J Behav Addict。 2019可能23：1-11。 doi：10.1556 / 2006.8.2019.22。
安東尼斯1, 穆勒SM1, 韋格曼1, Trotzke P.1, 舒爾特MM1, 品牌M1,2.
背景和目的：
不受管制的互聯網色情（IP）使用被認為是一種臨床上重大的疾病。 由於其主要的回報性質，IP是成癮行為的預定目標。 但是，並非每個用戶都會開發出不受管制的使用模式。 事實上，大多數用戶傾向於休閒地使用IP。 衝動相關的構建體已被確定為成癮行為的促進者。 尚不清楚這些與衝動相關的構造是否特定於不受監管的IP使用，或者在娛樂性但頻繁的行為中發揮作用。 在這項研究中，我們研究了衝動傾向（特質衝動，延遲折扣和認知風格），對知識產權的渴望，對知識產權的態度，以及具有娛樂偶爾，娛樂頻繁和不受監管的IP使用的個人的應對方式。
方法：
共有1,498異性戀男性參加了在線調查。 休閒偶爾使用的個人群體（n = 333），休閒娛樂活動頻繁使用（n = 394），並且不受管制地使用（n = 225）的IP是通過篩選工具識別的。
結果：
關於知識產權以及延遲折扣和認知和應對方式的渴望和態度因群體而異。 使用不受管制的個體在渴望，注意衝動，延遲折扣和功能失調的應對方面得分最高，功能性應對和認知需求得分最低。 娛樂頻繁用戶對知識產權持積極態度。 不同組之間的運動和非計劃衝動性沒有差異。
討論和結論：
結果表明，衝動性的一些方面以及諸如渴望和更消極態度等相關因素對於不受監管的IP用戶是特定的。 結果也與特定互聯網使用障礙和成癮行為的模型一致。
關鍵字：網絡色情使用障礙； 行為成癮； 強迫性行為； 衝動行為
結論：31120316
背景
卡夫卡（2010）提出了理論術語“性慾亢進”（HD）作為第五版的一個類別 精神疾病診斷與統計手冊 （DSM-5; 美國精神病學協會[APA]，2013）。 此外，已經提出將性慾異常的行為列為ICD-11中的強迫性行為障礙（Grant等，2014年）。 建議的類別的特徵是反復出現未能控制強烈的，重複的性衝動，或者導致重複性行為的衝動，導致重要的功能區域出現臨床上顯著的痛苦或損傷，例如，重複的關係中斷（克勞斯等人，2018）。 此外，診斷包括重複性行為的繼續，儘管有不良後果或很少或根本沒有得到滿足。 診斷中的排除是與道德判斷相關的心理困擾或對性衝動，衝動或行為的不贊同（克勞斯等人，2018）。 原則上，擬議的HD標準（Kafka，2010）類似於強制性行為的擬議標準。 然而，HD的擬議標準沒有明確排除由於與性活動的道德判斷相關的痛苦而導致的診斷。 此外，儘管很少或根本沒有將性滿足作為一種標準，但它們並未包括性行為的延續。 本研究調查了性慾行為的可能特徵，如抑鬱症狀，有問題的網絡症狀和強迫性行為。 為了研究這些特徵，在包括女性和男性在內的大型德語人群中進行了在線調查。
大多數關於性慾行為普遍存在的數據僅限於男性，而關於女性和非異性戀男性的調查結果仍然很少（有關評論，請參閱 蒙哥馬利 - 格雷厄姆，2017）。 似乎男性的性慾行為比女性更常見（斯克格（Skegg），娜達（Nada-Raja），迪克森（Dickson）和保羅（Paul），2010年; Walton，Cantor，Bhullar和Lykins，2017年）。 婦女代表性調查顯示的最新數據（n = 1,174）和男人（n = 1,151）發現，由於控制性衝動，感覺和行為方面的困難，美國有7％的女性和10.3％的男性表現出臨床上相關的困擾和/或損傷水平（狄更森，格里森，科爾曼和礦工，2018年).
Cybersex是各種在線性活動的總稱，例如在線色情內容（Wéry＆Billieux，2017年）。 “三A引擎”解釋了網絡化的興起 - 由“訪問 - 負擔能力 - 匿名”組成，這些都是互聯網的特徵，隨著時間的推移變得越來越明顯（Cooper，1998）。 事實上，有代表性的調查表明，大多數男性（64％-70％）和四分之一到三分之一的女性（23％-33％）在過去一年中觀看了色情內容（Grubbs，Kraus和Perry，2018年; Rissel等人，2016年）。 色情消費因性別和年齡而異，男性消費超過女性（Janghorbani＆Lam，2003年; Træen，Nilsen和Stigum，2006年).
性慾紊亂的性行為和症狀通常是相關的。 之前的一項研究（Weiss，2004估計男性性成癮者樣本中抑鬱症的患病率（N = 220）的比例為28％，而一般男性人群的預估最高值為12％。 綜上所述，結果表明，性慾亢進合併症抑鬱症的發病率範圍在28％–69％之間（卡夫卡和亨嫩，2002年; Raymond，Coleman和Miner，2003年; Weiss，2004).
性慾過度的行為通常是通過過度的色情消費與手淫相結合來實現的，並且可能起到功能失調的應對策略的作用，例如，以避免負面影響或緊張（里德（Reid），木匠，史派克曼（Spackman）和威利斯（Willes），2008年）。 到目前為止，似乎沒有明確的關係，即性慾行為和性強迫。 然而，據推測，增加色情內容的消費伴隨著支持性進攻性態度與實際進攻性行為之間的顯著關聯，特別是在消費性暴力色情時（Hald，Malamuth和Yuen，2010年）。 在線，但特別是在現實生活中的接觸中，性脅迫仍然是我們社會的一個主要關注點：9.4％的美國女性被強奸了親密的關係，而16.9％的女性和8.0％的男性經歷過性強迫強姦以外（Black等人，2011年).
