抽象
簡介
COVID-19 大流行對一般健康、心理健康和性健康產生了許多影響。 由於過去曾報導過性強迫症 (SC) 的性別差異，並且 SC 與不良事件和心理困擾有關，因此目前的研究旨在調查這些因素在 COVID-過程中接觸限制背景下的關聯。 19 德國大流行。
方法
我們收集了在線便利樣本中四個回顧性測量點的五個時間點的數據（n T0 = 399， n T4 = 77)。 我們調查了性別、幾種與流行病相關的社會心理環境、感覺尋求（Brief Sensation Seeking Scale）和心理困擾（Patient-Health-Questionnaire-4）對 SC 變化的影響（使用改編版的 Yale- T0 和 T1 之間的棕色強迫症量表 (n = 292) 在線性回歸分析中。 此外，使用線性混合模型探索了大流行期間 SC 的過程。
成績
在所有測量點上，與女性相比，男性與更高的 SC 相關。 在大流行的第一次，年齡較大，處於戀愛關係中，有地方撤退與降低 SC 的變化有關。 心理困擾與男性 SC 相關，但與女性無關。 報告心理壓力增加的男性也更有可能報告 SC 增加。
討論區
結果表明，男性和女性的心理困擾似乎與 SC 的相關性不同。 這可能是由於大流行期間對男性和女性的不同興奮和抑制影響。 此外，結果證明了與大流行相關的社會心理環境在接觸限制時期的影響。
簡介
COVID-19 大流行具有經濟性（帕克等人，2020）， 社會的 （阿貝爾和吉特爾巴斯滕，2020) 以及心理健康後果 (阿馬爾等人，2021） 世界各地的。 當世界衛生組織 (WHO) 於 19 月 11 日宣布 COVID-XNUMX 爆發為大流行時th 2020 年，許多國家的反應是頒布措施以最大限度地減少社會流動（“封鎖”）。 這些接觸限制的範圍從僅僅建議人們呆在家裡到嚴格的宵禁。 大多數社交活動被推遲或取消。 這些限制的目的是通過限制流動性和社會限制來減緩感染率（“拉平曲線”）。 2020 年 XNUMX 月，“一半的人類”處於封鎖狀態（桑福德，2020）。 從 22nd 4月至XNUMX日th 19 月，德國政府頒布了接觸限制規定，其中包括不與人群會面、一般情況下不進行“不必要的”接觸以及對許多在家工作的人進行接觸。 在危機時期，個人受到不同的影響並使用不同的應對策略。 在持續的 COVID-XNUMX 危機中，有報導稱家庭暴力等社會問題激增（埃伯特和施泰納特，2021) 以及飲酒量的增加 (莫頓，2021).
由於孤立，（害怕）失業和經濟危機（Döring，2020) COVID-19 的爆發對許多人來說構成了緊張的生活事件。 有一些證據表明，大流行及其封鎖可能對男性和女性產生不同的影響。 在德國的大多數家庭中，雙方的護理工作並未平等分擔（漢克和斯坦巴赫，2021)，導致應對大流行的不同需求。 在一項關於大流行病困擾的認知維度的研究中， 齊馬拉、朗根坎普和卡諾 (2021) 報告稱，女性比男性更關心封鎖期間的育兒問題，男性更關心經濟和有償工作（Czymara 等人，2021）。 此外，在美國的一項研究中，母親報告說，在接觸限制期間，她們減少的工作時間是父親的四到五倍（柯林斯、蘭迪瓦、魯潘納和士嘉堡，2021）。 有一些證據表明，在大流行期間，健康焦慮對女性的影響大於男性（厄茲丁和厄茲丁，2020).
由於大流行影響了個人的大部分社交生活，因此也對個人的性生活產生影響。 理論上，COVID-19 對人們性生活的影響可能會出現不同的情況：伴侶性行為增加（和“新冠嬰兒潮”），但伴侶性行為減少（由於更多衝突導致禁閉）和隨意性行為的減少（Döring，2020).
已經收集了一些關於大流行對性健康影響的數據。 雖然一些研究（例如 費魯奇等人，2020; 福克斯等人，2020) 報告性活動和性功能下降，其他研究描繪了一幅更複雜的畫面。 例如， 維格納爾等人。 (2021) 據報導，在社會限制期間，女性的性慾水平下降，但伴侶的性慾增加。 此外，與異性戀者相比，性少數參與者報告的慾望增加。
在一項大型多國評估中 Štuhlhofer 等人。 (2022), 大多數參與者報告性興趣沒有變化 (53%)，但近三分之一 (28.5%) 報告在大流行期間性興趣增加。 在性興趣增加的人群中，沒有報告性別影響，而女性比男性更頻繁地報告性興趣下降（Štulhofer等，2022).
