	2.96	3.80	2.59	1.98	7	7	0.006
9。 1日期间最大数量的手淫	20	433	7.15	3.72	5.74	3.00	20	20	0.021 *
10。观看色情内容的最长时间不停	20	433	197.05	75.40	258.75	99.15	1,199	1,199	0.088 **

注意事项。 Mann-Whitney评估组间平均得分的显着差异 U 测试。关于治疗寻求（0：否; 1：是）。关系状态（0：不在关系中; 1：在关系中）没有差异取决于寻求治疗（是/否），通过χ评估² 测试。 χ²（1）= 1.87; p = .172; 效果大小：φ= 0.07。

*p <.05。 **p <.001。

结果措施

所有结果测量与我们之前的研究完全相同（Gola等人，2016年），可以找到更详细的描述。主要措施 - 寻求治疗 - 寻求有问题的PU治疗的实际行为（与心理学家，精神病学家或性别学家联系，筛选并指导患者参与调查）。出于控制目的，在针对非治疗寻求者的调查中，我们询问受试者是否因性行为而使用过任何形式的帮助。没有这种情况。

PU的量 被测量为过去一个月在PU上花费的声明平均分钟数。波兰对SAST-R的适应性评估了阴性症状[20项目是否/无反应（Gola，Skorko等人，2017年）]，衡量（a）专注，（b）影响和（c）性行为引起的关系干扰，（d）失去对性行为的控制感。因为分析色情成瘾症状的潜在结构不是我们的直接目标，我们将SAST-R问卷中的总分作为观察变量。本研究中问卷的内部一致性非常高（Cronbach'sα= .82）。

车龄受访者表示多年， PU的发生 被测量为受访者开始观看明确的性图片或视频的声明年龄，以及 PU的年数 从PU的发病和受访者的实际年龄计算。 主观宗教信仰 通过以下问题在0（肯定没）和4（肯定是有的）与锚李克特式量表测定：你认为自己是一个宗教人士？在这个规模上声明价值超过0的人被问到关于他们的额外问题 宗教活动由（分钟/周）对宗教或精神的做法，如祈祷，在服务/礼仪参与，心灵的书阅读，中介等。我们还要求花费的时间平均申报量测 自上次二元性活动以来已过去的时间，使用从0到7的序数标度（0 –今天； 1 –昨天； 2 –最后3天； 3 –最后7天； 4 –最后30天； 5 –最后3个月； 6 –超过90天； 7 –我从未与他人发生性关系）。要求受试者选择最准确的反应。 关系状态 被衡量为处于关系中的声明（正式或非正式= 1或不是0）。变量 一天内最大数量的手淫 是在1天的过程中自我报告的最大手淫次数，并且该变量 观看色情内容的最长时间不停 表示自我报告的最长，不间断的色情内容（以分钟为单位）。

统计分析

在第一步中，我们比较了与有问题的PU和治疗寻求相关的变量的平均值与使用Mann-Whitney U 测试。我们使用此测试是因为相比组之间的样本量不均等：治疗寻求者和非治疗者，以及两组的异质性差异。接下来，我们使用路径分析来测试与有问题的PU相关的变量之间的假设关系的重要性。我们选择了路径分析方法，因为它允许我们在一个模型中测试多个外生变量和内生变量之间的复杂，层次关系。在这部分分析中，我们没有比较寻求治疗和非治疗组求，但认为寻求治疗为主体的因变量和测试有关问题的PU作为其预测等关键变量。 IBM SPSS Amos（Arbuckle，2013）使用最大似然估计来执行我们的分析。由于我们的一些变量是非正态分布的，我们使用5,000自举迭代估计标准化系数的重要性，并使用相关矩阵作为输入。使用95％偏差校正自举置信区间测试间接效应的显着性（MacKinnon，2008）。我们用几个完善的统计数据测试了模型的拟合优度。 χ的非显着结果表明良好的拟合² 测试，比较拟合指数（CFI）值大于0.95更大，根均近似（RMSEA）的平方误差比0.06下，和标准化的均方根残差（SRMR）比0.08下（胡和本特勒，1999年).