本研究調查了大型德語人群中女性和男性HD症狀嚴重程度相關的人際關係和人際關係困難。 調查內心困難包括抑鬱症的症狀; 調查人際關係困難是性脅迫和性脅迫行為的幻想。 根據以往的研究（卡夫卡和亨嫩，2002年; 雷蒙德（Raymond）等人，2003年; Weiss，2004）在性慾亢進的行為中表現出高抑鬱症的抑鬱率，假設HD症狀嚴重程度與較高水平的抑鬱症狀相關。 基於初步調查結果表明，性慾行為和性強迫態度可能相互關聯（Hald等人，2010年），我們想探討性幻想的幻想和實際行為是否與性慾行為有關。 此外，假設性行為增加可預測HD症狀嚴重程度。 由於互聯網的新興可能性（Cooper，1998），我們還假設HD症狀嚴重程度的水平與有問題的網絡和色情消費的症狀有關
方法
最初的樣本包括 N = 2,069個人（n = 896名女性， n = 28沒有信息； 見圖 1).
圖1。 招募參加者
最終的樣本包括 N = 1,194個人[n = 564名女性，年齡： M = 33.83年，標準差（SD）= 15.25; n = 630名男性，年齡： M = 50.52年， SD = 19.34]。 必須從分析中排除一些參與者的數據： n = 687未完成問卷調查，並且 n = 188歲以下或未提及年齡。 參與者的平均年齡為18（SD = 10.78）年。 百分之三十二的人表示至少達到大學入學水平。 大多數人認為自己是異性戀（83％），較少報導有雙性戀傾向（13％），只有4％認為自己是同性戀。 大多數參與者未婚（75％）； 但是，大約70％的人有戀愛關係。 最後，60％的參與者沒有孩子（表 1).
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表1. 描述性統計
| 社會人口學變量 | N | % |
|---|---|---|
| 教育（沒有學校畢業/中學/中學/大學入學資格/學習） | 15/107/385/383/304 | 1/9/32/32/26 |
| 性取向（異性戀/雙性戀/同性戀） | 987/162/45 | 83/13/4 |
| 家庭狀況（單身/已婚/離婚或分居/喪偶） | 756 / 300 / 128 / 10 | 63 / 25 / 11 / 1 |
| 合作夥伴關係（沒有合作夥伴/合作夥伴不到一年/與合作夥伴一年以上） | 364/115/715 | 30/10/60 |
| 子女數（0 / 1 / 2 / 3/≥4） | 719/185/198/66/26 | 60/15/17/6/2 |
我們在講德語的人群中進行了一項在線研究。 數據是使用SoSci-Survey收集的，這是一個免費訪問的在線調查平台。 該網站的鏈接發佈在自助平台上，用於處置性行為和社交媒體網站，並發送給德國希爾德斯海姆大學的個人聯繫人和郵件列表。 此外，在線報紙發表了有關該研究的文章，並在其文章中包含了與其相關的鏈接。 一些包含該鏈接的網站明確指出正在尋求“性上癮者”。 參與者給出了知情同意書，並可在最後留下他們的聯繫信息以供進一步研究。
在這項研究中，德國版的HBI-19（里德，加洛斯，木匠和科爾曼，2011年）用於評估HD症狀嚴重程度的水平。 其19項目基於DSM-5中為HD分類提出的標準（Kafka，2010）。 對項目的響應記錄在5點的Likert量表上，範圍從1（決不）到5（常常）。 在兩個臨床和兩個對照樣本的基礎上提出了≥53的初步截止點（Reid等，2011），但後來在更大的樣本的基礎上被拒絕（Bőthe等人，2018年).
為了評估抑鬱症狀，我們使用了德語版的PHQ-9（Kroenke＆Spitzer，2002年; 羅威，克倫克，赫爾佐格和格拉菲，2004年）。 其九個項目基於DSM-5標準（APA，2013）對於重度抑鬱症。 詢問患者在過去的2週內是否經歷過列出的症狀。 在這項研究中，我們從尺寸上分析了PHQ-9。 響應採用4點Likert量表，範圍為0（一點也不）到3（幾乎每一天），給出項目分數範圍為0-27。 項目分數可以解釋為嚴重程度的度量（Kroenke＆Spitzer，2002年).
使用修改版的s-IATsex評估有問題的網絡症狀的症狀（布蘭德（Brand）等人，2011年）。 響應記錄在5點的李克特量表範圍內 決不 至 常常.
這份自行設計的調查問卷檢查了參與者的性行為，其中包括有關年齡，性取向，性行為的總體性行為（TSO），通過手淫和與伴侶共同經歷，色情消費，關係狀況以及過去的性伴侶數量等項目。年。 進一步的問題是，參與者“是否幻想過強迫某人進行性行為？”或“曾經強迫某人進行性行為？”
所有數據分析均在用於Windows的SPSS版本24（IBM®Corporation，Armonk，NY，USA）上進行。 統計分析使用獨立進行 t-tests或Fisher精確測試二分類變量和大於2×2的表。
採用分層多元線性回歸分析來測試抑鬱症症狀（用PHQ-9測量）和性慾亢進（HBI-19）與性別作為調節變量之間的關聯。 PHQ-9作為度量變量，以均值為中心。 通過將抑鬱症狀和性別的平均中心變量相乘來創建交互項。 確定係數的變化（ΔR2）用於評估抑鬱症和性慾亢進之間關聯的重要性。 交互效果用簡單的斜率表示。 對於具有值1的受試者，估計變量的低值 SD 在組的平均值之下，估計值為1的受試者的高值 SD 超出集團的意思。
研究程序是根據赫爾辛基宣言進行的。 漢諾威醫學院的機構審查委員會批准了這項研究。 所有參與者都被告知該研究，並且所有參與者都提供了簽署的知
男性HBI-19評分的比較（M = 50.52， SD = 19.34）和女性（M = 33.82， SD = 15.25）表明男性得分明顯更高， t（1,174）= 16.65， p <.001， d = 0.95。 對於HBI-53，建議的最低分數總分為19（Reid等，2011）但最終被質疑（Bőthe等人，2018年）。 如果應用舊的截止分數，將會有相當多的女性和男性顯示HD症狀嚴重程度增加。 總計 N = 360個人（n = 74或女性的13.1％； n = 286，佔男性的45.4％）的HBI-19總和得分至少為53； 剩餘的 n = 834個人（n = 490名女性； n = 344名男性）的HBI-19總得分Σ<53（表 2).