在一項針對土耳其女性臨床樣本的研究中， 尤克塞爾和奧茲戈爾 (2020) 發現在大流行期間夫妻性交的平均頻率有所增加。 與此同時，研究參與者報告說他們的性生活質量下降（Yuksel & Ozgor, 2020）。 與這些發現相反， 萊米勒、加西亞、格塞爾曼和馬克 (2021) 報告稱，他們近一半的美國在線樣本（n = 1,559) 報告他們的性活動減少。 與此同時，獨居和承受壓力的年輕人通過新的性活動擴展了他們的性行為（萊米勒等人，2021）。 此外，一些研究報告稱，在封鎖期間性活動和性強迫症 (SC) 有所增加。 例如，在一項對美國成年人色情使用的縱向研究中，研究人員報告說，在第一次封鎖期間色情消費有所增加。 直到 2020 年 XNUMX 月，色情消費水平上升到正常水平（格拉布斯、佩里、格蘭特·韋南迪和克勞斯，2022）。 在他們的研究中，隨著時間的推移，男性對色情內容的問題使用呈下降趨勢，而女性則保持低水平且沒有變化。 可以推測，在大流行的最初幾週，全球範圍內色情使用量激增，至少部分是由於最受歡迎的色情網站之一的免費提供（聚焦在線，2020)。 據報導，在實行嚴格封鎖政策的國家，人們對色情內容的興趣普遍增加（扎托尼等人，2021).
隨著大流行期間性行為的變化，重要的是要調查性行為可能成為問題的情況，例如強迫性行為障礙 (CSBD) 的情況。 自 2018 年以來，CSBD 是 ICD-11（世界衛生組織，2019）。 CSBD 患者報告在控制性衝動方面存在問題，並因性行為而感到痛苦。 以下其他標籤過去曾用於這種性障礙：性慾亢進、性行為失控、性衝動和性成癮（布里肯（2020）)。 由於受影響的個人無法控制他們的性衝動和行為，因此診斷是合理的，這會影響生活的幾個領域。 由於強迫性行為的概念在過去一直存在爭議（布里肯（2020）; Grubbs等，2020)，這些結構並不完全一致。 此外，並非所有研究都使用正式診斷（例如，面對面評估或問卷截止），通常僅在維度上報告強迫性行為（庫比茨和布里肯，2021）。 我們將在當前工作中使用性強迫症 (SC) 這一術語，因為我們不僅評估強迫行為，而且還使用改編的耶魯布朗強迫症量表 (Y-BOCS) 評估強迫性想法。
SC過去與心理健康問題有關。 例如，更大的心理問題負擔與更高的 SC 發生率和更多的 SC 症狀有關。 SC 與情緒障礙有關（Bőthe、Tóth-Király、Potenza、Orosz 和 Demetrovics，2020; Carvalho，Štulhofer，Vieira和Jurin，2015年; 列維等人，2020; Walton，Lykins和Bhullar，2016年; Zlot，Goldstein，Cohen和Weinstein，2018年），藥物濫用（安東尼奧等人，2017; Diehl 等人，2019), 強迫症 (OCD) (Fuss，Briken，Stein和Lochner，2019年; 列維等人，2020), 高遇險率 (Werner，Stulhofer，Waldorp和Jurin，2018年)，以及精神疾病的高發病率 (Ballester-Arnal、Castro-Calvo、Giménez-García、Gil-Juliá 和 Gil-Llario，2020).
此外，已經報導了 SC 相關因素中的一些性別差異（有關詳細討論，請參見 庫比茨和布里肯，2021）。 例如，與女性相比，男性的心理困擾與 SC 症狀嚴重程度的相關性更強。列維等人，2020)。 在他們的研究中，Levi 等人。 據報導，強迫症、焦慮和抑鬱佔男性 SC 變異的 40%，但僅佔女性 SC 變異的 20%。列維等人，2020）。 感覺尋求通常被描述為個人尋求刺激事件和環境的傾向（Zuckerman，1979）。 過去曾報導過 SC 相關人格方面的性別差異，如感覺尋求。 例如， Reid、Dhuffar、Parhami 和 Fong (2012) 發現盡責性與男性的 SC 更相關，而衝動（尋求興奮）與女性的 SC 更密切相關（Reid等，2012).