伦理

研究材料和方案经波兰科学院心理学研究所伦理委员会批准。所有受试者都被告知该研究，并且所有受试者都提供了知

功能验证

部分：

有问题的PU

我们通过比较女性治疗寻求者和非治疗寻求者与有问题的PU相关的变量开始我们的分析。表 1 显示了相应的Mann-Whitney的结果 U 测试以及由eta平方表示的效应大小（η²）两组的系数和基本描述统计量。与未寻求治疗者相比，寻求治疗者在与PU相关的阴性症状数量和PU数量上得分更高。此外，寻求治疗者宣称在1天的过程中有更高的最大手淫次数，并且观看狂欢色情影片的时间更长。有趣的是，寻求治疗者群体在宗教习俗和主观宗教信仰上得分更高。

最后，我们的研究结果表明，寻求治疗和非寻求治疗组自上次二元性活动，年龄，发病经过时间方面没有差异，而年消费色情的。

与寻求治疗相关的因素

接下来，我们使用路径分析模型检查了与有问题的PU相关的变量和寻求女性的治疗之间的关系。我们在这些模型中测试的假设是根据现有文献确定的（克劳斯，马蒂诺等人，2016年; 克劳斯，文恩等人，2016年）以及我们之前对男性样本进行的类似分析的结果（Gola等人，2016年）。换句话说，本节并不专注于比较治疗组和非治疗组中特定变量的平均值。相反，在这部分分析中，我们研究了与有问题的PU相关的关键结构之间关系的强度，特别强调了治疗寻求的潜在预测因子。

表中给出了我们的路径模型中使用的所有变量的相关系数 2。我们使用点 - 双相关系数进行虚拟编码变量（治疗寻求和关系状态）和Pearson相关系数。

表2。包含在女性分析中的所有变量的描述性统计和相关系数

变量名	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11
1。消极症状（0-20）	1
2。色情消费频率（分钟/周）	0.45 **	1
3。主观宗教信仰（0-4）	0.09 *	0.17 *	1
4。宗教活动（分钟/周）^a	0.25 **	0.55 **	0.28 **	1
5。色情消费年数	0.06	0.04	-0.16 *	- 0.06	1
6.Onset of pornography consumption（years）	-0.14 *	- 0.12	0.17 *	0.07	-0.53 **	1
7。年龄	- 0.01	-0.15 *	- 0.03	- 0.06	0.46 **	0.45 **	1
8。自上一次性活动以来经过的时间（0-7）	-0.09 *	0.04	0.14 *	0.10	-0.14 *	0.09	- 0.01	1
9。寻求治疗（1：是; 0：否）	0.43 **	0.38 **	0.17 **	0.49 *	0.04	- 0.02	0.03	0.09 *	1
10.Relationship status（1：在关系中; 0：不在关系中）	-0.10 *	- 0.08	- 0.01	- 0.12	0.16 **	- 0.02	0.07	-0.57 **	- 0.05	1
9. 1天中手淫次数最多	0.39 **	0.44 **	- 0.06	0.28 *	0.14 *	- 0.07	0.02	- 0.06	0.22 **	0.01	1
10。观看色情内容的最长时间不停	0.39 **	0.67 **	0.03	0.37 **	0.17 *	-0.18 **	- 0.05	0.01	0.22 **	- 0.06	0.48 **

注意事项。 ^a关于宗教活动的问题仅被问及参与者，他们表示他们在前一个问题（主观宗教信仰）中是宗教信仰。

*p <.05。 **p <.001。

我们开始这部分统计分析，检查了我们的主要假设，指出女性中PU的数量可能与寻求有问题的PU的治疗显着相关。我们的分析表明这种关系确实很重要（估计= 0.38， p <.001）。

在引入假设介质（与PU相关的阴性症状的严重程度）后，PU量与治疗寻求之间的直接关系强度降低，但仍保持正值和显着[估计= 0.23（95％偏差校正间隔= 0.15- 0.31）; p <.001]。讨论的调解途径也很重要[0.15（0.11-0.19）]，中等影响范围：κ² = 0.130（kappa平方，由传教士＆凯利（2011））。总之，我们的结果表明，与PU相关的阴性症状的严重程度部分地介导了PU量与治疗寻求之间的直接关系（图 1).