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表2. 性別比較
| 變量 | 女士 | 男士 | |||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|
| N | M (SD) | N | M (SD) | 測試統計 | p 值 | 規模效應 （d) | |
| HBI-19 | 564 | 33.82（15.25） | 630 | 50.52（19.34） | t（1,174）= 16.65 | <.001 | 0.950 |
| PHQ | 564 | 16.76（5.19） | 630 | 15.42（5.13） | t（1,192）= - 4.491 | <.001 | 0.270 |
| S-IATsex | 564 | 15.44（6.73） | 629 | 26.91（11.78） | t（1,018）= 20.9 | <.001 | 1.121 |
| 消費色情 | 549 | 1.05（3.06） | 617 | 6.64（11.98） | t（705）= 11.194 | <.001 | 0.657 |
| TSO經驗豐富的合作夥伴 | 558 | 1.55（2.85） | 622 | 2.64（5.51） | t（953）= 4.322 | <.001 | 0.252 |
| TSO手淫 | 555 | 3.01（5.69） | 626 | 7.87（9.63） | t（1,034）= 10.688 | <.001 | 0.623 |
| 過去一年中性伴侶的數量 | 562 | 2.77（10.42） | 626 | 6.01（19.09） | t（987）= 3.683 | <.001 | 0.208 |
| 是 | 是 | ||||||
| 性脅迫行為 | 564 | 24 | 630 | 117 | χ2（1）= 58.563 | <.001 | |
| 性脅迫的幻想 | 564 | 119 | 630 | 373 | χ2（1）= 178.374 | <.001 | |
備註. SD：標準差; HBI-19：測量性慾異常行為的性慾行為量表; PHQ-9：患者健康問卷 - 9評分抑鬱症狀的評分; s-IATsex：短期網絡成癮測試得分性別測量有問題的網絡; TSO-coitus：與伴侶一起經歷的性出口總數; TSO-手淫：通過手淫經歷的性出口總數。
在這項研究中，兩組均顯示男性抑鬱症狀的發生率升高，PHQ-9（女性， M = 15.41， SD = 5.12; 男人們 M = 16.76， SD = 5.19）表示，這兩種性別均顯示出中度至重度的抑鬱症症狀， t（1,192）= - 4.491， p <.001， d = 0.27。 49％的女性和XNUMX％的男性報告了至少中度至重度的抑鬱症狀。
平均而言，男性報告消費6.64小時（SD 過去一周的色情消費量= 11.98）（1.05小時（SD = 3.06）在女性中， t（705）= 11.194， p <.001， d = 0.657。 此外，據報導，男性在伴侶身上的總體總分更高（M = 2.64， SD = 5.51），而女性（M = 1.55， SD = 2.85）， t（953）= 4.322， p <.001， d = 0.252，以及男性通過手淫獲得的更高的TSO（M = 7.87， SD = 9.63），而女性（M = 3.01， SD = 5.69）， t（1,033）= 10.688， p <.001， d = 0.623。 此外，在過去的一年中，男性報告了更多的性伴侶（M = 2.77， SD = 10.42），而女性（M = 2.77， SD = 10.42）， t（978）= 3.683， p <.001， d = 0.208。 有問題的網絡性行為也發現了同樣的情況，男性的得分也明顯高於女性， t（1,018）= 20.9， p <.001， d = 1.121。
在兩種性別中，都有相當多的人報告了性強迫行為的幻想。 關於30％的女性（n = 119），而60％的男性報告稱自己幻想強迫某人進行性行為，χ2（1）= 178.374， p <.001。 此外，男性發生性強迫行為的頻率明顯更高，χ2（1）= 58.563， p <.001。 大約有20％的男性（n = 117）和4％的女性（n = 24）報告強迫他人進行性行為。
變量之間的相關性顯示在表中 3。 計算抑鬱症症狀（PHQ-9作為預測因子），性別（調節者）和HD症狀嚴重程度（HBI-19）的適度回歸分析。 在第一步中，PHQ-9總和得分解釋了HBI-8.4總和得分方差的19％， F（1，1192）= 110.2， p <.001。 第二步，性別導致方差解釋Δ顯著增加R2 = .222，ΔF（1，1191）= 381.52， p <.001。 PHQ-9總分與性別增加方差解釋的交互作用ΔR2 = .009，ΔF（1，1190）= 15.11， p <.001。 總體而言，回歸模型具有顯著意義，並說明了HBI-31.5總得分的19％方差， R2 = .315， F（3，1190）= 182.751， p <.001。
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表3. 相關性和Cramer's V
| PHQ-9 | S-IATsex | 性脅迫行為的幻想 | 實際的性強迫行為 | TSO手淫 | TSO與合作夥伴 | 色情消費 | 合作夥伴數量（去年） | |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| PHQ-9 | - | |||||||
| S-IATsex | .171 ** | - | ||||||
| 性脅迫行為的幻想 | .123 | .451 ** | - | |||||
