跨多个样本的简短色情屏幕验证(2020)

Kraus,SW,Gola,M.,Grubbs,JB,Kowalewska,E.,Hoff,RA,Lew-Starowicz,M.,Martino,S.,Shirk,SD,&Potenza,MN(2020)。跨多个样本的简短色情屏幕的验证, 行为成瘾杂志

抽象

背景和目标

为了解决当前在筛查有问题的色情使用(PPU)方面存在的空白,我们最初开发并测试了六个项目的简短色情筛查(BPS),在过去六个月中询问了PPU。

方法和参加者

我们从美国和波兰招募了五个独立样本,以评估BPS的心理测量特性。 在研究1中,我们使用224名美国退伍军人样本评估了因素结构,可靠性和有效性要素。 由于项目背书少,BPS中的一项被丢弃在研究1中。 在研究2和研究3中,我们进一步研究了BPS的五个项目的因子结构,并在两个美国代表性的美国样本中评估了其可靠性和有效性(N = 1,466, N = 1,063)。 在研究4中,我们使用703名波兰成年人的样本确认了因素结构并评估了其有效性和可靠性。 在研究5中,我们使用105位寻求强迫性行为障碍(CSBD)治疗的男性患者的样本,计算了屏幕的建议截止分数。

成果

主成分分析和验证性因素分析的结果支持了一种单因素解决方案,该解决方案具有很高的内部一致性(α = 0.89–0.90),并分析了新开发的屏幕在构造,收敛性,判据和判别有效性方面的进一步支持要素。 接收器工作特性(ROC)曲线的结果表明,检测可能的PPU的截止得分为XNUMX或更高。

结论

从心理上讲,BPS似乎是合理的,简短的,并且易于在各种环境中使用,并且很有可能在国际管辖范围内的人群中使用。

介绍

目前,临床医生和研究人员之间存在着关于如何最好地将过度/有问题的性行为分类的争论(克劳斯,文恩和波坦察(2016b)),学者们提出了包括性欲障碍(Kafka,2010),冲动控制障碍(Grant等人,2014Kraus等,2018),非副天性强迫性行为障碍(CSBD)(科尔曼,雷蒙德和麦克比恩,2003年)或行为上瘾(Kor,Fogel,Reid和Potenza,2013年)。 有问题的色情内容使用(PPU)可以与满足ICD-11(Kraus等,2018)。 CSBD被描述为一种持续的模式,无法控制强烈的,重复的性冲动或性冲动,从而导致长时间(例如6个月或更长时间)内的重复性行为,从而在社会,职业或其他重要方面产生明显的困扰或损害。运作领域(Kraus等,2018世界卫生组织,2018年)。 本研究评估了一种新开发的自我报告筛查仪的心理测量特性,该筛查仪旨在评估由非临床和临床成年人组成的五个样本中可能的PPU。

临床和非临床人群中CSBD的患病率估计仍然难以捉摸(Gola&Potenza,2018年Kraus,Voon等人,2016b)。 最近对2,325名美国成年人进行的研究发现,有代表性的样本中有8.6%(女性7.0%,男性10.3%)认可了与控制性感觉,性冲动和行为相关的临床上相关的困扰和/或损伤水平(狄更森,格里森,科尔曼和矿工,2018年)。 针对色情内容的使用,来自美国全国代表性的2,075名互联网用户的数据发现,大约一半(n = 1,056)报告了去年使用色情内容的情况,而11%的男性和3%的女性报告说“对色情内容沉迷”(Grubbs,Kraus和Perry,2019b)。 从美国退伍军人那里收集的初步证据表明,强迫性行为的发生率有所上升(Smith等人,2014); 但是,研究通常没有对美国退伍军人中的PPU进行检查,这是一个具有较高的临床合并症和冲动性的人群(詹姆斯,斯特罗姆和莱斯凯拉,2014年).

此外,在寻求治疗CSBD的个人中,大多数(> 80%)表示对色情内容的使用感到担忧(Gola等人,2018克劳斯,波坦察,马蒂诺和格兰特,2015bReid等人,2012Scanavino等人,2013年)。 对于这些人,PPU的特征通常是渴望,自我控制能力减弱,功能受损以及使用色情内容来应对焦虑或烦躁的情绪(克劳斯,马蒂诺和波坦察(2016a)Wordecha等,2018)。 寻求治疗PPU和其他性行为的人经常会报告精神病问题,包括抑郁症,焦虑症和药物滥用症(克劳斯(Praenza)等人,2015b).

为了识别PPU,已经开发并测试了多种自我报告量表,包括有问题的色情内容使用量表(PPUS)(Kor等人,2014),强迫性色情消费量表(CPC)(Noor,Rosser和Erickson,2014年),网络色情内容使用清单(CPUI / CPUI-9)(Grubbs,Sessoms,Wheeler和Volk,2010年Grubbs,Volk,Exline和Pargament,2015年),色情消费清单(PCI)(Reid,Li,Gilliland,Stein和Fong,2011b),色情渴望问卷(PCQ)(克劳斯与罗森伯格,2014年)以及有问题的色情内容消费量表(PPCS)(Bothe等,2018),以及有问题的色情内容消费量表(PPCS-6)(Bőthe,Tóth-Király,Demetrovics和Orosz,2020年)。 虽然每种都有优势,但许多此类自我报告调查表都有局限性,而且通常没有经过严格的心理测验(参见 费尔南德斯和格里菲斯(2019) 讨论色情措施)。 例如,它们通常是在西方国家的非临床,方便样本上开发和测试的,通常缺乏统一的理论或诊断框架,无法评估多个不同的症状域,并且没有建议的临床临界值来确定精神卫生专业人员应进一步评估谁。 尽管这些问题本身就涉及到,但鉴于对CSBD的诊断认可,它们甚至更加令人关注。 2019年11月,CSBD被正式添加到ICD-XNUMX(世界卫生组织,2018),并且由于PPU的出现率很高,因此迫切需要开发用于PPU的短,健壮和心理上合理的声音筛查工具,以解决该领域当前的空白。

