抽象
本研究旨在調查異性戀女性社區樣本中自動和控制性認知與性功能的關聯，以及通過工作記憶能力對這些關聯的調節作用（N = 65）和男人（N = 51）。 參與者進行了兩個單目標內隱聯想測驗（ST-IAT），以評估內隱喜歡和缺乏色情刺激的程度。 性意見調查（SOS）用於評估明確的性喜好。 國際勃起功能指數（IIEF）和女性性功能指數（FSFI）用於評估性功能。 使用“河內之塔”任務和情緒通過醫院焦慮和抑鬱量表（HADS）評估工作記憶能力。 在女性參與者中，更高水平的性功能與更強烈的性刺激隱性關聯與匱乏同時發生，而隱性性愛與性功能水平無關。 在男性參與者中，較高的性功能水平與較低的性刺激隱性喜好同時發生，而內隱的性慾缺乏與性功能無關。 男性和女性的性愛功能得分較高均與較高的性功能有關，但焦慮和抑鬱症狀與性功能無關。 工作記憶能力不能緩解嗜血癖與性功能之間的聯繫。
男女性喚起的概念模型都假定了受控（或故意）和自動認知過程的參與（Barlow， 1986; Janssen，Everaerd，Spiering和Janssen， 2000; van Lankveld等， 2015）。 性喚起的認知干預模型（Barlow， 1986）以及情感因素，在功能障礙的性行為中，干擾思想和偏向注意過程的主要作用。 關於受控的，故意的認知加工，Barlow提出，與無症狀男性相比，勃起功能障礙的男性在面對潛在的性接觸時期望遇到性困難。 有意識的期望是受控認知的例子。 反復出現的性行為問題加劇了人們的消極期望，導致了慢性性功能障礙。 相比之下，無症狀男性期望勃起成功，體驗積極的感覺並充分關注色情刺激。 巴洛（Barlow）的模型基於許多男性實驗研究（亞伯拉罕（Abrahamson），巴洛（Barlow）和亞伯拉罕（Abrahamson）， 1989; 巴赫，布朗和巴洛， 1999; 巴洛，薩克海姆和貝克， 1983; 貝克和巴洛， 1986a, 1986b; Mitchell，DiBartolo，Brown和Barlow， 1998; 韋斯伯格，巴赫和巴洛， 1995）。 研究發現，操縱參與者對成功和不成功性行為的期望會影響有或沒有勃起功能障礙的男性的勃起性能（Bach等， 1999; 斯通，克拉克，斯布羅科和劉易斯， 2009）。 近年來，該模型也已應用於女性（Laan＆Everaerd， 1995; Wiegel，Scepkowski和Barlow， 2007）。 在一項針對女性的實驗研究中，發現假陽性反饋（可能導致積極期望）會導致較高的主觀性喚醒，而假陰性反饋會導致有或沒有性喚醒功能異常的女性的主觀喚醒降低（McCall＆Meston， 2007）。 但是，錯誤的積極反饋並沒有導致健康女性的生殖器性喚起更高，而導致性功能障礙的女性的生殖器激起更低。 兩組的生殖器喚醒均不受假陰性反饋的影響。 橫斷面問卷研究為該模型提供了進一步的支持。 在發生性行為之前，期間和之後，發現具有性功能障礙的男女比沒有症狀的人具有更多的負面故意刻意認知，包括某些類型的負面性思想，性態度和性自我方案（Andersen，Cyranowski和Espindle ， 1999; Nobre和Pinto-Gouveia， 2009a, 2009b).
Janssen等人的信息處理模型。 （2000）假定自動評估色情刺激是決定性喚起的關鍵作用。 該模型的主要假設是，刺激被感知後被編碼為性或非性，分別導致促進或抑制生殖器和主觀性反應。 最初，色情刺激的編碼和評估是自動過程，個人可能沒有意識到，儘管在處理的後期階段可能會出現意識（Nisbett＆Wilson， 1977; 施耐德與希夫林， 1977）。 根據該模型，被編碼為具有性意義的刺激會自動啟動生殖器的性反應。 為此，不需要意識到刺激。 對這種模型的實證支持已經從男女實驗研究中浮現出來（Macapagal＆Janssen， 2011; Spiering，Everaerd和Janssen， 2003; Spiering，Everaerd，Karsdorp和Both以及Brauer， 2006).