| 實際的性強迫行為 | .116 | .377 ** | .326 ** | - | ||||
| TSO手淫 | .064 | .429 ** | .368 ** | .328 ** | - | |||
| TSO與合作夥伴 | -.150 | .180 ** | .183 | .226 * | .356 ** | - | ||
| 色情消費 | .030 | .454 ** | .452 ** | .336 ** | .330 ** | .158 ** | - | |
| 合作夥伴數量（去年） | .004 | .174 ** | .245 * | .244 ** | .208 ** | .481 ** | .254 ** | - |
注意事項。 Bivariate Pearson的度量變量的相關性。 克萊姆 V 如果包括名義變量，則使用。 PHQ-9：患者健康問卷 - 9評分抑鬱症狀的評分; s-IATsex：短期網絡成癮測試得分性別測量有問題的網絡; TSO-手淫：通過手淫經歷的性出口總數。
*p <05（漸近意義；兩尾）。 **p <.01（漸近意義；兩尾）。
計算了針對性脅迫（作為預測因子），性別（調節者）和HD症狀嚴重程度（HBI-19）水平的幻想的第二次中度回歸分析。 在第一步中，性強迫的幻想解釋了HBI-11.3總和得分方差的19％， F（1，1192）= 151.96， p <.001。 第二步，性別導致方差解釋Δ顯著增加R2 = .111，ΔF（1，1191）= 161.1， p <.001。 PHQ-9總分和性別之間的相互作用並未導致顯著的方差解釋ΔR2 <.001，ΔF（1，1190）= 0.04， p = .834。 總體而言，回歸模型具有顯著意義，可以解釋HBI-21.9總得分的19％方差， R2 = .219， F（3，1190）= 111.09， p <.001。
計算性脅迫行為（作為預測因子），性別（主持人）和HD症狀嚴重程度（HBI-19）的第三次中度回歸分析。 在第一步中，性脅迫行為解釋了HBI-6.8總和得分方差的19％， F（1，1192）= 87.2， p <.001。 第二步，性別導致方差解釋Δ顯著增加R2 = .146，ΔF（1，1191）= 220.38， p <.001。 PHQ-9總分和性別之間的相互作用並未導致顯著的方差解釋ΔR2 = .003，ΔF（1，1190）= 4.69， p = 0.031。 總體而言，回歸模型很重要，可以解釋HBI-21.7總得分的19％方差 R2 = .217， F（3，1190）= 109.78， p <.001。
進一步適度回歸分析使用預測因子有問題的網絡，TSO通過手淫或伴侶經歷，消費色情時間，過去一年的性伴侶數量，性別（主持人）和HD症狀嚴重程度（HBI-19）計算。 所有其他模型的第一步導致HBI-19評分方差的顯著性。 此外，在第二步中，參與者的性別導致所有模型中方差解釋的顯著增加。 總體而言，不同的回歸模型都是顯著的。 在第三步中，相互作用在有問題的網絡中是顯著的，TSO經歷過伴侶或手淫，色情消費時間，但過去一年的合作夥伴數量沒有。 所有緩和回歸分析的其他值可在表中看到 4。 圖中用簡單的斜率分析說明了相互作用效應 2。 相關性分析研究了HD症狀嚴重程度和性行為之間的差異，由參與者的性別分開。 在女性中，伴隨性伴侶的性行為可能與HD症狀嚴重程度有顯著相關性（r = .267， p <.001），色情內容消費的時間（r = .429， p <.001）和TSO手淫（r = .461， p <.001）。 在男性中，HD症狀嚴重程度與伴侶的性活動之間無顯著相關性（r = .075， p <.001），並且與色情內容的消費之間存在顯著但較弱的相關性（r = .305， p <.001）和TSO手淫（r = .239， p <.001）。 我們計算了費舍爾 z 評估相關係數之間差異的顯著性。 HD症狀嚴重程度與合作性活動相關性的比較（z = −3.4， p <.001），色情消費（z = −2.44， p = .007）和TSO手淫（z = −3.1， p = .001）表明女性的相關性明顯高於男性。
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表4. 以HBI-19總分作為因變量的中等回歸分析
| 型號 | β | t | p | |
|---|---|---|---|---|
| 主要影響 | PHQ-9 | 0.35 | 14.6 | <.001 |
| 性別 | - 0.47 | - 19.6 | <.001 | |
| 相互作用 | PHQ-9×性別 | - 0.09 | - 3.89 | <.001 |
| 主要影響 | 性脅迫的幻想 | 0.20 | 7.04 | <.001 |
| 性別 | - 0.35 | - 12.63 | <.001 | |
| 相互作用 | 性脅迫的幻想×性別 | - 0.01 | - 0.21 | .834 |
| 主要影響 | 性脅迫行為 | 0.21 | 6.67 | <.001 |
| 性別 | - 0.38 | - 14.22 | <.001 | |
| 相互作用 | 性脅迫行為×性別 | 0.07 | 2.17 | .031 |
| 主要影響 | S-IATsex | 0.74 | 28.57 | <.001 |
| 性別 | - 0.05 | - 2.02 | .043 | |
| 相互作用 | s-IATsex×性別 | 0.06 | 3.0 | .006 |
| 主要影響 | TSO與合作夥伴的經驗 | 0.19 | 6.0 | <.001 |
| 性別 | - 0.41 | - 16.0 | <.001 | |
| 相互作用 | TSO與合作夥伴的經驗×性別 | 0.13 | 4.08 | <.001 |
| 主要影響 | TSO手淫 | 0.36 | 12.19 | <.001 |