有初步證據表明，與流行病相關的壓力可能特別影響 SC。 在對大學生的研究中， 鄧、李、王、騰 (2021) 檢查了與 COVID-19 相關壓力的性強迫症。 在第一個時間點（2020 年 19 月），與 COVID-2020 相關的壓力與心理困擾（抑鬱和焦慮）呈正相關，但與性強迫症狀呈負相關。 19 年 XNUMX 月，XNUMX 月份報告與 COVID-XNUMX 相關壓力較高的個人也報告了較高的 SC 發生率。
由於 SC 與性別、感覺尋求和心理困擾有關，因此可以假設這些因素與 SC 相關，特別是在大流行期間，個人經歷更高水平的痛苦和更少的機會對感覺傾向採取行動尋求。 因此，在當前的研究中，我們探討了（1）年齡、感覺尋求、遵守接觸限制、心理困擾、生活在沒有個人撤退選擇或關係狀態的地方是否與大流行開始時 SC 的變化有關； (2) 我們檢查了性別是否是這些關聯的調節因素； (3) 我們假設 SC 症狀在大流行期間發生了變化，男性的 SC 症狀更高。
方法
學習規劃
在德國 COVID-404 的接觸限制期間，我們通過 Qualtrics 進行的匿名縱向在線調查對 19 名參與者進行了檢查。 只有一小部分（n = 5) 的參與者表示既不是男性也不是女性，這阻礙了對該組的有效統計分析。 因此，該亞組被排除在分析之外。 研究信息通過社交媒體和各種電子郵件分發者分發。 納入標準是知情同意參加研究並年滿 18 歲。 我們在登錄頁面上註冊了 864 次點擊。 662 人參與了調查。 在四個測量點（見 表格1)，我們要求參與者回顧性地評估他們在大流行開始期間的五個時間點的性經歷和行為。 同時評估 T0 和 T1。
學習規劃
| 測量點（月/年） | 參照系 | 調查月份 | 接觸限制的範圍 | N | |
| T0 | 06/2020 | 大流行前3個月 | 12 / 2019-02 / 2020 | 沒有聯繫限制 | 399 |
| T1 | 06/2020 | 大流行期間的3個月 | 03 / 2020-06 / 2020 | 嚴格限制，在家辦公，關閉非必要工作場所，不強制戴口罩 | 399 |
| T2 | 09/2020 | 大流行期間的3個月 | 07 / 2020-09 / 2020 | 放寬限制 | 119 |
| T3 | 12/2020 | 大流行期間的3個月 | 10 / 2020-12 / 2020 | 重新引入限制，“鎖定燈”* | 88 |
| T4 | 03/2021 | 大流行期間的3個月 | 01 / 2021-03 / 2021 | 限制，“鎖定燈” | 77 |
備註. 回顧性評估所有測量點。 德國的“封鎖燈”的定義是將社會接觸限制在兩個家庭，關閉零售貿易、服務業和美食，但開放學校和日托。 建議在家辦公。
措施
為了測量 SC，我們使用了耶魯-布朗強迫症量表 (Y-BOCS; 古德曼等人，1989) 通常用於衡量強迫症症狀的嚴重程度。 該量表經過修改以調查強迫性思想和強迫性行為，李克特量表上有 20 個項目，從 1（無活動/無損傷）到 5（超過 8 小時/極端）。 Y-BOCS 已用於另一項針對強迫色情用戶樣本的研究，作者報告了良好的內部一致性（α = 0.83）和良好的重測信度（r （93）= 0.81， P <0.001）（克勞斯，波坦察，馬蒂諾和格蘭特，2015年）。 選擇 Y-BOCS 問卷是因為它可以區分性強迫的想法和行為。 Y-BOCS 測量強迫和強迫、主觀損害、控制嘗試和控制的主觀體驗所花費的時間。 它與衡量 CSBD 的量表不同，它不關注不良後果，而是使用性思想和行為作為應對策略。 為了評估 SC 的嚴重程度，我們使用了 Y-BOCS 截止分數（類似於 克勞斯等人，2015)。 Y-BOCS問卷的德文翻譯（Hand & Büttner-Westphal, 1991) 被用於和修改強迫性行為，就像在工作中一樣 克勞斯等人。 (2015).