最近，雙重過程理論（Corr， 2010; 埃文斯和法蘭克， 2009; 奧爾森和法齊奧 2008已提出），以解釋受控和自動處理色情刺激物對性喚起產生的相對波動（van Lankveld， 2010; van Lankveld等， 2018, 2015）。 至關重要的是，雙過程模型假設，自動認知和受控認知對行為結果的相對影響是由情境和性狀的邊界條件決定的（Hofmann和Friese， 2008; Strack＆Deutsch， 2004）（見 圖1）。 這些條件中的關鍵作用是分配給工作內存容量（WMC； Baddeley， 1992; 德海恩 2014）。 情境因素，例如疲勞，酒精中毒，不愉快的情緒狀態（Figueira等， 2017）和焦慮症（莫蘭， 2016），阻礙工作記憶的功能。 發現WMC中的個體差異具有顯著的相關性，但與結晶智能和流體智能均不相同（有關薈萃分析，請參見Ackerman，Beier和Boyle， 2005）。 邊界條件的調節效果是由於兩種類型的信息處理的不同操作特性引起的。 在個人的喚醒狀態下，自動過程將永久激活。 它能夠同時處理來自廣闊感知領域和不同感覺模式的多位信息，並且需要最少的WMC。 相反，受控處理是串行發生的，並且速度較慢。 它能夠覆蓋自動（衝動）響應（霍夫曼和弗里斯， 2008; Strack＆Deutsch， 2004），但其操作關鍵取決於WMC的可用性。 因此，WMC的減少會削弱受控認知的調節功能，並允許自動過程控制行為和生理結果。 當應用於性行為時，雙過程理論預測，低或降低的WMC將增加（負面）自動評估的影響，並減少（正面）對照評估對性功能的影響。 假定自動關聯反映了通過社會化傳播的一般文化刻板印象（Nosek等， 2009; Steffens＆Buchner， 2003）和個人的學習歷史（岡薩雷斯，鄧祿普和男爵， 2017）。 通過頻繁地將刺激與情緒狀態配對來學習它們（Gawronski＆Bodenhausen， 2006).
性功能的雙重過程模型的不同元素已通過經驗進行了測試。 將要審查的第一組研究集中在有限的認知加工能力方面。 在男女之間的多項實驗研究中，使用雙重任務或分散注意力的範例，發現生殖器的性反應取決於信息處理能力的可用性（Adams，Haynes和Brayer， 1985; 安德森和漢密爾頓， 2015; 艾略特和奧多諾韋， 1997; 格爾與富爾 1976; Salemink和van Lankveld， 2006; van Lankveld＆Bergh， 2008; 範蘭克維德和范登豪特， 2004）。 請注意，這些研究在進行和發布之時並未構架為對雙過程模型進行的預測檢驗。 取而代之的是，它們被設計為測試分散注意力，增加的認知負荷以及對生殖器和主觀性喚起的注意能力的影響。 當同時執行第二個認知任務捕獲更多可用處理能力時，發現對色情刺激的生殖反應減少，儘管與此相反，一些研究發現，認知分心促進勃起反應（Abrahamson，Barlow，Sakheim，Beck和＆Athanasiou， 1985; Janssen，Everaerd，Van Lunsen和Oerlemans， 1994).