本研究的目的

鉴于上述限制,本工作描述了在五项独立研究中开发一种简易筛查仪器“简易色情筛查”(BPS)以确定PPU的方法。 在研究1中,我们检查了283个美国军方退伍军人对建议项目的同意等级,进行了主要成分分析,并评估了BPS的内部可靠性和有效性。 在研究2中,我们使用Qualtrics Survey Software提供的Omnibus服务招募了符合美国代表性规范的2,075名美国成年人,以便重新确认屏幕的单因素结构,评估其内部可靠性以及检查BPS与屏幕之间的关系。精神病理学指标。 在研究3中,我们使用Turkprime小组服务重新评估了符合代表性规范的1,063名美国成年人的BPS因子结构,并研究了其与心理病理学测量的相关性。 在研究4中,我们招募了703名以社区为基础的波兰成年人,以进一步确认非美国样本中的因素结构,并评估内部一致性和有效性。 在样本5中,我们检查了波兰寻求PPU治疗的105位男性患者的临床特征,以建立推荐的临床临界值。 所有研究的招募将在 补充材料.

研究1-5的统计分析

在研究1和4中,我们将SPSS-19用于描述性统计,卡方,主成分分析,皮尔逊积矩相关,ANCOVA和独立 t-tests。

在研究2和3中,我们使用lavaan(Rosseel,2011)的R包,使用对角线加权最小二乘估计,该估计不假定残差的正态性或均方差性,因此对于有序数据(Flora&Curran,2004年)。 对于研究5,我们使用SPSS-19进行了接收器工作特性(ROC)曲线分析。

研究1

付款方式

程序和参与者

研究1是根据退伍军人经验调查(SERV)项目的数据进行的,该项目招募了美国各地的退伍军人(Kraus等,2017Smith等人,2014)。 招募参与者和执行SERV项目所采用的一般程序已在其他地方进行了说明(Kraus等,2017)。 研究资格要求如下:(a)与美军隔离(免职); (b)伊拉克,阿富汗或周围时代的退伍军人; (c)至少年满18岁; (d)说英语的人; (e)居住在美国。此数据集的部分内容先前已在以下论文中发表(Decker等人,2019Moisson等人,2019年Scoglio等人,2017头巾,波坦察,霍夫,马蒂诺和克劳斯,2017年头巾,鲨鱼,波坦察,霍夫和克劳斯(2020)),但这些论文都没有关注BPS的结构或有效性。

样品特征

在接受调查的283​​70.6名参与者中,大多数为男性(XNUMX%, n = 197),平均年龄为35.1(SD = 9.2)年。 样品特征列于 补充表1.

措施

第一作者在BPS上开发了最初的XNUMX个项目,作为美国退伍军人样品中PPU的可能量度。 这些项目最初是在第一作者完成心理学的博士后研究时生成的。 项目是根据与患者的临床相互作用以及先前研究PPU临床相关性的持续研究而产生的(请参阅 克劳斯,马蒂诺等人,2016a克劳斯与罗森伯格,2014年)。 接下来,在研究1中对提议的项目进行了其他两个小组成员的交叉研究。

在研究1中,为参与者提供了BPS,该BPS旨在识别报告存在使用色情内容问题的个人。 初始规模包括六个项目。 参与者被问到:“在过去的六个月中,关于使用色情内容,您是否遇到过这些情况?” 项目回复为6(从不),0(偶尔)和1(非常频繁),得分范围为2到0。请参阅 表1 有关BPS的确切措辞。

表1。研究1,美国退伍军人简短色情屏幕(BPS)六项内容达成协议的频率(N 222 =)

属性从不(%)偶尔 (%)常常 (%)M(SD)成分矩阵
您发现自己使用色情内容的次数超出了您的期望。60.529.69.91.49(0.67)0.80 *
您试图“减少”或停止使用色情内容,但未成功。73.518.87.21.33(0.61)0.82 *
您发现很难抵制使用色情制品的强烈要求。61.928.79.01.47(0.66)0.84 *
您会发现自己使用色情内容来应对强烈的情绪(例如,悲伤,愤怒,孤独等)。68.620.210.81.42(0.68)0.73 *
即使您对此感到内gui,仍然继续使用色情。61.425.612.61.51(0.71)0.76 *
人们已经对您使用色情内容表示关注。90.65.83.11.12(0.41)0.49