在下一步中，我们介绍了与PU相关的阴性症状的四种潜在预测因子（图 1）:( a）发病和（b）PU的年数，（c）主观宗教信仰，以及（d）宗教活动。我们的分析显示，只有PU的发作才能显着预测与PU相关的阴性症状的严重程度[估计= -0.10，（95％偏差校正间隔= -0.18至-0.02）; p = .002]。

我们的分析还显示年龄与PU [-0.15（-0.23至-0.07）]的量显着负相关。年龄较大的女性比年长女性使用更多的色情内容。此外，目前处于恋爱关系中的妇女宣布自上一次性行为活动以来的时间较短; 估计= -0.57（图 1）。然而，自上次二元性活动以来所经过的时间并未调解年龄与PU数量之间的关系（估计= 0.001， p = .259; 效果大小：κ² = 0.001）。

在下一步中，我们比较了模型的无约束和约束版本。无约束版本由所有分析的路径组成。在约束版本中，我们将所有非重要路径修复为0（所有非重要路径在图中都可见 1）。通过比较这两个模型，我们能够检查这些路径是否为模型提供了大量的信息价值（Byrne，2009）。此时，模型的无约束版本的拟合指数为：χ²（34）= 2,424.45， p <.001; CFI = 0.215，RMSEA = 0.313，SRMR = 0.1733。对于受限版本：χ²（39）= 2,427.63， p <.001; CFI = 0.215，RMSEA = 0.292，SRMR = 0.1749。讨论的模型的这两个版本没有显着差异，χ²（5）= 3.179， p = .672。根据此结果，我们从模型中删除了所有非重要路径。在下一步中，我们还删除了关系状态与自上次二元性活动以来经过的时间之间的路径。该路径变得多余，因为它仅通过上一步中删除的一条非重要路径与模型的其余部分相连。图中所有删除的路径都用虚线箭头标记 1.

此时，拟合指数为：χ²（6）= 174.20， p <.001; CFI = 0.687，RMSEA = 0.217，SRMR = 0.1231。我们在年龄和PU发作的误差项之间增加了协方差。我们的分析表明，年龄与PU的发作呈正相关（r = .45）：年龄较大的女性在生活的晚些时候开始使用色情内容。包含这种关系后，我们的模型就非常适合：χ²（4）= 11.87， p = .018; CFI = 0.985，RMSEA = 0.052，SRMR = 0.0317。

该版本的模型解释了女性组中寻求治疗方差的23％。我们之前对男性的类似模型的分析得出了43％的解释方差，这是一个更高的值（Gola等人，2016年）。因此，根据我们先验制定的假设和最近的研究（Grubbs等人，2016年; Martyniuk等人，2015年; Štulhofer，Jurin和Briken，2016年），我们决定检查宗教信仰是否可以成为治疗寻求的重要预测因素（这使其成为我们模型中治疗寻求的第三个预测因子，如图所示） 2）。我们还检查了宗教信仰与PU数量之间的关系。

图2。女性最终模型的路径分析显示使用95％偏差校正置信区间测试的标准化路径系数（**p ≤.001; *p <.05）。括号中的值是在解释间接途径之前对直接影响的标准化系数。粗体箭头表示色情制品的使用量和寻求治疗之间的关系，以及通过负面症状（我们主要假设的主题）进行的干预。其余路径（非粗体箭头）表示我们的次要假设。虚线箭头指示在包含介体或其他预测因子后变得重要的路径。表中列出了每个变量的样本量 1

进行的分析表明，宗教活动似乎是寻求女性治疗的重要预测因素（估计= 0.40， p <.001）。此外，它是寻求治疗的最强预测指标（尽管宗教习惯和负面症状之间的预测强度之间没有显着差异）。将讨论的预测因素引入模型后，PU量与治疗寻求之间的关系变得不显着（估计值= 0.01，ns）。这些变化的结果是，我们模型的预测能力得到了改善，解释了女性寻求治疗的差异的34％。我们还将宗教习惯与PU量之间的相关性纳入模型（估计值= 0.55）；这将在下面进一步阐述。此外，我们在PU的发作和PU的数量之间添加了协方差项。这种关系很弱（估计值= 0.10），但很重要（p = .006）–早先接触色情内容与大量PU有关。我们针对女性模型的最终版本（图 2）有一个很好的契合：χ²（6）= 22.387， p <.001; CFI = 0.982，RMSEA = 0.062，SRMR = 0.0283。