在少數研究中，內隱聯想測驗（IAT）範式（Greenwald，McGhee和Schwartz， 1998）被用來測試雙過程模型中的另一個元素，即具有性刺激的自動和受控認知關聯對性功能的相對貢獻。 IAT旨在衡量兩對概念之間的自動內存關聯強度（稱為 目標對 和 屬性對）。 為此，指示參與者通過按鍵盤上的指定鍵將出現在計算機屏幕上的刺激分配給類別。 IAT指數是根據對概念對不同組合的刺激發作和按鍵反應之間的反應時間差異計算得出的。 當我們討論概念性問題時，我們將潛在的認知過程稱為“自動與受控”，而在討論數據和調查結果時，將測得的認知結果稱為“隱式與顯性”。 在本研究中，使用了單目標隱式關聯測試（ST-IAT），這是對IAT的單目標修改（Bluemke和Friese， 2008）。 在IAT中，包括兩個對立的目標類別，它們代表自然發生的對立（例如，男性與女性，有生命與無生命）。 這種相反的類別不容易用於性刺激，因此性刺激被用作單一目標類別。
在一項觀察性研究中，評估了陰道滲透刺激與厭惡和威脅的隱式關聯（Borg，de Jong和Weijmar Schultz， 2010）使用兩個ST-IAT。 與沒有症狀的女性相比，發現患有性疼痛疾病或陰道痙攣的女性在性與厭惡之間表現出更強的內在聯繫。 在對健康的年輕人進行的一項研究中，隱性的性厭惡性ST-IAT關聯與性功能，生殖器或主觀性刺激對色情刺激的反應均不強烈相關（Grauvogl等， 2015）。 在另一項ST-IAT研究中（Brauer等， 2012），與性功能正常的女性相比，當時被診斷為性慾減退（HSDD）活躍的女性，其陰道滲透刺激與正價的內隱關聯較少（但不更多）。
價在可能會對性功能產生不同影響的情感（“喜歡”）和動機（“想要”）評估中都起作用。 2015）。 兩種評估類型都在情感理論中得到了概念化（請參見Frijda， 1993），以確定刺激的欣賞（喜歡）水平以及接近或避免刺激的趨勢（想要）。 最近，這些構造已應用於性功能的神經科學模型（Georgiadis，Kringelbach和Pfaus， 2012）。 在這個模型中，慾望是性反應的一個激勵階段，可以隨著性慾的增加而有意識地經歷，而喜歡在消費階段起主要作用，並反映在主觀和生殖器的性喚起中。 在具有非法吸毒成癮的患者樣本中證明了喜好與匱乏之間的區別（Robinson＆Berridge， 1993, 2008）和飲食失調（Tibboel等， 2011）。 因此，除了隱式的性愛協會之外，可能更需要性愛協會，這反映了自動的性動機。
在有或沒有性問題的女性婦科患者中檢查了色情刺激與喜歡和缺乏的內在聯繫（van Lankveld，Bandell，Bastin-Hurek，van Beurden和Araz， 2018）。 在這兩組中，色情刺激與缺乏的更強的內在聯繫與更高水平的性功能有關。 與沒有症狀的婦女相比，發現有性問題的婦女錶現出更多的色情刺激與慾望的負性內在聯繫，並與自動性動機指數化。 此外，兩組中較高的色情刺激顯式明確評分與較低的性困擾水平相關。 兩組在性刺激與喜好之間的內在聯繫方面沒有差異。
還研究了使用ST-IATs測量的自動喜歡和缺乏的聯想，研究了有或沒有性功能障礙的男性泌尿科患者（van Lankveld等， 2015）。 儘管兩組在色情刺激與喜好的隱式關聯方面有所不同，但觀察到的差異的方向是出乎意料的：性功能障礙的男性比健康男性具有更多的積極的與色情刺激的隱性關聯。 兩組在內在匱乏方面沒有差異。 在有和沒有性問題的男性泌尿科患者中進行的第二項研究中，重複了這一發現，性功能水平較低的參與者表現出較強的自動性-陽性關聯。 這種影響在年齡較小的人群中最大（van Lankveld等， 2018）。 在非臨床學生樣本中，從內隱的性愛得分中可以最好地預測出男性的性行為的幾個方面，而在內隱的性慾得分中可以最好地預測出女性的性行為（Dewitte， 2015).
