經常使用色情和/或有問題的色情與性功能問題有關嗎？ 包括男性和女性在內的大型社區調查的結果（2020）

4.1。 參加者及程序

這項研究是在赫爾辛基宣言之後進行的，並得到了研究團隊大學的機構倫理審查委員會的批准。 數據收集於2017年XNUMX月通過在線調查在一個受歡迎的匈牙利新聞門戶上進行。 該研究是一個較大項目的一部分。 在先前發表的研究中使用了來自該數據集的不同子樣本。 可以在OSF上找到所有以前發表的研究和包括的變量（https://osf.io/dzxrw/?view_only=7139da46cef44c4a9177f711a249a7a4)。 基於先前對大規模研究的建議（基思（Keith），2015年, 克萊恩，2015），我們的目標是至少招募1000名參與者，以確保擁有適當的權力。 但是，我們沒有為參加人數設置上限。 在收集數據之前已獲得知情同意。 完成調查大約需要30分鐘，並對相關數據進行了分析。 邀請18歲以上的個人參加。 在回答與色情有關的問題之前，向參與者提供了色情的定義: “色情被定義為（1）創造或引起性感覺或思想的材料（例如文本，圖片，視頻），並且（2）包含涉及生殖器的性行為的明確暴露或描述，例如陰道或肛門性交，口交或手淫。“（Bőthe等人，2018).

根據過去一年曾使用色情內容且以前有過性關係的人，對來自14,581名參與者的數據進行了考慮（女性= 4,352，29.8％）。 參加者年齡在18至76歲之間（M_年齡 = 33.58年， SD_年齡 = 10.95）。 在性取向方面，異性戀者有12,063人（佔82.7％），同性戀在某種程度上有異性戀（1,470％），雙性戀者有10.1％（268％），雙性戀有異性戀的有同性戀者（2.5％），有同性戀（60％），有同性戀（0.6％）。 414％），2.8個無性戀者（15％），0.1個不確定性取向者（73％）和0.5個表示“其他”選擇（40％）。 在居住地方面，首都有0.3人（7,882％），縣鎮有54.1人（2,267％），城鎮有15.5人（3,082％），鄉村有21.1人（1,350％）。 在教育水平方面，小學及以下學歷的有9.3人（佔364％），職業學歷的有2.5人（佔597％），高中學歷的有4.1人（佔4,649％），高學歷的有31.9人（即學士，碩士或博士）（8,971％）。 就婚姻狀況而言，單身婚姻61.5人（3,802％），有婚姻關係的26.1人（6,316％），訂婚的43.3人（590％），已婚的4.0人（3,651％），離婚的25.0人（409％），喪偶的2.8 / id夫（71％），而0.5人選擇了“其他”選項（222％）。 個人平均每週觀看一次在線色情內容。

問題

色情消費量表 （PPCS;貝瑟（Tóth-Király等人，2018）。 PPCS是根據六成分成癮模型（格里菲斯，2005）。 該量表包括六個因素（顯著性，耐受性，情緒調節，衝突，退縮和復發），每個因素涉及過去六個月使用色情製品的三個項目。 受訪者以七分制來表示答案（1 =“從不”； 7 =“一直”）。 與以前的研究一樣，量表的內部一致性很高（α= .94）Bőthe等人，2017, Bőthe等人，2019, Bőthe等人，2019, Tóth-Király等人，2019).

5.1。 統計分析

使用SPSS 21和Mplus 7.3進行統計分析。 為了評估變量的內部一致性，計算了Cronbach的alpha（Nunnally，1978）。 CR是根據Raykov公式（Raykov，1997），因為它可以更好地表示結構，因為它考慮了具有各自測量誤差的因子加載（可接受的> .60，>。70的好（Bagozzi and Yi，1988年, Dunn等人，2014, 麥克尼什，).

在進行結構方程模型（SEM）之前，根據詳細指南，檢查了數據是否存在多變量分析的假設（Field，2009）。 具體而言，根據預先建立的準則，未實現單變量正態性（即，檢查偏度和峰度值）（Muthén和Kaplan，1985年）。 Mardia對多元正態性的雙向檢驗非常顯著（所有p <.001），支持了對多元正態性的違反（王和王，2012）。 不過，Durbin-Watson檢驗表明殘差的獨立性（1.16）（Field，2009），並通過檢查殘差的散點圖，直方圖和PP圖來驗證線性和均方差。 總而言之，除正常性外，其他所有假設均得到滿足。