备注。 粗体显示的组件加载表示该组件的负载较高。 缺少两个参与者的数据。

分量1 = 3.75; 差异百分比= 62.5%。

*粗体保留在最终版本中。

M =平均值; SD =标准偏差。

我们还使用了《性行为和色情史问卷》(罗森伯格和克劳斯,2014年)以评估参与者的性历史和色情使用特征,克劳斯与罗森伯格,2014年)评估对色情的渴望(α = 0.83),而PPUS(Kor等人,2014)以评估与PPU相关的功能(α = 0.83)。 UPPS-P冲动行为量表(Cyders,Littlefield,Coffey和Karyadi,2014年Lynam,Smith,Whiteside和Cyders,2006年)是一项45项问卷,用于评估总体冲动性(α = 0.80)和预思(缺乏)(α = 0.84),负紧急程度(α = 0.81),正紧急性(α = 0.81),寻求感觉(α = 0.84)和毅力(缺乏)组件(α = 0.83),以及性欲行为量表(HBI)(里德,加洛斯和木匠,2011a)以衡量性欲亢进的特征(α = 0.82)。 另一个问题评估了退伍军人对于接受特定CSBD行为(例如强迫性色情,随意/匿名性等)的治疗的兴趣。

伦理

退伍军人事务部机构审查委员会批准了该研究。 在参与研究之前,所有参与者均提供了知情的书面同意。

成果

退伍军人的色情使用和性行为

XNUMX%(n = 59)的参与者报告说他们从未看过色情内容。 约51%(n = 42)的女性表示从未使用色情内容,而男性则为8.6%(n = 17),χ2 (5)= 96.15, P <0.001,克莱默氏 V = 0.59。 由于当前的研究侧重于BPS的心理测量评估以评估PPU,因此我们从该研究中删除了这59名色情非用户,仅剩下220个人进行后续分析。

简短色情屏幕(BPS)的项目减少和因素结构

我们首先通过检查前六个项目(表1)。 所有项目均具有中等相关性(rs = 0.31-0.70, P <0.001),表明在此基础上无法消除任何因素。 其次,我们检查了BPS上六个项目中每个项目的每个协议级别的频率计数,以识别“不平衡”的任何项目(克拉克和沃森,1995年)。 使用此决策规则,一个项目(“人们表示关注”)适合消除; 但是,我们对所有六个项目进行了主成分分析(未旋转),以进一步减少项目数量。

主成分分析(PCA)通常用于规模开发中的项目缩减,而PCA和探索性因素分析(EFA)经常产生相似的结果(Schneeweiss&Mathes,1995年)。 由于BPS的简单性(最初6个项目)及其单一的潜在因素,我们的目标只是减少项目的数量,同时保留尽可能多的原始差异(康威与霍夫卡特,2003年)。 但是,如果BPS包含多个因素,并且我们对这些因素之间的关系感兴趣,那么将考虑使用EFA或结构方程模型(SEM)。 下面我们报告PCA的结果。

结果仅产生特征值3.75的一个分量,占总方差的62.5%(表1)。 只有先前确定的不平衡物品没有高负荷(≥0.50)和社区(> 0.40); 使用此决策规则(Costello&Osborne,2005年),则该项目已删除。 其余五个项目具有较高的内部一致性系数(α = 0.89),综合可靠性(0.92)和中等平均项目间相关性(r = 0.62),支持BPS的一维性(克拉克和沃森,1995年).

BPS的构造,收敛,判据和判别有效性

为了评估构造效度的一个要素,我们首先检查了性别调整后的BPS分数是否随所观看色情内容的数量而变化。 ANCOVA结果表明,色情内容使用频率的显着主要影响是F(3,216)= 14.32, P <0.001,部分η2 = 0.12。 通过事后比较(经Bonferroni校正),我们发现每日色情用户(M = 4.39, SD = 2.10, SE = 0.48)的BPS得分明显高于每周用户(M = 2.53, SD = 0.73, SE = 0.29),而BPS得分高于每月用户(M = 1.45, SD = 0.36, SE = 0.25)。 我们还计算了Pearson乘积矩相关性,以评估研究变量之间的关系,并且为了支持收敛效度,我们发现PPUS和BPS得分之间存在正相关和强相关性(请参阅 表2 (按性别划分的二元相关性)。 为了支持标准有效性,我们发现BPS,HBI和PCQ得分之间存在正相关但适度相关。 为了支持判别效度,BPS很大程度上与冲动性无关,尽管对于男性(而非女性),消极和积极的紧迫感与BPS得分呈正相关,尽管程度较弱。

表2。研究1,美国退伍军人感兴趣的研究变量的相关性,均值和标准差

变量简短的色情画面范围
女性(n 40 =)男士(n 180 =)
rM(SD)rM(SD)
简短的色情画面0.80(1.73)2.55(2.87)0-10
色情渴望问卷0.32 *2.03(0.95)0.45 ****2.95(1.34)1-7
有问题的色情使用量表0.77 ****1.27(0.50)0.75 ****1.92(0.98)1-5.7
性欲行为量表0.66 ****27.1(9.0)0.60 ****34.8(15.4)18-95
UPPS-P紧急度0.292.27(0.51)0.30 ****2.36(0.52)1.3-3.9
UPPS-P缺乏预谋0.112.07(0.44) - 0.032.08(0.40)1.2-3.3
UPPS-P缺乏毅力0.181.79(0.42)0.111.94(0.48)1.0-3.4
UPPS-P感觉寻求 - 0.022.61(0.48)0.052.87(0.37)1.2-4.0
UPPS-P迫切需要0.221.94(0.44)0.22 ****2.23(0.48)1.1-3.6

备注。 ∗P <0.05,***P <0.01。

M =平均值; SD =标准偏差。

性行为治疗

在接受调查的220名退伍军人中查看了他们的色情内容(请参阅 补充表1),其中9名表示他们对PPU的治疗感兴趣。 所有个体均为男性(180位男性中有5位,占6.67%)。 这XNUMX名男子其余XNUMX件的BPS平均得分为XNUMX(SD = 2.95)。 由于所有后续研究(2-5)都是在研究1之后进行的,因此使用了五项BPS进行分析。