在所有先前對具有性刺激的自動認知關聯的研究中，都比較了具有和沒有性功能障礙的個體，並根據不同的基本過程（例如Barlow， 1986）。 與此類性功能和功能障礙的醫學或分類模型形成對比（有關討論，請參見Pronier和Monk-Turner， 2014），心理病理學的維度模型（安德森，胡珀特和羅斯， 1993）假定人群中存在連續的精神病理症狀，範圍從無症狀個體完全沒有症狀到嚴重精神障礙患者的全面症狀星座（凱斯勒， 2002）。 人們發現，在人群中存在症狀的尺寸，連續分佈的證據在各種精神障礙中有所不同（例如Fraley＆Spieker， 2003; 哈斯蘭 2003a; Haslam，2003b； 所羅門，哈加和阿諾， 2001; Thewissen，Bentall，Lecomte，van Os和Myin-Germeys， 2008）。 福布斯，百利和席尼爾（2016）提出了一個性功能障礙的維度模型，作為內在化障礙維度以及抑鬱症和焦慮症的一部分。 使用潛在輪廓分析和結構方程模型（SEM），發現女性數據比男性數據更適合尺寸模型（Forbes等， 2016）。 男子數據更適合分類模型。 與維度觀點一致，本研究從一般人群中招募參與者，以研究性功能與自動和受控的性慾和情慾關聯與色情刺激之間的關係，以及WMC對這些關係的調節。 就我們所知，性喚起雙過程模型中的中心假設（即WMC可以調節自動和受控的認知關聯對性功能的影響）尚未得到檢驗。 在當前的橫斷面研究中，我們旨在對這一假設進行首次測試，該假設是性功能由自動和受控的認知評估決定，而這些評估類型的相對影響由WMC調節。 鑑於目前在治療性功能障礙方面可用的認知行為乾預措施主要集中在有意識的可用認知因素上（Berner＆Gunzler， 2012; Fruhauf，Gerger，Schmidt，Munder和Barth， 2013; Gunzler＆Berner， 2012; 雙方的Ter Kuile和Van Lankveld， 2010），測試性功能雙重過程模型的假設可能具有重要的臨床意義。
我們檢驗了以下假設：
假設1：在女性中，性功能水平與性慾與慾望的隱性關聯顯著相關：強烈的隱性性慾得分與性功能水平更高相關。
H2：在男性中，性功能水平與色情刺激與喜好的隱式關聯顯著相關：隱性性愛的較高水平與性功能的更高水平相關。
假設3：無論男女，性功能水平都將與對性的明確認知顯著相關：對性的更強積極態度（色情性）將與更高水平的性功能相關。
H4：焦慮和抑鬱症狀水平與性功能水平呈負相關。
假設5：WMC的水平將有差別地緩解自動和控制性關聯與性功能之間的關係，這表明在較高的WMC水平下，控制性喜歡和性慾與性功能之間的關聯更強。
選項
来临嘉宾
有興趣的人士，如果他們年滿18歲或以上，自我認同為異性戀，與伴侶有過性經歷，據報導在最近四個星期內發生過性接觸且能夠熟練閱讀荷蘭語以回答研究問題，則符合資格並執行計算機任務。 本科生在他們的熟人圈中招募了研究參與者。 有興趣的人通過電子郵件收到了個人邀請，其中說明了參加的目的和程序。 參加是自願的，沒有提供任何補償。 做出回應並表示有興趣和意願參加的個人會收到個人登錄代碼和鏈接到在線研究平台的URL。
措施
性功能
在完成了簡短的人口統計問卷後，參與者回答了一個初始問題，詢問他們當前是否遇到任何性問題。 如果他們回答自己是，則有一個後續問題詢問他們遇到的性問題的類型。