| 性別 | - 0.32 | - 12.16 | <.001 | |
| 相互作用 | TSO手淫×性別 | 0.15 | 5.37 | <.001 |
| 主要影響 | 合作夥伴數量（去年） | 0.24 | 7.8 | <.001 |
| 性別 | - 0.41 | - 15.84 | <.001 | |
| 相互作用 | 合作夥伴數量（過去一年）×性別 | 0.06 | 1.84 | .066 |
| 主要影響 | 色情消費（時間） | 0.61 | 11.36 | <.001 |
| 性別 | - 0.24 | - 7.74 | <.001 | |
| 相互作用 | 色情消費（時間）×性別 | 0.36 | 7.01 | <.001 |
注意事項。 PHQ-9：患者健康問卷 - 9評分抑鬱症狀的評分; s-IATsex：短期網絡成癮測試得分性別測量有問題的網絡; TSO-coitus：與伴侶一起經歷的性出口總數; TSO-手淫：通過手淫經歷的性出口總數。
圖2. 簡單的斜坡。 注意事項。 變量的低值是具有值1的受試者的估計值 SD 低於該組的平均值和高值是對具有值1的受試者的估計 SD 超出集團的意思。 PHQ-9：患者健康問卷 - 9評分抑鬱症狀的評分。 s-IATsex：短期網絡成癮測試得分測量有問題的網絡性別。 TSO-coitus：與伴侶一起經歷的性出口總數; TSO-手淫：通過手淫經歷的性出口總數。 *p <.05。 **p <.01（漸近意義；兩尾）
使用提出的53的初步截止總和得分進行了額外的分析，其中HBI-19可以在補充材料中看到。
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在這項在線研究中，1,194女性和男性樣本完成了關於HD症狀嚴重程度，抑鬱和性強迫的問卷調查。 我們的目的是調查抑鬱症狀，性行為，幻想以及迫使某人按性別進行的性行為的實際行為之間的潛在關聯。 我們能夠接觸到大量的女性和男性，回答關於性幻想和行為的親密問題。 平均而言，男性HD症狀嚴重程度高於女性。 但是，相當多的女性（n = 74）報告的HD症狀嚴重程度升高。 這項研究的主要結果是抑鬱症的症狀，有問題的網絡性生活，與伴侶或通過手淫經歷的TSO，過去一年中性伴侶的數量以及色情內容的消費時間，幻想和性強迫行為與水平有關HD症狀嚴重程度。 此外，參與者的性別對TSO和色情消費時間與HD症狀嚴重程度之間的關係有影響。 抑鬱症高發是社會的主要健康問題之一，自殺率居高不下（APA，2013）。 我們的數據顯示抑鬱症症狀和HD症狀之間存在顯著關聯（r = 29），這使我們懷疑抑鬱症和HD症狀嚴重程度之間存在雙向關聯。 這一發現與薈萃分析相符，該薈萃分析表明存在適度積極的關係（r = 34）與抑鬱症和HD症狀的關聯（舒爾茨，胡克，戴維斯，彭伯西和里德，2014年）。 抑鬱症狀通常伴隨著性興趣的降低（班克羅夫特（Bancroft）等人，2003年）。 但是，如前所述，有些男人（班克羅夫特（Bancroft）等人，2003年）和女性（Opitz，Tsytsarev和Froh，2009年），抑鬱症狀可能與性行為興趣增加有關。 本研究中的緩和分層回歸分析顯示，抑鬱症狀水平升高預示兩性中HD症狀嚴重程度均升高。 一種可能的解釋是，性功能行為被用來處理問題，壓力或不愉快的感受（舒爾茨等人，2014）。 在許多情況下，通過性行為緩解煩躁情緒狀態或壓力是不正常的，因為性活動引起的緩解在時間上受到限制，性活動本身並不能解決問題（舒爾茨等人，2014）。 在我們的樣本中，抑鬱症的高度症狀與男性HD症狀嚴重程度相比略高於女性。 也許，通過性行為來應對男性可能會有所提高，因為歷史上性行為在男性中更為普遍（Fugere，Cousins，Riggs和Haerich，2008年).
正如預期的那樣，適度回歸分析顯示，性變量如有問題的網絡，TSO手淫，過去一年的性伴侶數量以及色情消費時間都是性別中HD症狀嚴重程度水平的重要預測因素。 關於性變量的主要結果是，簡單的斜率表明性別對TSO與伴侶或通過手淫的關聯以及色情消費對HD症狀嚴重程度的影響有不同的影響。 此外，分析顯示男性報告的性活動多於女性。 如果要調查總人口，男性和女性報告的異性伴侶的平均數應該相等，但男性經常報告的異性伴侶多於女性（米切爾等人，2019）。 如果估計以前的性伴侶而不是計算，那麼男人似乎高估了伴侶的數量（米切爾等人，2019）。 因此，在我們的樣本中，男性報告的性伴侶多於女性。 適度回歸分析顯示，TSO和色情消費量高的女性報告HD症狀嚴重程度較高。 可能我們樣本中的女性低估了她們的性伴侶，因為她們害怕因違反性別規範而遭到社會反對（亞歷山大與費舍爾，2003年）。 簡單的斜率表明，與女性相比，男性的性活動水平與高清症狀嚴重程度的相關性較低。 此外，在男性中，伴有性行為的數量似乎對HD症狀嚴重程度的報導水平沒有影響。 與在女性中進行性行為（與其他伴侶發生性行為）相比，在男性中進行性行為可能更孤立（例如，消費色情和手淫）。 舒爾茨等人，2014）。 通過色情消費時間的延長和男性TSO手淫率高於女性，我們的樣本也出現了這一情況。 我們認為，性慾亢進的行為可能會導致與女性預期的陳規定型行為發生衝突，從而導致女性的性行為引起的恐懼感增加; 而男性則更容易接受高水平的性活動。 也就是說，性活動水平較高的女性會感到痛苦，因為她們將自己的行為與女性環境進行比較，女性環境的特點是性抑制力較強，性激發較低（Janssen＆Bancroft，2006年）。 女性較高的性抑制可能源於女性更具選擇性的性行為（喬伯格和科爾，2018; Trivers，1972）。 另一方面，男性甚至可能被他們的同齡人欣賞他們的性慾異常行為，從而減少痛苦。 此外，未來的研究應該包括社會規範和性喚起的測量，除了通過問卷測量的HD症狀嚴重程度之外，這似乎與性活動有關（Walton，Lykins和Bhullar，2016年).