簡單感覺尋求量表 (BSSS) 將感覺尋求作為一個人格維度來衡量，李克特量表上有 8 個項目，從 1（完全不同意）到 5（非常同意）。 BSSS已針對不同人群進行了驗證，具有良好的內部一致性（α = 0.76）和有效性（Hoyle，Stephenson，Palmgreen，Lorch和Donohew，2002年）。 BSSS 由作者通過翻譯-反向翻譯方法翻譯成德語，並由精通英語的人進行評估。
Patient-Health-Questionnaire-4 (PHQ-4; 是一份包含 4 個項目的經濟問卷，用 4 點李克特量表測量抑鬱和焦慮症狀方面的心理困擾，從 1（完全沒有受損）到 4（嚴重）受損). PHQ-4 已被驗證具有良好的內部可靠性 (α = 0.78）（Löwe 等人，2010 年) 和有效性 (克倫克、斯皮策、威廉姆斯和洛威，2009）。 PHQ-4 最初以德語出版。
為了評估與大流行相關的社會心理情況，我們詢問了參與者他們家中是否有避難所。 對接觸限制的符合性通過李克特 5 點量表的單個項目進行評估（“你在多大程度上遵守了接觸限制？”）。
統計分析
在線性回歸模型中，我們研究了不同自變量與性強迫症變化之間的關聯。 我們將因變量定義為與大流行相關的性強迫症從 T0 到 T1（T1-T0）的變化。 自變量（比較 表格4）包括社會人口（性別、年齡）、關係（關係狀態、撤退地點）、COVID-19（符合接觸限制、害怕感染）和心理因素（尋求感覺、心理壓力的變化）。 男性和女性參與者之間這些因素的差異通過心理壓力變化、接觸限制一致性和性別感覺尋求的相互作用效應來檢驗。 我們進一步測試了回歸模型中符合接觸限制和感覺尋求之間相互作用的假設。 我們使用了顯著性水平 α = 0.05。 在我們的回歸模型中，我們只包含所有變量的完整數據的案例（n = 292)。 使用線性混合模型對 Y-BOCS 分數在五個時間點的變化進行建模。 將受試者視為隨機效應，將固定效應性別、時間以及性別與時間之間的相互作用納入模型。 通過這種基於可能性的缺失數據方法，可以獲得無偏的參數估計和標準誤差（格雷厄姆，2009）。 使用 IBM SPSS Statistics（版本 27）和 SAS 軟件（版本 9.4）進行計算。
倫理
該研究已獲得漢堡-埃彭多夫大學醫學中心當地心理倫理委員會的批准（參考：LPEK-0160）。 為了調查我們的研究問題，我們通過在線平台 Qualtrics© 實施了標準化問卷。 所有參與者在參與前都提供了在線知情同意書。
成績
樣本特徵
樣本包括 n = T399 時的 0 人。 其中，24.3% 的人報告了 SC 的亞臨床水平，58.9% 的人報告了輕微的 SC 評分，16.8% 的人報告了 SC 的中度或重度損傷。 29.5% 的男性和 10.0% 的女性屬於中度/重度組，平均比其他組更年輕（比較 表格2).
按性強迫嚴重程度分層的參與者的基線樣本特徵
| 樣品特徵 | 亞臨床（n = 97, 24.3%) | 溫和的 （n = 235, 58.9%) | 中度或重度（n = 67, 16.8%) | 總計（n = 399） |
| 性別， n （％） | ||||
| 女性 | 72（74.2） | 162（68.9） | 26（38.8） | 260（65.2） |
| 男性 | 25（25.8） | 73（31.1） | 41（61.2） | 139（34.8） |
| 年齡，平均值（SD) | 33.3（10.2） | 31.8（9.8） | 30.9（10.5） | 32.0（10.0） |
| 教育， n （％） | ||||
| 初中以下 | 0（0） | 2（0.9） | 1（1.5） | 3（0.8） |
| 初中 | 10（10.3） | 24（10.2） | 6（9.0） | 40（10.0） |
| 高中畢業證書 | 87（89.7） | 209（88.9） | 60（89.6） | 356（89.2） |
| 關係狀態， n （％） | ||||
| 沒有關係 | 33（34.0） | 57（24.3） | 24（35.8） | 114（28.6） |
| 在一個（戀愛）關係中 | 64（66.0） | 178（75.7） | 43（64.2） | 285（71.4） |
| 就業 n （％） | ||||
| 全職 | 51（52.6） | 119（50.6） | 34（50.7） | 204（51.1） |
| Part-time | 33（34.0） | 93（39.6） | 25（37.3） | 151（37.8） |
| 未就業 | 13（13.4） | 23（9.8） | 8（11.9） | 44（11.0） |
| 感覺尋求， 平均值（SD） | 25.6（8.4） | 28.9（7.9） | 31.0（8.4） | 28.5（8.3） |
| T0 時的心理困擾，平均值 (SD) | 2.4（2.3） | 2.3（2.2） | 2.7（2.3） | 2.4（2.3） |
| T1 時的心理困擾，平均值 (SD) | 4.1（3.2） | 3.8（2.7） | 4.9（3.4） | 4.1（3.0） |
注意事項。 使用 Patient-Health-Questionnaire-4 (PHQ-4) 測量心理困擾； 感覺尋求是用簡要感覺尋求量表（BSSS）測量的。
大多數人報告了高水平的教育（表明大學出勤率）。 在所有三組中，大多數參與者都報告說他們處於戀愛關係中。 就業水平普遍較高。 中度或重度 SC 組的感覺尋求水平最高。 心理困擾（PHQ-4）的水平在時間點 T0 和 T1 之間變化（比較 表格2).