女性性功能指數（FSFI）。 FSFI（Rosen等， 2000）是一份自我報告調查表，通過六個子量表中的19個項目評估女性的性功能，這些子量表測量了性慾，性喚起，潤滑，性高潮，性滿足感和性疼痛。 我們的理論框架假設了認知評估過程與性喚起之間的關鍵聯繫。 為了調查這些預測，選擇了索引性慾，性喚起，陰道潤滑和性高潮的分量表來代表女性性功能的這些方面。 匯總的子量表分數構成了性功能的整體指數（FSFI總分數）。 答案分為五項和六項量表，分數越高表明性功能越好。 原始因素結構在荷蘭語版本（Ter Kuile，Brauer和Laan， 2006）。 FSFI的內部一致性非常好（Cronbach'sαs> 0.82）。 對於所有分量表，其重測可靠性範圍從令人滿意到很高（r = 0.79至0.86）以及總規模（r = 0.88; 羅森（Rosen）等人， 2000）。 在本研究中，內部一致性的範圍從令人滿意到極好（性慾分量表：Cronbach'sα= 77;性喚起：Cronbach'sα= 94;潤滑性：Cronbach'sα= 96;性高潮：Cronbach'sα= 92）。
國際勃起功能指數（IIEF）。 IIEF（Rosen等， 1997）是一份自我報告問卷，用於評估男性性功能。 它有15個項目，分為五個分量表，分別測量勃起功能，性高潮功能，性慾，性交滿意度和總體性滿意度。 選擇索引性慾，勃起功能和性高潮功能的分量表來代表男性性功能的這些方面。 參與者提供了五項和六項量表的答案，分數越高表明性功能越好。 計算總分以提供總體性功能指數（IIEF總分）。 在先前的研究中，IIEF的內部一致性極佳（Cronbach'sα在0.92至0.96之間），並且重測信度很高（r = .84; 羅森（Rosen）等人， 1997）。 在本研究中，內部一致性的範圍從良好到優異（勃起功能：Cronbach'sα= 95；性高潮功能：Cronbach'sα= 96；性慾：Cronbach'sα= .84）。
抑鬱和焦慮
醫院焦慮和抑鬱量表（HADS; Zigmond＆Snaith， 1983）被用來評估抑鬱和焦慮症狀的嚴重程度。 HADS是一項包含14個項目的自我報告調查表，其中包括焦慮和抑鬱兩個分量表。 高分代表較高的焦慮和抑鬱水平。 荷蘭樣本顯示內部一致性令人滿意，Cronbach'sα介於71至.90之間（Spinhoven等， 1997）。 在本研究中，內部一致性對於焦慮量表（Cronbach'sα= .81）好，對於抑鬱症量表（Cronbach'sα= .77）令人滿意。
與性刺激的內隱聯繫
單目標內隱聯想測驗。 ST-IAT是IAT的修改版本（Greenwald等， 1998），並在本研究中用於測量對色情刺激的隱式評估。 IAT（Houben＆Wiers， 2008; Nosek，Greenwald和Banaji， 2005）和ST-IAT（Bluemke和Friese， 2008; Karpinski＆Steinman， 2006）被發現令人滿意。 先前的研究發現，IAT的在線和現場效果並沒有系統地變化（Houben＆Wiers， 2008).
ST-IAT包含一個目標類別（色情）和兩個概念相對的屬性類別。 喜好和想要的ST-IAT的色情目標是從國際情感圖片系統（Lang，Bradley和Cuthbert， 1999).1 每個人都有一個女性和一個男性演員從事明顯的性活動，但未顯示生殖器的完整特寫鏡頭。 女性的乳房完全可見。 喜歡的ST-IAT的屬性類別為“正”（用單詞表示 幽默，健康，禮物和 和平 [在荷蘭： 幽默，gezondheid，kado，vrede]）和“負數”（以單詞表示 仇恨，戰爭，疾病和 疼痛 [在荷蘭： haat，oorlog，ziekte，pijn]）。 想要的ST-IAT的屬性類別為“我想要”（用動詞“渴望”，“想要”，“希望”和“願望”表示；荷蘭語： 洪克倫，貝格倫，溫森，韋蘭根）和“我不想要”（使用動詞“ ward off”，“ avert”，“ avoid”和“ stop”；在荷蘭語中： afweren，ontwijken，vermijden，stoppen).