性脅迫對一個人的身心健康構成明顯威脅，並且經常被兩個孩子報告（Osterheider等，2011）和成年人（Ellsberg，Jansen，Heise，Watts和Garcia-Moreno，2008年）。 這項研究表明，在女性和男性中，HD症狀嚴重程度的水平與涉及強迫的性幻想的升高和實際性強迫的高發生率相關。 在女性和男性中，幻想強迫某人發生性行為並不少見（Joyal，Cossette和Lapierre，2014年）。 大型在線樣本表明，大約11％的女性和22％的男性分享這種幻想（Joyal等人，2014年）。 我們發現有更多關於21％的女性和大約59％的男性報告了這種幻想。 向警方報告的性犯罪中只有一小部分是由女性犯下的，但實際未被發現的犯罪數量預計會高得多（Cortoni，Babchishin和Rat，2016年; Vandiver＆Kercher，2004年）。 這些結果與最近的一項結果一致，即與健康對照組相比，一組被診斷為HD症狀嚴重程度嚴重的男性的性強迫行為增加（恩格爾等人，2019）。 此外，已經發現性慾亢進是性再犯的經驗支持的風險因素（曼恩·漢森和桑頓，2010年）。 儘管現有關於幻想和性脅迫行為的研究，但仍難以從這些發現中得出因果結論。 一種可能的解釋可能是，在具有HD症狀嚴重程度的女性和男性中，較高的性慾和增加的性應對行為可能導致其社交環境中的性興趣衝突，從而導致性脅迫行為的增加。 性脅迫性幻想和行為的另一種可能途徑可能在於性興趣的升級，這可能是由於對常見性行為的居住所引起的。 尋找新奇事物與性慾行為有關（Banca等人，2016年和性脅迫的幻想可以作為一種新的，有性趣的刺激物，對有性慾傾向的個體有興趣。 未來的實驗研究應該調查性變態行為和性慾亢進的聯繫，並探討治療風險高的個體的治療方法。
限制
該研究通過其大樣本量和許多具有大效應大小的顯著結果，有助於當前的研究狀態。 但是，應該考慮一些限制。 本研究僅使用HBI-19評估HD症狀嚴重程度。 需要進行臨床訪談以將個人分組。 此外，在我們的評估中，性慾水平未得到控制。 在本研究中，我們限制了所使用的評估數量，以便盡可能少地佔用參與者的時間，因為我們沒有對參與者進行補償。 由於本研究中使用的自我報告問卷，無法從數據中得出因果結論。 未來的研究應該考慮使用縱向設計來深入了解性慾行為的病因。 用於獲取性脅迫信息的項目是至關重要的。 未來的研究應該使用更間接提問的評估，並涵蓋強奸的認知扭曲，例如Bumby強姦量表（Bumby，1996）。 最後，本研究中使用的樣本不代表一般人群。 例如，我們的樣本中的教育水平高於人口中的典型水平。 與普通人群中的症狀相比，我們樣本中HD症狀嚴重程度的水平無疑是高的，因為該研究的網絡鏈接在具有HD症狀嚴重程度水平的個人的論壇中發布。 此外，報導我們文章的許多報紙在其頭條新聞中都使用了“性成癮”一詞，這可能導致參與者中HD症狀嚴重程度水平的個人更感興趣。
結論
總之，這是首批調查女性和男性性慾亢進的個體特徵的研究之一。 我們想指出，性慾亢進的行為通常與嚴重的內部和人際關係困難有關，這些困難可能會對報告這些症狀的人及其周圍人的健康產生負面影響。 因此，我們的研究表明HD的治療還應該集中在合併症，特別是抑鬱症，以及涉及性脅迫對他人的潛在幻想和行為。 此外，可能由於道德上的反對，性活動似乎比女性更能預測女性的性慾行為。
JE，TK，CS，JK，AK和UH為概念和設計做出了貢獻。 AK，MV和JE為數據收集做出了貢獻。 JE和AK有助於統計分析。 JE，AK，MV，CS，I-AH，JK和TK有助於分析和解釋。 UH和TK有助於學習監督。
作者宣稱沒有利益衝突。
參考
| 亞歷山大， M.G.，＆ 費舍爾， T.D. (2003). 真相與後果：利用虛假渠道檢查自我報告的性行為性別刻板印像中的性別差異。 性研究雜誌，40（1）， 27 - 35。 DOI：https://doi.org/10.1080/00224490309552164 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 美國精神病學協會[APA]。 （2013）。 精神疾病診斷與統計手冊 （5th編輯。). 阿靈頓，弗吉尼亞州: 美國精神病學協會. 交叉引用, Google Scholar | |
| Banca銀行， P., 莫里斯 L.S., 米切爾， S., 哈里森 不適用, 波坦察， M.N.，＆ Voon， V. (2016). 新穎性，適應性和對性獎勵的注意偏向。 精神病學研究雜誌，72， 91 - 101。 DOI：https://doi.org/10.1016/j.jpsychires.2015.10.017 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 班克羅夫特 J., 揚森， E., pH值， D., 強大， D., 卡恩斯， L., Vukadinovic， Z.，＆ 長， J.S. (2003). 異性戀男性情緒與性慾的關係。 性行為檔案，32（3）， 217 - 230。 DOI：https://doi.org/10.1023/A:1023409516739 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 黑色， M.C., 巴西萊， K. C., 史密斯， S.G., 沃爾特斯， M.L., 梅里克， M.T., 陳， J.，＆ 史蒂文斯 先生。 (2011）。 全國親密伴侶和性暴力調查2010總結報告（pp。 1 - 124). 佐治亞州 亞特蘭大: 國家疾病預防控制中心，疾病控制和預防中心. Google Scholar | |
| 博特， B., 科瓦奇， M., 托特 - 基拉伊， I., 里德， R.C., 標記， D., 歐羅斯， G.，＆ Demetrovics， Z. (2018). 使用大規模非臨床樣本的性慾行為量表的心理測量屬性。 性研究雜誌，56（2）， 180 - 190。 DOI：https://doi.org/10.1080/00224499.2018.1494262 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 牌， M., 德萊爾， C., Pawlikowski， M., Schächtle， U., 肖勒， T.，＆ Altstötter-GLEICH， C. (2011). 在互聯網上觀看色情圖片：性喚起評級和心理 - 精神症狀在過度使用互聯網性愛網站中的作用。 網絡心理學，行為和社交網絡，14（6）， 371 - 377。 DOI：https://doi.org/10.1089/cyber.2010.0222 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| Bumby， K.M. (1996). 評估兒童騷擾者和強姦犯的認知扭曲：開發和驗證MOLEST和RAPE量表。 性虐待：研究與治療雜誌，8（1）， 37 - 54。 DOI：https://doi.org/10.1177/107906329600800105 交叉引用, Google Scholar | |
| 庫珀， A. (1998). 性與互聯網：衝入新的千年。 網絡心理學與行為，1（2）， 187 - 193。 DOI：https://doi.org/10.1089/cpb.1998.1.187 交叉引用, Google Scholar | |
| Cortoni， F., Babchishin， K.M.，＆ 鼠， C. (2016). 女性性罪犯的比例高於預期。 刑事司法與行為，44（2）， 145 - 162。 DOI：https://doi.org/10.1177/0093854816658923 交叉引用, Google Scholar | |