研究21

付款方式

程序和参加者

使用Qualtrics Survey Software提供的Omnibus服务,我们招募了美国全国代表(针对基于年龄,性别,种族,种族,族裔,收入和美国人口普查地区的2010年人口普查规范提供的非概率样本),用于成年人的横断面研究(N = 2,075; 51%的女性[n = 1,059],男性占49%[n = 1,016]; M年龄 = 44.8, SD 16.7)。

以下论文的其他地方已描述了此数据集的某些部分,但没有一篇论文关注BPS的结构或有效性(请参见 Grubbs,Kraus等人,2019b格鲁布斯,克劳斯,佩里,莱丘克和戈拉,2020年).

措施

分析仅限于在过去一年中承认观看色情内容的成年人(N = 1,058,其中66%为男性)。 通过三个项目评估了色情内容的使用行为。 具体来说,我们询问了参与者在过去一年中有多少次仅故意观看色情内容。 我们还询问了参与者,在过去的一年中,他们多久手淫一次色情内容。 对于这两个问题,回答范围为1(一点也不)到8(每天一次或更多次)。 一个项目要求参与者在几分钟内报告他们平均每天观看色情内容花费了多少时间。

除了BPS以外,我们还针对该样本进行了评估,通过在DSM-5的《横切症状指标》中纳入了XNUMX个与抑郁症相关的项目和XNUMX个与焦虑相关的项目(Narrow等,2013)。 我们管理了9个CPUI-XNUMX项目(Grubbs等,2015),以评估对色情使用的特定回应或信念。 每个项目的得分为1分(坚决不同意)到7(非常同意)。 这些符合面部表情的项目来自CPUI-9子量表:感知到的强迫性(例如,“我相信我沉迷于色情制品”),获取努力(例如,“我推迟了查看色情制品所需的工作”)以及情绪困扰(例如,“我在查看色情内容后感到沮丧”)。 这三个项目基本上都与色情使用行为有关(Grubbs,Wilt,Exline和Pargament,2018aGrubbs,Wilt,Exline,Pargament和Kraus,2018b).

伦理

鲍灵格林州立大学系的机构审查委员会批准了研究2为免税项目。 所有参与者在参与研究之前均提供了电子知情同意书。

成果

我们使用对角加权最小二乘(DWLS)估计和稳健的方差进行了验证性因素分析(CFA),因为DWLS估计不假定残差的正态性或同方性,因此对于有序数据更可取(Flora&Curran,2004年)。 该分析表明,BPS非常适合一维因子结构(Robustχ2 (5)= 3.06, P = 0.69; CFI = 1.00,TLI = 1.00,RMSEA <0.001,SRMR = 0.01)。 平均BPS分数较低(M = 1.56, SD = 2.53),内部可靠性分析表明内部一致性很高(α = 0.90)。 男性获得更高的BPS分数(M = 2.24, SD = 2.81)比女性(M = 1.70, SD = 2.60); t (2,1,056)= 3.05, P <0.001,科恩 d 0.20)。

BPS分数与预期指标上的多项指标呈正相关。 BPS分数与“我沉迷色情制品”的陈述呈正相关(r = 0.620, P <0.001),“观看色情内容后我感到沮丧”(r = 0.47, P <0.001),以及“我推迟了查看色情内容所需的工作”(r = 0.59, P <0.001)。 在过去的一年中,BPS得分与观看色情内容的频率呈正相关(r = 0.39, P <0.001),在过去一年中手淫色情(r = 0.40, P <0.001),平均每天观看色情内容的时间(r = 0.23, P <0.001),以及普遍的心理困扰感(r = 0.34, P <0.001)。

研究32

付款方式

程序和参加者

根据来自470年美国全国代表标准(基于美国人口普查数据)的年龄,性别,种族,年龄,性别,种族,美国人口普查地区和收入。 此非概率样本由Turkprime小组服务(Litman,Robinson和Abberbock,2017年).

此数据集的某些部分先前已在以下论文中发表(Grubbs等,2020格鲁布斯和高拉,2019格拉布斯,格兰特; 恩格曼,2019aGrubbs,Warmke,Tosi,James和Campbell,2019年); 但是,没有研究集中在BPS的结构或有效性上。

措施

与研究2一致,我们将分析限制在过去一年内报告使用色情内容的人群(N = 470; M年龄 = 44.9; SD = 15.9; 72%的男性)。 如研究2中所示,使用BPS评估了色情使用行为,并使用了单独色情使用频率,手淫到色情的频率以及平均每天使用色情的时间(分钟)。 通过研究5中描述的相同DSM-2横切测量方法测量了普遍困扰。使用CPUI-9评估自我报告的色情成瘾感(α = 0.91; Grubbs等,2010Grubbs等,2015)及其评估感知强迫性的分量表(α = 0.93),情绪困扰(α = 0.92)和访问量(α 0.87)。

伦理

鲍灵格林州立大学系的机构审查委员会批准了研究3为免税项目。 所有参与者在参与研究之前均提供了电子知情同意书。

成果

使用稳健DWLS估计的CFA显示出出色的BPS适合一维性(χ2 (5)= 8.64, P = 0.12; CFI = 0.99,TLI = 0.98,RMSEA = 0.03,SRMR = 0.02)。 平均BPS分数较低(M = 1.92, SD = 2.69),内部可靠性很高(α = 0.91)。 男子(M = 2.25, SD = 2.75)得分高于女性(M = 1.12, SD = 2.39; t [1,48] = 4.04, P <0.001,科恩 d 0.40)。