損耗分析
最初，有 399 人參加了 T0/T1 的研究。 在 T2 時，只有 119 人完成了問卷（29.8%，比較 表格1)。 在 T3（88 人，22.1%）和 T4（77 人，19.3%）的測量點上，參與人數持續下降。 由於這導致 T40 有超過 4% 的數據丟失，我們決定不使用插補（比較 Jakobsen、Gluud、Wetterslev 和 Winkel，2017; 麥德利-多德、休斯、蒂林和赫倫，2019)。 基線參與者和完成最後一次隨訪的參與者的比較揭示了測量樣本特徵的可比分佈。 僅在感覺尋求方面，發現兩組之間存在差異（表格3）。 由於最後一個測量點的參與者的特徵與基線分佈相當，因此選擇縱向混合模型分析來報告 Y-BOCS 的個體內部課程隨時間的變化。
損耗分析
| 樣品特徵 | 總計（n = 399） | 隨訪在 T4 完成（n = 77） | p |
| 性別， n （％） | .44 | ||
| 女性 | 260（65.2） | 46（59.7） | |
| 男性 | 139（34.8） | 31（40.3） | |
| 年齡，平均值（SD) | 32.0（10.0） | 32.5（8.6） | .65 |
| 教育， n （％） | .88 | ||
| 初中以下 | 3（0.8） | 1（1.3） | |
| 初中 | 40（10.0） | 8（10.4） | |
| 高中畢業證書 | 356（89.2） | 68（88.3） | |
| 關係狀態， n （％） | .93 | ||
| 沒有關係 | 114（28.6） | 23（29.9） | |
| 在一個（戀愛）關係中 | 285（71.4） | 54（70.1） | |
| 就業 n （％） | .64 | ||
| 全職 | 204（51.1） | 40（51.9） | |
| Part-time | 151（37.8） | 26（33.8） | |
| 未就業 | 44（11.0） | 11（14.3） | |
| 尋求感覺，意思是（SD) | 28.5（8.3） | 26.7（7.8） | .04 |
| T0 時的心理壓力，平均值 (SD) | 2.4（2.3） | 2.4（2.3） | .91 |
| T1 時的心理壓力，平均值 (SD) | 4.1（3.0） | 4.3（3.1） |
注意事項。 感覺尋求是用簡要感覺尋求量表（BSSS）測量的； 使用 Patient-Health-Questionnaire-4 (PHQ-4) 測量心理困擾。
可靠性
我們計算了統計分析中使用的所有時間點的心理困擾 (PHQ-4)、性強迫症 (Y-BOCS) 和感覺尋求 (BSSS) 測量的可靠性指數 Cronbach's Alpha。 PHQ-4 在所有時間點的可靠性都很好（α 在 0.80 和 0.84 之間）。 Y-BOCS 在時間點 T0 和 T1 的結果是可以接受的（α = 0.70 和 0.74）並且在時間點 T2 到 T4 有問題（α 在 0.63 和 0.68 之間）。 對於 BSSS，可靠性在所有時間點都是可以接受的（α 0.77年至0.79年之間）。
隨著時間的推移性強迫症
男性參與者的 Y-BOCS 分數顯著高於女性參與者（p < .001)。 雖然 Y-BOCS 分數在整個研究期間存在顯著差異（p < .001），性別和時間之間的交互作用不顯著（p = .41)。 線性混合模型的邊際均值顯示男性和女性的 Y-BOCS 得分從 T0 到 T1 的初始增加（圖。1）。 在後來的時間點，平均分數恢復到與大流行前測量值相當的水平。
備註. Y-BOCS 邊際平均值來自線性混合模型，受試者的重複測量作為隨機效應。 固定效應是性別、時間以及性別和時間之間的相互作用。 誤差線代表邊際均值的 95% 置信區間。 Y-BOCS：耶魯-布朗強迫症量表