| 迪肯森 J.A., 格里森， N., 科爾曼， E.，＆ 礦工， M.H. (2018). 在美國難以控制性衝動，感受和行為的窘迫的流行。 JAMA Network Open，1（7）， e184468。 DOI：https://doi.org/10.1001/jamanetworkopen.2018.4468 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 埃爾斯伯格， M., 揚森， H., 海澤， L., 瓦， C.，＆ 加西亞 - 莫雷諾， C. (2008). 世衛組織關於婦女健康和家庭暴力的多國研究中的親密伴侶暴力和婦女的身心健康：一項觀察性研究。 柳葉刀，371（9619）， 1165 - 1172。 DOI：https://doi.org/10.1016/S0140-6736(08)60522-X 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 恩格爾， J., 維特， M., Sinke， C., Heitland， I., Kneer， J., Hillemacher， T., 哈特曼 U.，＆ 克魯格， T. H. C. (2019). 同樣但不同：性別@腦研究中男性患有性慾紊亂的臨床特徵。 臨床醫學雜誌，8（2）， 157。 DOI：https://doi.org/10.3390/jcm8020157 交叉引用, Google Scholar | |
| Fugere， 嘛。, 考辛斯， A.J., 里格斯， M.L.，＆ Haerich， P. (2008). 性態度和雙重標準：關注參與者性別和種族背景的文獻綜述。 性與文化，12（3）， 169 - 182。 DOI：https://doi.org/10.1007/s12119-008-9029-7 交叉引用, Google Scholar | |
| 格蘭特， J.E., Atmaca， M., 芬伯格， 不適用, 豐特奈爾， 如果。, 松永， H., Janardhan Reddy， Y. C., 辛普森， H.B., 湯姆森， P.H., van den Heuvel， O.A., Veale， D., 樹木， D.W.，＆ 斯坦因， D.J. (2014). ICD-11中的衝動控制障礙和行為成癮。 世界精神病學，13（2）， 125 - 127。 DOI：https://doi.org/10.1002/wps.20115 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 格拉布斯， J.B., 克勞斯， 西南，＆ 佩里 升 (2018). 在全國代表性樣本中自我報導的色情成癮：使用習慣，宗教信仰和道德不一致的作用。 行為成癮雜誌，8（1）， 88 - 93。 DOI：https://doi.org/10.1556/2006.7.2018.134 Link, Google Scholar | |
| 哈爾德， G.M., Malamuth， N.M.，＆ 元， C. (2010). 支持暴力侵害婦女行為的色情和態度：重新審視非實驗研究中的關係。 攻擊性行為，36（1）， 14 - 20。 DOI：https://doi.org/10.1002/ab.20328 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| Janghorbani， M.，＆ 我是， T.H. (2003). 香港青少年使用有性媒體：患病率及相關因素。 性行為檔案，32（6）， 545 - 553。 DOI：https://doi.org/10.1023/A:1026089511526 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 揚森， E.，＆ 班克羅夫特 J. (2006). 雙重控制模型：性抑制和興奮在性喚起和行為中的作用. 。 In在 E. 揚森 （編輯），性的心理生理學（pp。 1 - 11). 布盧明頓，印第安納州: Indiana University Press. Google Scholar | |
| 喬亞爾， C. C., 菜絲， A.，＆ 拉皮埃爾， V. (2014). 什麼是不尋常的性幻想？ 性醫學雜誌，12（2）， 328 - 340。 DOI：https://doi.org/10.1111/jsm.12734 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 卡夫卡， M.P. (2010). 性慾亢進症：DSM-V的診斷建議。 性行為檔案，39（2）， 377 - 400。 DOI：https://doi.org/10.1007/s10508-009-9574-7 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 卡夫卡， M.P.，＆ 很嫩， J. (2002). DSM-IV Axis I男性共病研究（n = 120）伴有親友關係和與親友關係相關的疾病。 性虐待：研究與治療雜誌，14（4）， 349 - 366。 DOI：https://doi.org/10.1177/107906320201400405 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 克勞斯， 西南, 克魯格， R. B., Briken， P., 首先， M.B., 斯坦因， D.J., 卡普蘭 多發性硬化症。，＆ 蘆葦， G.M. (2018). ICD-11中的強迫性行為障礙。 世界精神病學，17（1）， 109 - 109。 DOI：https://doi.org/10.1002/wps.20499 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 克倫克， K.，＆ 斯皮策 R.L. (2002). PHQ-9：一種新的抑鬱症診斷和嚴重程度測量。 精神病學年鑑，32（9）， 509 - 515。 DOI：https://doi.org/10.3928/0048-5713-20020901-06 交叉引用, Google Scholar | |
| Löwe酒店， B., 克倫克， K., 赫爾佐格， W.，＆ 格拉夫， K. (2004). 使用簡短的自我報告工具測量抑鬱癥結果：對患者健康問卷變化的敏感性（PHQ-9）。 情感障礙雜誌，81（1）， 61 - 66。 DOI：https://doi.org/10.1016/S0165-0327(03)00198-8 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 曼 回覆。, 漢森， R.K.，＆ 桑頓， D. (2010). 評估性再犯的風險：關於心理上有意義的風險因素的性質的一些建議。 性虐待：研究與治療雜誌，22（2）， 191 - 191。 DOI：https://doi.org/10.1177/1079063210366039 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 米切爾， K.R., 美世， C.H., Prah， P., 克利夫頓， S., Tanton， C., 的Wellings， K.，＆ COPAS， A. (2019). 為什麼男性報告的性伴侶比女性更多？ 英國國家概率調查中的性別差異分析。 性研究雜誌，56（1）， 1 - 8。 DOI：https://doi.org/10.1080/00224499.2018.1481193 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 蒙哥馬利 - 格雷厄姆， S. (2017). 對性慾亢進的概念化和評估：對文獻的系統評價。 性醫學評論，5（2）， 146 - 162。 DOI：https://doi.org/10.1016/j.sxmr.2016.11.001 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 奧皮茨， D.M., Tsytsarev， SV，＆ FROH， J. (2009). 女性的性癮和家庭動態，抑鬱和藥物濫用。 性成癮與強迫性：《治療與預防雜誌》 16（4）， 37 - 41。 DOI：https://doi.org/10.1080/10720160903375749 Google Scholar | |