BPS得分与CPUI-9总得分相关(r = 0.72, P <0.001)和感知的强迫性(r = 0.75, P <0.001),访问量(r = 0.64, P <0.001)和情绪困扰(r = 0.47, P <0.001)分量表。 在过去的一年中,BPS得分与使用色情内容的频率呈正相关(r = 0.47, P <0.001),过去一年中手淫发生色情的频率(r = 0.43, P <0.001),平均每天使用色情内容的分钟数(r = 0.33, P <0.001)和普遍的困扰感(r = 0.33, P <0.001)。

研究4

付款方式

程序和参与者

例子 (补充表4)包括703名波兰成年人(512名女性,占72.8%),年龄18-54岁(M = 26.04, SD = 6.07)。 该数据集的一部分(191位男性)来自于 Kowalewska,Kraus,Lew-Starowicz,Gustavsson和Gola(2019).

通过在gumtree.pl(波兰版本的Craigslist)和hiperseksualnosc.pl(研究小组的网站)上的网络广告从波兰人口中招募所有成年人。 完成在线调查并留下电子邮件地址的参与者有资格赢得以下奖项之一,五张30、15或5美元的书店券以及30张电影院门票。 所有电子邮件地址都存储在单独的数据库中,并且不与调查表数据相关联以帮助确保匿名性。

措施

除了使用BPS,我们还使用波兰语UPPS-P(波波拉,2014年)。 我们使用波兰语强迫症量表修订版(OCI-R)(Foa等人,2002; 提供的翻译细节; Gola等人,2017a)和波兰改编的性成瘾筛查测试(SAST-R)(Gola等人,2017a)评估(1)对性的偏爱,(2)影响,(3)性行为对人际关系的干扰以及(4)对性行为失去控制的感觉(SAST-R total α 0.80)。

伦理

所有程序均已获得波兰科学院心理研究所伦理委员会的批准。 参与研究之前,所有参与者均获得知情的书面同意。

成果

波兰语适应性BPS的心理计量学特性

使用稳健DWLS估计的附加CFA可以很好地拟合单因素解决方案(Robustχ2 (5)= 2.12, P = 0.83; CFI = 1.00,TLI = 1.00,RMSEA = 0.00,SRMR = 0.02)。 与先前的研究类似,波兰对BPS的修改具有很高的内部一致性(α = 0.89)和中等平均项目间相关性(r = 0.62)。 男性的内部一致性和平均项目间相关性均较高(α = 0.88; r = 0.61)比女性(α = 0.85; r 0.54)。

如图所示 表3,对于整个样本,平均BPS得分为1.92(SD = 2.65)。 男子(M = 3.56, SD = 3.11)的BPS得分高于女性(M = 1.12, SD = 1.92), t (701)= 10.12, P <0.001,科恩 d = 0.76)。 观看色情内容所花费的分钟数与BPS得分相关性很弱,但仅适用于男性。 为了支持标准有效性,BPS评分与症状严重程度呈正相关,如SAST-R所测。 为了支持判别效度并且与研究1相似,我们发现BPS评分与UPPS-P感觉寻求之间没有相关性,并且没有进行预先冥想,并且BPS评分与负尿急,正尿急和毅力之间的正相关性较弱。 BPS得分与强迫症特征之间存在弱相关性(请参阅 表3 所有相关性)。

表3。波兰社区成人样本中BPS得分与其他指标的相关性(N 703 =)

变量简短的色情画面范围
女性(n 512 =)男士(n 191 =)
rM(SD)rM(SD)
简短的色情画面1.12(1.92)3.56(3.11)0-10
上周使用色情内容的数量(分钟)0.0760.46(108.93)0.17 *124.66(179.12)1-1,200
性成瘾筛查试验 - 修订版0.43 ****3.81(2.99)0.61 ****5.51(4.23)0-18
强迫症量表–修订0.17 ****18.03(10.38)0.25 ****19.21(9.72)0-58
UPPS-P紧急度0.22 ****29.26(7.16)0.29 ****27.02(7.79)2-48
UPPS-P缺乏预谋0.0622.28(5.26)0.1421.83(5.86)2-41
UPPS-P缺乏毅力0.14 ****20.25(5.18)0.15 *20.24(4.92)2-37
UPPS-P感觉寻求 - 0.0631.22(7.75) - 0.00434.39(7.99)4-48
UPPS-P迫切需要0.12 ****28.02(9.54)0.27 ****28.90(10.03)9-56

注意事项。 *P <0.05,***P <0.01。

M =平均值; SD =标准偏差。

研究5

付款方式

程序和参加者

为了检查BPS截止分数,我们评估了105名年龄在18-55岁之间的波兰男性(M = 32.94; SD = 7.45)正在寻求CSBD治疗的人,其中大多数报告了PPU(请参见 补充表5和6)。 寻求治疗的小组包括以下研究的数据集: Wordecha等。 (2018) (9男); Gola,Lew-Starowicz,Draps和Kowalewska(2019) (57男); Draps等。 (2020年) (26男); Holas,Draps,Kowalewska,Lewczuk和Gola(2020) (13名男性)。 对照组包括191位年龄在18-54岁之间的男性成年人(M = 26.04; SD = 6.07),来自研究4。