此外，我们检查了正相关关系（估计= 0.55; N = 89）介于PU数量和宗教习惯之间。我们发现，这种关系的强度几乎完全是由一个小小组（n = 6）色情使用量很高的求医者（M = 1,091分钟/周）和大量的宗教活动（M = 480.83分钟/周）。当分析中不包括寻求治疗者时，讨论的关系没有意义（估计值= 0.15， p = .165， N = 83）。总之，这种关系在非治疗寻求者中并不重要，但在寻求治疗的人群中则很强。

讨论

据我们所知，这是一项非常有限的关于女性寻求治疗有问题的PU的研究之一，也是第一个研究与治疗寻求行为有关的因素的研究之一。由于缺乏对女性的此类研究，我们将先前对男性样本的研究作为我们分析的参考点。这项研究的结果显示女性有问题的PU和之前关于男性的这一主题研究的结果之间的相似性和明显差异（Gola等人，2016年; 克劳斯，马蒂诺等人，2016年）。首先，我们的分析显示寻求治疗有问题的PU的女性与非治疗寻求者相比，具有更高水平的与PU相关的阴性症状和更高的色情消费量。考虑到之前研究中获得的结果，这一特定结果并不令人惊讶（Gola等人，2016年; 克劳斯，马蒂诺等人，2016年）。然而，更有趣的是，我们的分析表明，寻求治疗的女性可能会有一段时间的去抑制（在1日期间明显更高的手淫最大数量和不间断的不间断色情观察）。在现有的文献中，我们可以找到证据，证明在某些情况下严格的社会规范可能会导致有问题的PU，因为它们会促进戒毒期间，然后是一段时间的去抑制和过量的PU（Carnes，1983; 克劳斯，马蒂诺等人，2016年; Wordecha，Wilk，Kowalewska，Skorko和Gola，2017年）。确认这种解释的初步证据可以在寻求和不寻求治疗的妇女之间的宗教信仰差异中找到。寻求治疗的群体报告了一周内主观宗教信仰和平均宗教活动量的较高值。我们详细阐述了社会规范和宗教信仰在下面的女性问题PU中的可能作用，并与其他近期研究的结果一起讨论。

我们分析的第二部分是基于与治疗寻求和有问题的PU相关的变量之间的关系的统计模型。与之前许多显示性功能性别相关差异的结果一致，本研究中对女性样本的结果与先前对男性样本的研究不同。在总结我们对当前女性样本分析的研究结果之前，我们想提醒我们之前关于男性的研究得出的主要结论（Gola等人，2016年）。我们发现：（a）单纯量的PU是治疗寻求的一个非常弱的预测因子，但（b）它与阴性症状的严重程度（由SAST-R测量）有关，这个因素解释了寻求治疗的行为。除此之外，（c）在男性中，年龄与PU的量无关，以及（d）PU的发作不能预测与PU相关的阴性症状的严重程度。同样，（e）宗教活动的数量既不能预测治疗寻求，也不能预测与PU相关的阴性症状的严重程度（Gola等人，2016年).