引文：行為成癮雜誌 11、2； 10.1556/2006.2022.00046
線性回歸模型
我們報告了關於幾個預測變量與性強迫症變化之間關聯的多元回歸分析的結果。 表格4. 發現了一個顯著的回歸方程（F （12，279）= 2.79， p = .001) 與 R 2 107。
不同預測因子對性強迫症變化的多元回歸（t1-t0， n = 292）
| β | 95％CI | p | |
| 截距 | 3.71 | ||
| 男性 | 0.13 | （-2.83；3.10） | .93 |
| 年齡 | - 0.04 | （-0.08；-0.00） | .042 |
| 在一個（戀愛）關係中 | - 1.58 | （-2.53；-0.62） | .001 |
| PHQ-4 的變化 | 0.01 | （-0.16；0.19） | .885 |
| PHQ-4 的變化 * 男性 | 0.43 | （0.06；0.79） | .022 |
| 遵守 COVID-19 法規 | 2.67 | （-1.11；6.46） | .166 |
| 遵守 COVID-19 法規 * 男性 | 0.29 | （-1.61；2.18） | .767 |
| 感覺尋求 | 0.02 | （-0.04；0.08） | .517 |
| 尋求感覺 * 男性 | - 0.01 | （-0.11；0.10） | .900 |
| 撤退的地方 | - 1.43 | （-2.32；-0.54） | .002 |
| 害怕感染 | 0.18 | （-0.26；0.61） | .418 |
| 遵守 COVID-19 法規 * 尋求感覺 | - 0.08 | （-0.20；0.04） | .165 |
注意事項。 PHQ：患者-健康-問卷； 感覺尋求是使用簡要感覺尋求量表測量的。
在回歸模型中（R 2 = .107），在第一次鎖定期間，年齡較大與較低 SC 的變化有關。 同樣處於戀愛關係並在家裡有一個靜修處與減少 SC 的變化有關。 參與者報告說，當他們處於戀愛關係或在家中有一個靜修處時，SC 從 T0 到 T1 減少了。 從 T0 到 T1 的心理壓力變化（變量：PHQ 的變化）對單獨 SC 的變化沒有顯著貢獻，而僅與性別相關（β = 0.43; 95% CI (0.06; 0.79))。 報告心理壓力增加的男性也更有可能報告性強迫症增加（R 2 = .21 在雙變量模型中），而這種影響對女性不顯著（R 2 = .004)。 心理壓力與男性 SC 相關，但與女性無關（比較 圖。2）。 遵守 COVID-19 法規、尋求感覺和害怕感染與 SC 的變化無關。
心理壓力和性別對 SC 分數的交互作用 注意事項。 PHQ：患者-健康-問卷； Y-BOCS：耶魯-布朗強迫症量表； 女性： R 2 線性 = 0.004； 男士 R 2 線性 = 0.21
引文：行為成癮雜誌 11、2； 10.1556/2006.2022.00046
討論區
我們調查了 COVID-19 大流行開始時男性和女性的心理變量與 SC 變化的關聯。 雖然大多數人報告了亞臨床或輕度 SC 症狀，但 29.5% 的男性和 10.0% 的女性在大流行開始前報告了中度或重度 SC 症狀。 這些百分比略低於 恩格爾等人。 (2019) 據報導，在德國大流行前樣本中，13.1% 的女性和 45.4% 的男性 SC 水平升高，使用性行為量表 (HBI-19, 里德，加洛斯和木匠，2011年）。 方便樣本中通常報告的數字相當高（例如 卡瓦略 2015; 卡斯特羅·卡爾沃 2020; Walton & Bhullar, 2018; Walton等，2017）。 在我們的樣本中，在所有測量點上，男性報告的 SC 症狀均高於女性。 