進行了SEM來研究PPU，FPU和性功能問題之間的關聯。 為了測試PPU和FPU是否與男性和女性之間的性功能問題有相似的關聯，我們首先在整個樣本中檢查了該模型（模型1）。 接下來，我們使用多組SEM（模型2）檢查了該模型是否因性別而異。 為了確保男性和女性的路徑係數沒有顯著差異，在兩組中將FPU與性功能問題之間的路徑和PPU與性功能問題之間的路徑限制為相等（模型3）。 在最後一步中，我們在模型中包括了理論上相關的控制變量：年齡，性取向（假人編碼），關係狀態（假人編碼）和手淫的頻率。 為了簡化分析，我們基於性取向創建了兩個組：異性戀組（n = 13,533）和性少數組（n = 1,048），以及兩個基於關係狀態的組：單身組（n = 3,802）和in-a-關係組（n = 10,557）。 將項目視為分類指標，並使用均值和方差調整後的加權最小二乘估計器（WLSMV），因為未滿足正態性假設（Finney和DiStefano，2006年）。 公認的擬合優度指標（帕普（Pappu），2016年）用於評估檢查模型的可接受性。 即，比較擬合指數（CFI；可接受的≥.90；優異的≥.95），塔克-劉易斯指數（TLI；可接受的≥.90；優異的≥.95）和近似均方根誤差（RMSEA;≤.08表示可接受;≤..06表示優良），其置信區間為90％（布朗和庫德克（1993）, Hu和Bentler，1999, Schermelleh-Engel等，2003, 布朗，2015, 本特勒, 克萊恩，2011）。 CFI和TLI的顯著降低（ΔCFI≤.010;ΔTLI≤.010）和RMSEA的顯著增加（ΔRMSEA≤.015）表明，當比較四個檢查的模型時，模型的擬合度比以前的模型差得多（陳，2007, 張和倫斯沃爾德，2002）。 為了減少檢驗假設時發生I型錯誤的風險，應用了Bonferroni校正（α= .05; m = 2）²。 因此，路徑分析中的關聯被認為在 p <.025。

8.1。 色情在男性和女性性功能問題中使用的數量和嚴重程度的差異化作用

儘管FPU與性功能問題之間存在微弱的負面聯繫，而PPU卻具有正性和中度聯繫，這表明FPU在某些情況下可能與較少的性功能問題相關（Landripet和Štulhofer，2015年）。 不過，與女性相比，男性報告使用色情內容的頻率明顯更高，並且報告的PPU水平更高。 但是，女性報告的性功能障礙水平明顯高於男性。

與FPU和PPU的區別關係可能與幾種潛在的生物心理社會因素有關。 從推測上講，FPU可能源於強烈的性慾，並且與較低水平的性功能問題有關，這也許是由於色情材料的多樣性，可能導致對不同的離線性刺激做出更輕鬆，更快速的反應（Prause和Pfaus，2015年）。 PFU可能會促進性思想，反過來可能會導致性反應更快，因此不會導致此處評估的性功能問題（沃森和史密斯，2012年）。 關於FPU與性功能問題之間負相關的另一種可能解釋可能反映了觀看色情材料產生的熟悉感（沃森和史密斯，2012年, 格里菲斯，2000, Kohut等人，2017年），使用FPU的人在進行離線的性行為時可能會感到更加性舒適，因為他們對色情活動有一定的色情相關的了解（Kohut等人，2017年）。 根據對男性和女性的定性分析，最常報告的色情使用效果是“沒有負面影響”，其次是將色情用作信息來源，進行性實驗和性舒適。 因此，較高的性舒適度和自我接受水平以及較低的與性行為有關的焦慮，羞恥和內gui感都可能與FPU有關。 據報導，使用色情內容的積極作用還增加了喚醒和性高潮反應，對性的興趣以及對不同性行為的更多接受以及更多的性實驗。Kohut等人，2017年）。 另一種解釋是，性功能差的人從事FPU的可能性較小，個人可能不完全了解與色情使用相關的性問題，並且評估工具可能未發現某些性問題。 儘管如此，FPU在本研究中僅解釋了與性功能問題相關的很小一部分差異，表明其他因素可能在性功能的發展和維持中起著更重要的作用（McCabe等人，2016).