正如我们假设的那样，对于女性而言，单纯量的PU与寻求有问题的PU的治疗更为密切相关。 PU的量也与相关阴性症状的严重程度有关（图 1），相关症状的严重程度与寻求治疗有关。男性之间的后者关系要弱得多（ad.b）。此外，与我们对男性的分析不同，即使在通过阴性症状的严重程度进行调解时，PU的数量与寻求女性的治疗之间的关系仍然很显着。这个有趣的结果表明，有PU问题的女性可能寻求治疗，不仅是因为PU对其生活的负面影响，而且还因为PU的绝对数量（在之前的研究中关注男性样本，后者因素不显着））。这提出了一个问题，即可能解释为什么频繁的PU事实只能被视为女性的问题。最可能的原因是大多数女性可能认为常规PU的规范性行为比男性少。在男性中，每周PU似乎是一种规范行为（大约70％-80％的男性在18-30之间），而在女性中，少于20％每周使用色情内容（如大丹麦语和斯堪的纳维亚语所示）学习： Hald，2006; Kvalem等，2014）。这种差异可能会影响女性的信念，即与男性相比，频繁的PU是某种异常行为，其中相同的行为可以被视为规范性的。因此，普通PU的纯粹事实可能会导致某些女性与大多数女性不同的主观印象，这可能导致将常规PU解释为需要治疗的有问题的行为。如果这种解释是正确的，那么在女性中经历与PU相关的问题的主观感觉可能会被关于色情和手淫的道德或宗教信仰所放大。最近对一般人群的研究表明，宗教信仰可能与自我认知的“色情成瘾”的更高趋势有关（Grubbs等人，2016年）或报告频繁性活动的负面后果（Štulhofer等，2016）。我们测试了宗教信仰是否也与治疗寻求有关（图 2）（ad.e）通过包括宗教活动的数量作为治疗寻求的预测因子，同时还调查其与PU数量的关系。事实上，宗教活动的数量是有PU问题的女性寻求治疗行为的最强预测因素（而在男性的相应分析中，这种做法并不重要; Gola等人，2016年）。此外，我们的分析表明，在将宗教实践引入模型后，单纯量的PU与治疗寻求之间的关系失去了意义（图 2）。这一发现与众多研究结果一致，这些研究表明女性性行为通常与文化和社会方面有关，而不是男性（亚当斯和特纳，1985年; 巴里与施莱格尔，1984年; Baumeister，2000; 克里斯滕森与卡彭特（1962）; 厄尔和佩里康尼，1986年; 福特与诺里斯（1993））。在这里，我们或许可以说这些文化方面有助于对常规PU的主观解释成为问题，并导致寻求治疗。

在我们的模型中，宗教活动的数量也与色情消费呈正相关（估计= 0.55）。然而，这种关联结果仅对治疗寻求者有意义，而在非治疗寻求组中则不显着。这表明这种关系似乎是临床组的特征，并不一定存在于一般人群中。此外，值得注意的是，在寻求治疗的人中，消费的色情和宗教习俗（反映了宗教规范的重要性）的数量更高。对这些结果的一种可能的解释是，对于一些寻求治疗的个体，支持行为的宗教规范（宗教实践）中的行为参与可以成为调节由于先前参与违反这些规范（色情消费）的行为而引起的负面情绪的工具。可以提出的另一个可能的机制是，色情消费和参与宗教活动都可以被看作是治疗寻求者中观看色情内容的冲动强度增加的结果。因此，色情消费可以简单地表现为屈服于一个人的冲动，宗教活动可以被视为一种处理它们的方式。如果这种情况属实，那么PU和宗教实践的数量都将是正相关的，尽管这种关系将由潜在因素决定，例如对PU的渴望。

对于寻求治疗的个体中PU和宗教实践之间的高度相关性的另一种可能的解释可以用心理控制理论的讽刺过程来表达（Wegner，1994）。更高和更严格的宗教规范可以导致对行为（或与行为相关的思想）的抑制更高水平，而这些行为被视为与这些规范（例如，观看色情制品）不融合。但是，正如许多认知研究（请参阅阿布拉莫维茨，托林和街，2001年在一些情况下，抑制可能具有矛盾效应，导致违反常规的行为频率更高。这可以使规范本身更加突出，从而提升支持规范的行为水平 - 在这种情况下 - 宗教实践。因此，任何强制执行严格的宗教规范的行为，以及违反这一规范的行为都可以变得相互支持，即使个人的有意识意图是完全相反的效果。虽然以前关于抑制的矛盾效应的研究主要集中在思想抑制上（Abramowitz等，2001），我们有一些证据表明情绪抑制会导致类似的讽刺效果（Webb，Miles和Sheeran，2012年）。此外，一些研究人员提出抑制的矛盾效应在强迫症（OCD等心理障碍）发展中的作用。 Purdon，2004），许多临床医生指出CSB和强迫症之间的相似之处（见 Gola，2016; Kor，Fogel，Reid和Potenza，2013年进行审查）。上述所有机制都是假设的，无法仅根据我们的数据进行验证。然而，我们认为它们值得在未来的研究中进行调查，这些研究旨在澄清治疗寻求者对有问题的PU的宗教信仰和色情消费之间关系的性质。

此外，我们的分析扩展了先前关于宗教信仰与经历的阴性症状严重程度之间关系的研究结果（Grubbs等人，2016年; Štulhofer等，2016）。当仅考虑这两个变量之间的双变量关系时，我们的结果证实了先前研究的结论，并表明所讨论的关系是积极而重要的（r = .25用于宗教活动和 r = 09（主观宗教信仰）；表 2）。然而，当包含PU的量作为阴性症状的额外预测因子时，宗教信仰不再与后一种变量相关，同时仍然是治疗寻求的有力预测因子（图 2).