在2014年2017月至XNUMX年XNUMX月间,在华沙的两家性病诊所中招募了寻求PPU治疗的男性寻求治疗的患者。所有寻求PPU治疗的患者均符合五岁以下性病诊断标准中的四分之二。 卡夫卡(2010) 适用于DSM-5。

措施

在完成初次访谈后,对患者进行筛查以纳入/排除标准。 纳入/排除标准包括完全或主要是异性恋(根据波兰对Kinsey量表的改编进行评估; 金西,波美露和马丁,1948年),并且不符合酒精滥用障碍的诊断标准(Saunders,Aasland,Babor,De la Fuente和Grant,1993年)或赌博疾病(在南奥克斯赌博屏幕(SOGS上得分<5 α = 0.70)(Lesieur&Blume,1987年)。 所有男性患者均接受了DSM-IV(SCID)的结构化临床访谈评估(长臂猿,斯皮策,威廉姆斯,本杰明和第一,1997年)用于强迫症,冲动控制,躁郁症,焦虑症,精神病和药物滥用障碍和性行为(补充表6)。 符合至少三个CSBD标准的男性患者(Kraus等,2018)和四项针对性欲亢进的疾病(Kafka,2010),上述任何疾病均未邀请其参加本研究。

伦理

所有程序均已获得波兰科学院心理研究所伦理委员会的批准。 参与研究之前,所有参与者均获得知情的书面同意。

成果

寻求治疗的男性的平均BPS分数为7.50(SD = 2.58),并且显着高于未寻求治疗的男性3.56(SD = 3.12), z = 14.66, P <0.001,科恩 d = 1.38。 我们评估了 先验 选定的患者组(n = 105),与对照组中的所有男性(研究4, n = 191)(见 图。 1 ROC曲线)。 ROC曲线捕获了82.2个测试项目的5%的面积(SE = 0.02; P <0.001),其特征在于95%的置信区间,极限为77.5%和86.9%。 如图所示 表4,建议的临界值为4,其敏感性为58.42%,特异性为90.48%,阳性预测值为91.74%(95%CI 85.88%–95.30%),阴性预测值为54.60%(95%CI 50.12%-59.00) %)和准确性69.83%(95%CI 64.24%–75.02%)。 临界值5的特征是灵敏度为68.42%,特异性为83.81%(请参见 表4).

图。 1。
图。 1。

研究5,针对因色情内容使用问题而寻求治疗的波兰人使用的BPS的ROC曲线(得分为4或更高)

引文: 行为成瘾杂志 9,2; 10.1556/2006.2020.00038

表4。建议的简短色情屏幕(BPS)的ROC分析,建议的截止分数

统计BPS值为4BPS值为5
95%CI95%CI
灵敏度58.4%51.1-65.5%68.4%61.3-75.0%
特异性90.5%83.2-95.3%83.8%75.6-90.3%
正似然比6.133.36-11.204.232.71-6.60
负似然比0.460.38-0.550.380.30-0.47
疾病流行64.4%58.7-69.9%64.4%58.7-69.9%
正预测值91.7%85.8-95.3%88.4%83-92.3%
负预测值54.6%50.1-59%59.5%53.9-64.8%
准确性69.8%64.2-75%73.9%68.5-78.8%

为了检查寻求治疗的患者中PPU的变化,我们比较了纳曲酮或帕罗西汀药物治疗两个月前后的临床样本中57名男性的BPS得分(Gola等人,2019)使用相关样本 t-测试。 治疗后BPS分数有所不同(t (56)= 6.75; P <0.001,科恩 d = 1.80),治疗前BPS得分较高(M = 8.54; SD = 1.77),比治疗两个月后(M = 5.75; SD 2.97)。

讨论

本研究评估了BPS(一种简短的筛选工具),以识别可能的PPU。 在开发旨在评估PPU的量表时,我们的研究中使用的鲁棒采样技术以前未曾使用过。 总体而言,BPS在心理上是合理的,可以通过对多个样本进行信度和效度的测量来证明,为其在临床实践中的使用提供了初步的支持,尽管还需要进一步的研究来确定其对寻求治疗的个体的临床效用。

先前的研究一致表明,相对于女性,男性更经常观看和手淫色情内容(Bothe等,2018Grubbs,Wilt,Exline和Pargament,2018aWright,2013),并且在所有五个样本中都观察到了这一发现。 与过去的研究一致,我们发现与女性相比,男性报告了更多关于色情内容使用的担忧(Bothe等,2018Kor等人,2014)。 我们的研究是独特的,因为我们检查了五个不同样本(例如,美国退伍军人,两个美国普通成年人样本,波兰成年人和正在接受CSBD治疗的波兰男性患者)的心理测量特性。 鉴于我们招募来评估BPS的心理计量学特性的样本的多样性,我们相信这些发现对于来自不同国家的临床和非临床人群均具有普遍性。 但是,尽管如此,仍然建议谨慎,我们建议进行进一步的研究以验证临床人群的BPS,尤其是在寻求PPU治疗的女性以及性少数和性别少数群体中。