這些結果與先前關於男性比女性更高的 SC 症狀的發現一致。卡瓦略等人，2015; Castellini 等人，2018 年; Castro-Calvo、Gil-Llario、Giménez-García、Gil-Juliá 和 Ballester-Arnal，2020; 道奇、里斯、科爾和桑福特，2004; 恩格爾等人，2019; Walton & Bhullar, 2018）。 在一般人群的性行為中觀察到了類似的性別效應（奧利弗和海德，1993)，這在男性中通常較高。
有趣的是，我們的樣本中只有 24.3% 顯示出亞臨床水平的 SC。 這可能是由於對與性行為作鬥爭的人進行了過度抽樣，因為他們可能會覺得這個研究主題或性研究所進行的一項研究特別關注了他們。 或者，Y-BOCS 儀器可能無法在 SC 方面充分區分不同級別的症狀表現。 儘管以前曾使用過改編的 Y-BOCS 來評估性慾亢進男性的症狀嚴重程度（克勞斯等人，2015)，該儀器已針對強迫症而非 SC 開發和驗證。 這限制了報告的截止分數的信息價值，必須謹慎解釋。 此外，一項研究 Hauschildt、Dar、Schröder 和 Moritz (2019) 表明使用 Y-BOCS 作為自我報告測量而不是診斷訪談可能會影響迄今為止的結果，以至於症狀嚴重程度可能被低估。 應進行進一步研究以調查 Y-BOCS 適應 SC 的心理測量特性，並將該工具標準化為具有 SC 症狀的人群。
正如預期的那樣，目前的結果表明，在大流行相關的接觸限制期間，心理困擾與 SC 之間存在關聯。 在 COVID-19 大流行的背景下，我們的研究結果與 鄧等人。 (2021)，其中心理困擾預示著性強迫症。 在最初的接觸限制期間，與限制之前相比，男性和女性報告的 SC 更高。 這些發現與 格魯布斯等人。 (2022)，他們報告說在鎖定期間色情消費水平升高，並且直到 2020 年 1 月色情消費減少。在他們的樣本中，女性的色情使用率仍然很低並且沒有變化。 在目前的研究中，男性和女性報告 T2 時 SC 水平升高，直到 TXNUMX 時才下降。 由於這種模式可能表明鎖定期間心理困擾的影響以及通過性渠道應對的嘗試，因此記住其他影響也很重要，例如色情網站 Pornhub 在第一次鎖定期間提供免費會員資格（聚焦在線，2020).
此外，當前研究的結果表明，處於一段關係中並有一個撤退的地方與 SC 的減少有關。 單獨的心理困擾對 SC 的變化沒有顯著貢獻，而僅與性別有關。 心理壓力的增加與男性的 SC 增加有關，但與女性無關。 這與研究 恩格爾等人。 (2019) 與女性相比，他發現男性的抑鬱症狀與高水平的 SC 相關。 相似地， 列維等人。 (2020) 報告強迫症、抑鬱和焦慮對男性 SC 的影響很大。 與大流行前相比，在大流行開始時，兩性的心理壓力都有所增加，但這種增加與女性 SC 的增加無關。 這些結果加強了假設（比較 恩格爾等人，2019; 列維等人，2020) 與女性相比，男性更容易對 SC 的心理困擾做出反應。 當將這些發現應用於 CSBD 的綜合模型時（布里肯（2020）)，COVID-19 限制對男性和女性的性行為產生不同的抑制和興奮影響是合理的。 雖然根據這個模型，女性的抑制因素通常更明顯，但她們的興奮因素不如男性強。 這可以通過以下假設來解釋：女性在禁閉期間的心理壓力與性抑制相當相關（例如，由於在育兒方面的額外努力或焦慮，比較 Štulhofer等，2022）。 對於男性，心理困擾與 SC 增加有關。 這可以通過假設抑制性影響（例如工作承諾、時間限制）被忽略，因此可能會增加 SC 來解釋。 這些假設得到加強 齊馬拉等人。 (2021)，他們報告說男性比女性更關心經濟和收入，女性更關心照顧孩子（Czymara 等人，2021).