关于宗教信仰与消极症状的关系以及寻求有问题的PU的治疗的结果在宗教性与其他形式的精神病理学之间的关系的更广泛背景中特别有趣。在之前的研究中，更高水平的宗教信仰被证明与心理健康正相关（Dilmaghani，2017; 伊斯梅尔与德斯穆克（2012）; 乔希·库马里＆in那教，2008年），生活满意度（Pfeifer＆Waelty，1995年），与临床患者的精神病理学成反比（Gupta，Avasthi和Kumar，2011年; Sharma等人，2017年）。另一方面，一些研究（麦康奈（Percment），埃里森（Ellison）和法兰绒（Flannelly），2006年）表明，更高程度的精神斗争可以与精神病理学的某些方面（焦虑，恐惧焦虑，抑郁，偏执思想，强迫症和躯体化）正相关。此外，我们已经证明，至少有一些宗教教派可能与更高水平的强迫症症状相关（Abramowitz，执事，伍兹和托林，2004年; Gonsalvez，Hains和Stoyles，2010年）。这表明宗教信仰对精神病理学的影响可以通过精神病理学类型和宗教信仰的特征来缓和。此外，正如我们在最终模型中所显示的那样，在女性中存在问题性PU的特定情况下，宗教信仰似乎与治疗寻求有关，而不是与精神病理学症状有关。在这里，我们的结果与之前的研究一致，表明宗教信仰的强度和宗教活动的数量与精神卫生服务的使用正相关（Pickard，2006).

有趣的是，对于女性来说，年龄在PU中起着重要作用; 这包括受试者的年龄（ad.c）和PU的发病年龄（ad.d），而这些变量在我们之前的男性研究中都不显着（Gola等人，2016年）。年轻女性比老年人更频繁地宣称使用色情内容，而那些在较年轻时开始使用色情内容的女性往往会报告与PU相关的阴性症状的严重程度。对这一发现的解释肯定值得进一步研究。这样的调查可以解决两个有趣的问题：（Q1）PU的普及是否会在年轻一代的女性中增加？（Q2）女性大脑比男性大脑更容易受到某种性刺激的调节吗？

（Q1）据我们所知，没有纵向数据可以让我们解决这个问题。有趣的是，最近来自英国的调查数据（Opinium Research，2014）显示，到18岁时，观看色情内容的情况很普遍，并且对98％的男孩和女孩来说都是很常见的现象。这样的结果可能表明，在过去的几年中，女孩的PU有所增加（也许是由于互联网的可用性），而男孩之间的PU则有所增加，因为较早的研究表明，与性别相关的PU差异。例如，Sabina等。（2008据报道，在美国大学生中，93.2％的男性和62.1％的女性观看了18时代的互联网色情内容，而Træen，Spitznogle和Beverfjord（2004据报道，在挪威人的代表性样本中，在他们的一生中，87.9％的男性和62.9％的女性看过一本色情杂志，77.2％与55％观看了一部色情电影，只有36.6％与8.9％观看色情内容互联网。其他数据表明，在过去十年中，女性的性欲活动情况也可能发生了变化。 Briken，Habermann，Berner和Hill（2007）报告说，在寻求治疗的女性中，最主要的性行为是危险的随意性行为（男性中，是PU和手淫），而研究团队Klein等。（2014）报告PU是在性感行为量表中获得高分的女性中最常见的行为（里德，加洛斯和木匠，2011年）。我们认为，关于女性色情用户比例不断上升的假设值得仔细研究。研究寻求治疗的女性中主要形式的性活动模式如何变化也是有趣的。