我们对研究1中提议的六项屏幕的初步检查显示,一项不平衡,进一步的分析建议将其删除。 在整个研究中,五项筛选显示出很高的内部一致性以及构造,收敛,判别和标准有效性。 正如预期的那样,BPS得分与其他评估PPU的现有量表(例如CPUI-9(Grubbs等,2015)和PPUS(Kor等人,2014)),而与症状严重程度的测量值仅适度相关,以评估性欲(Reid,Garos等,2011aReid,Li等,2011b)或性成瘾(Gola等,2017b)。 因此,该屏幕与评估PPU尺寸的措施更紧密相关,但仍与与CSBD相关的一般措施(例如,控制受损,尝试退出失败)相关。 我们不打算将BPS用作CSBD的代理。 然而,研究表明,PPU是寻求CSBD的心理健康治疗的个人中最常报告的问题之一(Kraus,Meshberg-Cohen,Martino,Quinones和Potenza,2015a克劳斯(Praenza)等人,2015bReid等人,2012)。 因此,BPS可能是用于在寻求CSBD治疗的个体中检测可能的PPU的有用工具。 需要额外的临床访谈来确定CSBD的存在,这可能表现为寻求治疗的个体中具有不同临床表现的PPU(克劳斯与斯威尼(2019)).

我们还发现,一般而言,BPS得分与冲动性之间的相关性很弱(Cyders等,2014Lynam等人,2006)和强迫性功能(Foa等人,2002)。 为了支持先前的工作(Bőthe等人,20182019),BPS得分与普遍的困扰和沮丧感的测量值呈中等相关性; 我们还发现,BPS得分与沉迷于色情制品以及将色情制品观看的优先级高于其他活动的程度之间存在适度的相关性(格鲁布斯,佩里,威尔特和里德,2019c)。 如其他地方所述(Kor等人,2014),尽管BPS得分和手淫频率之间的关系似乎更强,但我们还发现,以BPS衡量,色情观看和PPU之间存在适度的相关性。 我们预计色情观看行为与BPS得分之间存在这种关联。 正如其他作品所讨论的(Gola,Lewczuk和Skorko,2016年Kraus,Martino等,2016aBőthe等人。 2020),我们还发现观看色情内容的频率并不一定是PPU的指标。 在美国的两个国家样本中,我们发现在BPS上得分至少为XNUMX或更高的个人(主要是男性)比例很高。1

关于建立用于色情的BPS规范的工作,还需要进行其他研究,该规范可能会根据性别,年龄以及其他社会经济因素而有所不同。 此外,有关色情制品使用的研究仍在继续发展,需要更多工作来确定与PPU相关的风险和保护因素。 此外,在研究非临床和临床样本中的PPU时,招募大量女性样本将允许对可能的性别影响进行更多检查。 特别需要调查报告色情使用量较高(即每天,每天几次)的女性中的PPU。 在我们的样本中,这个群体的代表并不平等,而且使用色情内容的女性通常报告的水平低于男性。 通常,应注意特定于女性的结果,因为我们的结果可能受样本量较小的影响,因此建议进一步研究检查PPU女性中与性别相关的差异。 正如最近的一项研究(Bőthe等人。 2020),我们还建议使用BPS进行性别不变性测试,以进一步调查其对女性或其他不同群体的心理测量特性。

我们当前研究的主要优势是,我们包括了一份针对CSBD的寻求治疗的男性样本,以确定简短的PPU筛查的敏感性和特异性。 具体而言,在研究5中,我们独立研究了参加CSBD随机临床试验的105名男性中的PPU。 在将CSBD患者与未受影响的对照参与者进行比较之后,我们确定BPS的初始临床临界评分为6。 正如我们目前所解释的那样,BPS的四分或更高分数应由医疗保健专业人员对PPU进行进一步评估。 但是,波兰寻求治疗的男性(自认为异性恋)和对PPU治疗感兴趣的退伍军人的得分均远高于XNUMX。有可能临床临界值最低为XNUMX,而得分为XNUMX或更高。 ,可能反映了对临床服务的需求。 有必要对临床和非临床样品进行进一步完善,以确定BPS的最佳分界值。 建议的截止分数目前应谨慎解释。

尽管有希望,但这项研究有多个局限性。 首先,尽管五个样本中有四个样本包括女性,但仍需要对女性和不同人群中的PPU进行更多研究,以解决与性别和多样性相关的问题。 初步数据表明,女性寻求PPU的可能性比男性低XNUMX倍(Lewczuk,Szmyd,Skorko和Gola,2017年)。 另一个限制是,我们只招募了一个波兰异性恋男性样本来确定BPS的临床临界值,还需要进一步的工作来确定女性以及其他国家和不同性别个体的临床人群的门槛方向。 目前,我们没有证据表明男女或其他特定人群的门槛分数应该不同。 我们怀疑,在大量不同的男女样本,性和性别少数群体以及其他群体(包括临床和非临床样本)中进一步研究PPU,将有助于确定最佳的临界分值,以识别可能患有PPU的个体。

此外,我们承认,还需要进行其他研究,以验证非西方国家以及具有种族多样性和性少数群体的样本中的BPS和其他PPU措施。 西方国家过多的研究限制了我们对不同文化和种族之间对PPU的理解。 BPS的建议分值可能会因性别或文化因素而有所不同,并且需要进行其他工作才能确定临床和非临床人群的适当阈值。 在此基础上,将来需要评估BPS的效用和测量不变性的多元文化和多样本研究。 另一个局限性是,由于要招募来自不同背景的大批男性和女性都存在成本和困难,因此我们依靠基于网络的设计,因此没有对五项研究中的四项进行临床访谈。 当临床医生面对面使用量表时,评分和反应可能会有所不同。 此外,在未来的研究中,有更大,更多样化的样本通过访谈得到临床证实,项目响应理论(IRT)可以用来更好地确定个人在PPU连续体中的位置,而色情制品则更广泛地使用BPS和提供进一步的清晰度和细化潜在的截止分数。 此外,由于研究5仅包含自认为异性恋的新兵,因此我们建议在确定PPU的可能得分时,对BPS进行进一步研究,以包括男同性恋和双性恋者以及其他性少数群体。