根據對尋求治療的男性進行的為期十週的日記研究的結果，PPU可能與手淫和色情“狂歡”增加（即每天多次或多次使用色情）有關（Wordecha等，2018）。 因此，過度觀看色情內容的男性在嘗試與伴侶進行性活動時更可能處於不應治療的時期，可能導致性功能障礙（Ley等，2014）。 對於某些人來說，與伴侶的性交可能不像在線色情材料那樣刺激（例如，它可能不像在線色情材料那樣新穎）。 此外，臨床和病例報告表明，使用色情內容可能會改變喚醒模板（Brand等，2019）。 這些潛在影響應在以後的研究中加以考慮。 存在其他可能的解釋。 例如，在尋求強迫性行為治療的男性中，PPU的嚴重程度與性焦慮呈正相關，與性滿意度呈負相關（Kowalewska等，2019）; 由於這些因素可能會影響性功能障礙，因此有必要進一步研究。

男性和女性在使用強制性色情檢查資料時（很可能是PPU）所報告的性功能障礙水平要低於那些在非強迫性資料中高度困擾的人（Vaillancourt-Morel等，2017），壓力可能會影響性功能問題（McCabe等人，2016）。 壓力減輕和情緒調節是PPU中經常被報導的動機，而涉及情緒調節訓練（例如，正念）的干預措施可能會有效地降低PPU（Wéry和Billieux，2016, Levin等人，2012, Bőthe等，）。 承受高壓力的個人可能會參與PPU，從而導致性功能障礙，進而導致進一步的壓力。

進一步的研究應該檢查這種可能性以及壓力，PPU和性功能問題之間的關係。

總之，FPU和PPU可能是不同的機制。 這種機制可能以復雜的方式直接或間接地涉及性功能問題。 在評估色情製品使用與性功能問題之間的關係時，未來的研究應同時考慮FPU和PPU以及色情製品的其他方面以及性功能問題的特定方面。

8.2。 局限性和未來研究

研究結果應與局限性一起考慮。 自我報告方法存在偏差（例如，報告不足和報告過多）。 因果關係不能從橫斷面研究中得出。 SFS的內部一致性不是最佳的（可能與所評估的4個域的多樣性有關），這可能會影響發現，因為域的數量有限且缺乏特異性。 例如，在SFS中沒有具體說明情境的特定性（例如，伴侶性行為與單獨性行為），患有性慾亢進的人報告了伴侶性行為期間的性功能問題，但在使用色情內容時並未報告（Voon等人，).

沒有評估道德上的不一致和宗教信仰，這可能會限制普遍性。 道德上的不一致和宗教信仰可能與PPU（Lewczuk等，2020, Grubbs等，2019, 格魯布斯和佩里，2019年, Grubbs等人，），與道德和宗教信仰水平較低的人相比，道德和宗教信仰水平較高的人可能顯示出FPU和PPU之間的聯繫更緊密（Grubbs等，2020）。 因此，未來的研究應包括評估與色情內容有關的道德不一致（例如，經常針對女性的攻擊性行為（Bridges等，2010），尤其是黑人女性（Fritz等人，2020年），強姦，亂倫和其他色情類型（Rothman等，2015）以及人們可能會遇到與道德相關的衝突的其他領域。 本研究檢查了一般的社區樣本。 鑑於在尋求治療和臨床人群中，FPU和PPU之間可能存在更強的關聯性（Bőthe等人，2018, Bőthe等人，2020, Grubbs等，2019, Grubbs等，2015, Gola等人，2016, Gola等人，2017, Brand等，2011, Twohig等，2009, Lewczuk等，2017, Voon等人，），有關FPU，PPU和性功能問題之間關係的本研究結果可能不會推廣到尋求治療或臨床人群。

需要進行長期的縱向研究，以進一步研究這種關係的性質以及兩性之間的關係如何隨時間變化（格拉布斯和戈拉，2019）和女性。 可能出現過性功能問題的人可能與以前觀看過色情內容有關（去年之前），這可能會削弱FPU與性功能問題之間的關係。 同樣，有性功能障礙的人可能會害怕表現不佳。 因此，他們可能選擇在線觀看色情內容，而不是與伴侶進行離線色情行為（Miner等，2016）。 此外，儘管數量和FPU通常是相關的，但它們並不等同，並且可能與色情使用的臨床相關方面（例如，當放棄時；（Fernandez等人，2017）。 定性分析個人PPU開發和維護的敘述（Wordecha等，2018）和性功能障礙，可能有助於找出可能的調解人和主持人變量，例如道德上的不一致（Brand等，2019, 格魯布斯和佩里，2019年），色情內容的可訪問性（Rissel等，2017）和其他因素（Vaillancourt-Morel等，2019).