| Osterheider， M., Banse， R., Briken， P., 高來恩， L., 霍耶， J., Santtila， P., 車工， D.，＆ Eisenbarth， H. (2011). 兒童和青少年性虐待的頻率，病因模型和後果：德國多站點MiKADO項目的目標和目標。 性犯罪者待遇，6（2）， 1 - 7。 從...獲得 https://doi.org/http://www.sexual-offender-treatment.org/105.html Google Scholar | |
| 雷蒙德， 北, 科爾曼， E.，＆ 礦工， M.H. (2003). 強迫性行為中的精神病合併症和強迫/衝動特徵。 綜合精神病學，44（5）， 370 - 380。 DOI：https://doi.org/10.1016/S0010-440X(03)00110-X 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 里德， R.C., 木匠， B.N., 斯帕克曼， M.，＆ 威爾斯， D.L. (2008). 述情障礙，情緒不穩定，以及在尋求對性慾亢進行為幫助的患者中容易出現壓力傾向。 性與婚姻治療雜誌，34（2）， 133 - 149。 DOI：https://doi.org/10.1080/00926230701636197 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 里德， R.C., GAROS， S., 木匠， B.N.，＆ 科爾曼， E. (2011). 一個令人驚訝的發現與患有性慾亢進男性的患者樣本中的執行控制有關。 性醫學雜誌，8（8）， 2227 - 2236。 DOI：https://doi.org/10.1111/j.1743-6109.2011.02314.x 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| Rissel， C., Richters， J., De Visser， R.O., 麥基， A., 楊， A., Rissel， C.，＆ 卡魯阿納 T. (2016). 澳大利亞色情用戶簡介：澳大利亞第二次關於健康和人際關係的研究結果。 性研究雜誌，54（2）， 227 - 240。 DOI：https://doi.org/10.1080/00224499.2016.1191597 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 舒爾茨 K., 鉤， J.N., 戴維斯 D.E., Penberthy， J.K.，＆ 里德， R.C. (2014). 非癱瘓的性慾過度行為和抑鬱症狀：文獻的元分析評論。 《性與婚姻療法雜誌》，40（6）， 477 - 487。 DOI：https://doi.org/10.1080/0092623X.2013.772551 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 舍貝里， E.A.，＆ 油菜， G. (2018). Go / No-Go抑制試驗中的性別差異。 性行為檔案，47（2）， 537 - 542。 DOI：https://doi.org/10.1007/s10508-017-1010-9 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| Skegg， K., 納達 - 拉賈， S., 迪克森 N.，＆ 保羅， C. (2010). 來自達尼丁多學科健康與發展研究的一群年輕人的“性行為失控”性行為。 性行為檔案，39（4）， 968 - 978。 DOI：https://doi.org/10.1007/s10508-009-9504-8 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| Træen， B., 尼爾森， T. S.，＆ Stigum， H. (2006). 在挪威的傳統媒體和互聯網上使用色情內容。 性研究雜誌，43（3）， 245 - 254。 DOI：https://doi.org/10.1080/00224490609552323 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 特里弗斯， R.L. (1972). 父母投資和性選擇. 。 In在 B. 坎貝爾 （編輯），性選擇和人類的下降：1871-1971（pp。 136 - 179). 伊利諾伊州 芝加哥: 歐爾丁. Google Scholar | |
| Vandiver， D.M.，＆ 克爾徹， G. (2004). 德克薩斯州登記的女性性罪犯的罪犯和受害者特徵：擬議的女性性罪犯類型。 性虐待：研究與治療雜誌，16（2）， 121 - 137。 DOI：https://doi.org/10.1177/107906320401600203 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 沃爾頓， M., 坎托 J., Bhullar， N.，＆ Lykins， A. (2017). 性慾亢進：對“性行為周期”的批判性回顧和介紹。 性行為檔案，46（8）， 2231 - 2251。 DOI：https://doi.org/10.1007/s10508-017-0991-8 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 沃爾頓， M.T., Lykins， 廣告。，＆ Bhullar， N. (2016). 性喚起和性活動頻率：對理解性慾亢進的影響。 性行為檔案，45（4）， 777 - 782。 DOI：https://doi.org/10.1007/s10508-016-0727-1 交叉引用, 論文, Google Scholar | |
| 韋斯 D. (2004). 居住在美國的男性性癮者中抑鬱症的患病率。 性成癮與強迫行為，11（1-2）， 57 - 69。 DOI：https://doi.org/10.1080/10720160490458247 交叉引用, Google Scholar | |
| 韋裡， A.，＆ Billieux， J. (2017). 令人上癮的行為有問題的網絡：概念化，評估和治療。 上癮行為，64， 238 - 246。 DOI：https://doi.org/10.1016/j.addbeh.2015.11.007 交叉引用, 論文, Google Scholar |
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