屬性類別標籤永久顯示在屏幕的左上角（標籤為“正”或“我想要”）和右上角（標籤為“負”或“我不想”）。 在整個測試過程中，它們的位置保持不變。 目標類別（“性別”）切換位置，並顯示在左側或右側屬性類別標籤上方，具體取決於每個塊的說明。
參與者收到指示，可以通過按鍵盤將出現在便攜式計算機屏幕中央的每個單詞或圖片分類為目標類別或屬性類別之一。 z 和 m QWERTY鍵盤上的按鍵。 經過正確的回答，提出了下一個刺激措施。 當給出錯誤的響應時，錯誤反饋顯示為紅色X，代替了屏幕中心的刺激； 紅色X會一直保留在屏幕上，直到給出正確的響應為止。
表1 顯示的ST-IAT設置在喜歡和想要的版本中是相同的，並為參與者提供了說明示例。 ST-IAT從僅使用屬性刺激的練習塊開始。 隨後，有兩個相同的塊，首先是16個試驗的練習塊，其中展示了色情圖片以及正負屬性詞，然後是48個試驗的測試塊（請參見 表1）。 在練習和測試塊中，兩個響應鍵上的按鍵次數保持相等，以防止響應偏差的發展（de Jong， 2015）。 在實踐和測試試驗中使用了相同的刺激（Nosek等， 2005）。 目標和屬性刺激以準隨機順序顯示，確保每個目標刺激都在屬性刺激之前和之後。 在兩個目標刺激之間連續出現的屬性刺激不超過兩個。 在第一個練習和測試塊中，色情圖片和正面詞映射到相同的響應鍵（性別陽性組合），而在第二個練習和測試塊中，色情圖片和負面詞共享相同的響應鍵（性別負組合） 。 預期其中一種組合（性陽性或性陰性）可導致更短的反應時間。 此預期基於以下假設：與目標對象和屬性之間的關聯在不一致時相比，參與者和代表網絡中的目標和屬性之間的關聯更強時，按鍵速度更快。
在需要的ST-IAT中未使用任何糾錯程序，以強調此ST-IAT版本的更個性化的性質（Olson和Fazio， 2004）。 喜好和想要ST-IAT的執行順序是固定的，喜好ST-IAT被用作第一任務。 先前的研究發現，IAT的在線和現場效果並沒有系統地變化（Houben＆Wiers， 2008).
明確的性刺激聯想
性意見調查（SOS）。 SOS（Fisher，Byrne，White和Kelley， 1988）用於衡量參與者對性刺激的明確喜好。 它由21個項目組成，並包含一個單一的量表，用於評估參與者在嗜好症-恐怖恐懼症方面的立場，即“沿著對情感和評估的消極-積極方面對性暗示做出反應的傾向”（Fisher等， 1988，第 123）。 SOS的心理測量特徵令人滿意，男女樣本中的Cronbach'sα介於82至90之間（Fisher等， 1988）。 在本研究中，內部一致性良好，Cronbach'sα= .81。 沒有使用明顯的匱乏的措施。
工作記憶容量
修改後的河內塔（ToH-R）。 為了衡量參與者的WMC，ToH-R（Welsh＆Huizinga， 2001）。 據稱這是一個解決問題的任務，旨在衡量執行人員的職能。 發現ToH-R性能與工作記憶特性（尤其是與視覺空間元素（Handley，Capon，Copp和Harper， 2002）。 ToH-R的計算機化管理與木製版本的性能沒有區別（Mataix-Cols和Bartres-Faz， 2002）。 河內塔的現場和在線計算機任務的比較尚未發布。 使用了TOH-R的在線數字版本。 將三個高度和直徑相同且間隔均勻的垂直釘放在平坦的底座上。 必須將四個具有不同直徑的圓盤放在樁上，以實現不同的配置。 ToH-R包含22項試驗（請參見威爾士和惠辛加， 2001）。 在每次試用開始時，開始配置和目標配置都顯示在計算機屏幕上。 指示參與者通過重新放置磁盤，以最少的移動次數將起始配置轉換為目標狀態。 