BPS作为临床工具的效用应与它作为了解人群研究中PPU的工具的效用分开考虑。 更重要的是,未来的工作应特别检查和描述临床和非临床样本中BPS评分的最佳用法和解释。 正如其他地方所讨论的(克劳斯与斯威尼(2019)),调查寻求治疗的个体中的PPU并了解潜在的寻求治疗行为的动机非常重要。 护理PPU的动机和障碍都尚未得到全面检查,因此需要更多注意。 目前,我们建议不应将BPS的阳性检查结果解释为对潜在的精神健康障碍的诊断。 由于BPS并未询问CSBD诊断标准中详细说明的对生命主要领域功能的干扰,因此应在临床上针对在BPS上筛查阳性的个体进行此类评估。 需要使用基于Web的设计和亲自设计来对不同人群中的BPS进行测试和验证。 在评估PPU并考虑治疗建议时,应考虑其他因素,例如道德上的不一致和精神病(使用药物,双相情感障碍)和医疗(痴呆,帕金森病)状况(品牌,Antons,Wegmann和Potenza,2019年Grubbs&Perry,2019年格鲁布斯,佩里,威尔特和里德,2019cGrubbs,Wilt,Exline,Pargament和Kraus,2018b克劳斯与斯威尼(2019))。 研究人员(Štulhofer,Bergeron和Jurin,2016年aŠtulhofer,Jurin和Briken,2016年b)还指出,除了性欲过高之外,诸如性欲高等因素仍然很难取笑,这引起了人们对PPU如何概念化的担忧。 随着研究人员和临床医生开发出可准确评估PPU的工具,需要进一步研究以检查不同群体之间的强烈性欲和/或行为。 存在评估CSBD标准中所述的道德不一致的类似考虑。

最值得注意的是,需要进行进一步的研究以评估使用BPS进行的临床和非临床样品之间的重测以及敏感性和特异性。 鉴于BPS的简短性(需要1-2分钟才能完成),应进行更多的研究以在医学和健康环境中试行使用,以识别可从治疗中受益的PPU个体。 总之,我们对BPS的初步检查表明,它在心理上是合理的,简短的,并且易于在临床和非临床环境中使用,并且在跨国际管辖区的人群中具有很高的使用潜力。

资金来源

作者披露了以下对本文的研究,著作权和出版物给予的财务支持。 研究1由退伍军人事务研究与发展办公室,临床科学研究与开发办公室(ZDA1,PI Rani A. Hoff)和VISN 1新英格兰MIRECC(PI Shane W. Kraus)资助。 研究2和3由鲍林格林州立大学(PI Joshua Grubbs)提供的机构资金支持。 波兰国家科学中心(4/5 / B / HS2014 / 15; PI M. Gola)支持研究6和03792。

Steven D. Shirk,Steve Martino和Rani A. Hoff是退伍军人事务部的全职员工。 Potenza博士得到了康涅狄格州心理健康和成瘾服务部,康涅狄格州心理健康中心以及康涅狄格州问题赌博委员会的支持。 博士 Kraus,Potenza和Shirk已获得国家负责任游戏中心的支持。 资助机构未对稿件内容提供任何投入或评论,稿件内容仅反映作者的贡献和思想,不一定反映出资助机构的观点。

作者的贡献

SWK概念化并编写了初稿。 SWK,RAH,MNP和SM有助于研究1的数据收集和数据分析。JBG有助于研究2和3的数据收集和分析。MG,EK和ML有助于研究4的数据收集和分析。 5. SDS对研究1提供了统计监督,并为其他研究提供了指导。 所有作者在投稿前均提供了输入,阅读和审阅的手稿。 SWK和其他作者批准了稿件的最终草案。

利益冲突

作者声明在本文的研究,作者身份和发表方面没有潜在的利益冲突。

简短的色情画面(BPS)日期:
ID#:
使用方法:在过去的6个月中,您在使用色情内容方面发生过上述任何情况吗?从来没有偶尔常常
  • 您发现自己使用色情内容的次数超出了您的期望。
012
  • 您试图“减少”或停止使用色情内容,但未成功。
012
  • 您发现很难抵制使用色情制品的强烈要求。
012
  • 您会发现自己使用色情内容来应对强烈的情绪(例如,悲伤,愤怒,孤独等)。
012
  • 即使您对此感到内gui,仍然继续使用色情。
012

进球。 4≥的分数被认为是可能使用色情影片的阳性筛查。 鼓励对可能的色情使用问题进行附加检查。

1在过去的色情内容用户中,有25%(女性20.6%,男性28.6%)的BPS得分为13.8分或更高(总体为7.6%;女性为20.2%;男性为XNUMX%)。

2在过去的一年中,使用色情内容的用户中有30.1%(女性占11.6%;男性32.8%)得分为11.6分或更高(总体占1.9%;女性占10.1%;男性占XNUMX%)。

补充数据

可以在https://doi.org/10.1515/jba.2020.00038上在线找到本文的补充数据。

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