（Q2）在关于物质使用的众多研究中（格兰特＆道森，1998年），使用的开始是与症状严重程度有关的重要因素。在我们对男性的研究中（Gola等人，2016年），我们期望看到这种与PU发病的关系。令人惊讶的是，我们没有。但在女性中，PU的发病与相关阴性症状的严重程度和PU的量显着相关。女性的性欲可能更容易学习（Baumeister，2000）。如果是这样，那么关于在年轻女性（Q1）中增加PU的普及的问题对于研究来说将更加重要。

除了上述讨论的影响外，我们还注意到寻求治疗有问题的PU的男性和女性比例大不相同。我们的招聘程序与男性和女性完全相同。以男性为例，我们招募了12个月的时间来招募132名寻求治疗的人，而在女性中，我们需要18个月才能找到39名受试者。这表明男性因有问题的PU而寻求治疗的频率是女性的5.07倍。该结果提供了对Kuzma和Black（2008），与先前的研究结果一致，显示4：1比率（Briken等，2007).

临床意义

我们认为，所呈现的结果表明，在女性寻求治疗有问题的PU的情况下，讨论色情和宗教规范的个人信仰的作用是很重要的，因为这些规范似乎是决定治疗的关键因素。个人，宗教相关的信仰也可能在治疗期间发挥支持作用。这方面值得深入讨论。其次，临床访谈中值得讨论的一个因素是PU的发病。我们的研究结果表明，早发性PU与女性更严重的阴性症状有关（男性不是这种情况; Gola，Skorko等人，2017年）。 PU的发病值得研究，作为女性治疗结果的潜在预测因子。

最后，正如世界卫生组织目前正在考虑在即将进行的ICD-11分类中纳入CSB疾病（世界卫生组织，2017），我们建议今后讨论考虑CSB临床表现中性别相关差异的女性和男性治疗指南（Briken等，2007; 瑞德，达法尔，帕拉米和方，2012年）和导致治疗寻求的因素。

限制

尽管对有问题的PU女性寻求治疗的因素提供了新的见解，但这项研究还有一些值得一提的重要限制。首先，我们在治疗组中有少量参与者。然而，正如我们前面已经提到的，收集大量寻求治疗的女性是非常困难的。我们认为，这一困难也是为什么这项研究是为数不多的实际寻求治疗的女性研究之一，也是第一个研究导致治疗寻求的因素之一，因为之前的研究主要集中在诊断上（Briken等，2007）和寻求治疗的男女之间的人格差异（Reid等，2012），以及羞耻的作用（Dhuffar和Griffiths，2014年）和获得治疗的困难（Dhuffar和Griffiths，2016年）。由于这个新颖的方面，我们的分析是探索性的，我们没有应用多重校正，这可能会提高类型1错误的可能性。这些问题表明需要在更大的寻求治疗的女性样本上进行复制。此外，对不同文化群体进行类似的分析有助于验证我们的结果的文化特异性，因为我们的样本完全是在波兰招募的 - 一个被认为是保守和宗教的国家。正如我们前面所讨论的，文化方面（其中包括宗教信仰）可能会对女性产生强烈影响，将自己的性欲行为定义为有问题或规范性。然而，美国人也表现出宗教信仰和自我感知的性行为问题之间的类似关系（Grubbs等人，2016年）和克罗地亚人（Štulhofer等，2016）人口。

我们希望我们的研究结果将有助于作为未来研究的参考点，以及与寻求有问题的PU治疗的女性一起工作的治疗师。

作者的贡献

MG获得了该研究的资金。 MG，KL和MS设计，进行了研究，并编写了初始协议。 JS和MG进行了文献检索，并提供了以往研究的摘要。 KL进行了统计分析。 MG，KL和JS撰写了手稿的初稿。所有作者都参与并批准了稿件的最终版本。所有作者都可以完全访问研究中的所有数据，并对数据的完整性和数据分析的准确性负责。

利益冲突

作者报告没有利益冲突。

致谢

作者要感谢所有指导患者进行互联网调查的心理治疗师，性学家和精神科医生，尤其是MichałLew-Starowicz博士，PawełHolas博士，Dorota Baran，Daniel Cysarz，Joanna Santura和Ogrody团队。 Zmian（www.ogrodyzmian.pl）。他们也感谢团队 www.onanizm.pl 促进我们的学习。

案例

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在女性中寻求有问题的色情内容的治疗（2017）

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