另一方面，男性有可能更公開地報告他們的性強迫症，因為這是文化上對男性的期望，指的是“性雙重標準”（Carpenter、Janssen、Graham、Vorst 和 Wicherts，2008 年）。 由於我們仍然對男性和女性使用相同的問捲和截止分數，因此當前的測量結果可能導致女性 SC 報告不足（比較 庫比茨和布里肯，2021）。 對於在 SC 中觀察到的性別差異的生理原因知之甚少。 在患有性慾亢進症的男性中顯示下丘腦-垂體-腎上腺軸的失調，表明存在壓力反應。查齊托菲斯等人，2015）。 在另一項研究中，與健康男性相比，性慾亢進男性的血漿睾酮水平沒有升高（查齊托菲斯等人，2020)。 然而，SC 中性別差異背後的生物學機制尚未得到充分證明。
在我們的研究中，較年輕的年齡與從 T0 到 T1 的 SC 增加有關。 作為 萊米勒等人。 (2021) 發現尤其是年輕和壓力更大的獨居者擴大了他們的性行為，這可以解釋我們樣本中具有輕度 SC 症狀的一些差異。 由於我們樣本中的個體相當年輕（平均年齡 = 32.0， SD = 10.0），他們本可以利用這段時間進行性實驗，從而報告很多性行為和想法。
有趣的是，有一個撤退的地方與較少的 SC 相關。 這可能是由於單獨的性活動本身就是一種撤退形式。 因此，無法撤退的人可能會有更大的撤退衝動，從而導致更高的 SC。 反過來，不能從其他人那裡撤退也可能是一種壓力源，從而有利於這些人承受更高的心理負擔。
目前的結果沒有顯示感覺尋求之間的關聯，感覺尋求與性別的相互作用或從眾和感覺尋求與 SC 的相互作用，儘管先前的研究表明女性的感覺尋求與 SC 之間存在關聯。里德，2012).
啟示
目前的研究結果表明，男性、沒有伴侶關係的人和在家中沒有避難所的人（例如，共享狹小生活空間的社會經濟困難的人）尤其容易受到性強迫症的影響。
與大流行有關的接觸限制改變了全世界個人的生活和性生活。 由於 SC 似乎在應對壓力方面發揮作用，因此建議在諮詢或治療環境中評估患者性健康的變化，特別是男性、單身或居住在密閉空間中的患者。 由於目前的結果表明在線便利樣本中存在明顯的 SC，因此可以假設 SC 可作為與大流行相關的心理困擾的一種應對機制，尤其是對男性而言。 未來建議制定措施以防止處於危險中的個體發展成強迫性行為障礙。
優點和局限
這項研究的一個限制是 T0 的回顧性測量（大流行之前），因為記憶效應可能在一定程度上扭曲了結果。 我們使用 Y-BOCS 問卷來測量 SC，這與 ICD-11 中強迫性行為障礙的診斷類別不一致，因此這些發現不能推廣到該診斷類別。 另一方面，一個優勢是當前研究中使用的 Y-BOCS 的改編版本能夠更詳細地測量強迫性思想和行為。 我們使用 Y-BOCS 截止分數和截止分數，如 古德曼等人。 (1989) 用於強迫症以及由 克勞斯等人。 (2015) 在性慾亢進的男性群體中。 由於沒有適用的規範數據，截止值可能無法比較。
在未來的研究中，更詳細地調查哪些變量與女性 SC 相關會很有趣。 由於 10% 的女性報告中度或重度 SC，未來的研究需要包括女性參與者。 其他變量（如壓力脆弱性、身體健康和社會支持）可能是相關的預測因素，應在未來的研究中進行調查。 此外，在 CSBD 樣本中重新分析當前研究的假設會很有趣。
當前研究的另一個限制是對一般人群的普遍性有限，因為樣本相對年輕、城市化和受過教育。 此外，我們無法報告整個性別範圍的數據。 此外，許多可能的混雜變量（例如就業情況、子女數量、生活安排、衝突）尚未得到控制。 在解釋結果時必須牢記這一點。
結論
這項研究的結果表明，在 COVID-19 大流行的第一階段，男性是 SC 的危險因素。 特別是，心理壓力增加的男性受到影響。 此外，年輕、單身和在家中沒有隱私是 SC 發展的風險因素。 這些發現可能有助於臨床工作在適應性應對和關注心理困擾背景下的性反應方面。
資金來源
該研究沒有獲得外部資金。
作者的貢獻
學習理念與設計：JS、DS、WS、PB； 數據採集：WS、JS、DS； 數據分析解讀：CW、JS、LK； 學習督導 PB、JS； 手稿起草：LK、CW、JS。 所有作者都可以完全訪問研究中的所有數據，並對數據的完整性和數據分析的準確性負責。
利益衝突
作者宣稱沒有利益衝突。
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