這些移動受到三個規則的約束：（1）一次只能移動一個磁盤； （2）必須在下一個動作開始之前將磁盤放置在其中一個銷釘上； （3）請勿將磁盤放置在直徑較小的磁盤上。 進一步的指示是使用所需的移動次數來嘗試達到目標，但沒有施加時間限制。 這些規則已在首次試用開始之前進行了解釋。 它們要求參與者在進行第一個動作之前計劃一系列動作，並在執行任務期間監視和調整該計劃。 因此，ToH和其他對像傳輸任務（例如倫敦塔）被認為對額葉功能，工作記憶的差異敏感（Goldman-Rakic， 1987），抑制（Goel和Grafman， 1995）或執行職能的兩個方面（Zook，Davalos，DeLosh和Davis， 2004）。 每個試驗結果的評分為0（不正確的解決方案）或1（正確的解決方案），從而得出正確解決問題的總評分，其可能範圍為0到22。高分錶示WMC高。
程序
選擇固定的測試順序是為了避免問卷調查表的完成對性問題產生初步影響，而這可能會影響後續隱式測試的執行，並避免測試完成對WMC的疲勞影響。 因此，首先，進行ToH-R； 接下來，完成了ST-IAT喜歡和想要的任務； 最後，完成了在線問卷（人口統計學問題，FSFI / IIEF，HADS和SOS）。 一起完成所有任務大約需要45分鐘。 該研究的倫理學許可是從大學的倫理審查委員會獲得的。
統計分析
為了根據喜好和慾望來索引色情刺激的隱式關聯，採用了改進的Greenwald，Nosek和Banaji D600計算算法（2003） 被雇傭。 實踐階段和測試階段的組合數據用於計算D600 ST-IAT指數。 按照標準慣例，在此方法中，將低於400 ms的反應時間（RT）丟棄，將高於2,500 ms的RTs替換為2,500 ms，並且，僅在喜歡ST-IAT的情況下，才用平均RT代替錯誤的試驗。在計算平均RT之前增加了600 ms的損失。 想要的ST-IAT被設計為個性化IAT（德威特， 2015; 奧爾森和法齊奧 2004）; 為此，未定義任何錯誤響應。 D600指數得分的計算方式為：對陽性陽性/我想要和陰性陰性/我不想要組合模塊的平均反應時間之間的差異得分，除以跨所有模塊計算出的標準偏差，屬性練習塊。 較低的D600分數表明，色情刺激與喜歡和缺乏的聯繫更緊密。 使用 d 基於小組比較研究得出的IAT差異的保守平均效應大小估算值= 0.65（Nosek等， 2005），我們要求60名參與者獲得80％的獨立樣本的統計功效 t 測試，使用 p <.05。 為了檢驗假設1-3，計算了Pearson乘積矩之間的相關性。 為了檢驗假設4，以性功能評分（標準化FSFI / IIEF子量表評分）為因變量，進行了一系列分層線性回歸分析。 計算了效應大小及其95％的置信區間（CIs）（Steiger， 2004）。 使用SPSS版本24進行分析。
成績
樣本由116位參與者組成，其中65位是女性（56％， M年齡 = 31.6年； SD = 10.1）和51名男性（佔44％， M年齡 = 37.0年； SD = 12.0）。 總體而言，有77％的女性參與者和73％的男性參與者報告有固定的戀情。 親屬關係的長度差異很大，女性和男性參與者的平均長度分別為10.1歲和12歲。 超過50％的參與者報告了大學或大學水平的教育。 3％的女性和2％的男性參與者報告了性問題。 關係特徵，其他人口統計資料以及關注變量的均值和標準偏差如下所示： 表2.
對男性和女性參與者分別進行了Pearson相關分析（請參閱 表3）。 在女性參與者中，隱性需求和自我報告的性喚起水平之間顯著相關（r = −.26， p <.05）和性高潮（r = −.35， p <.01）。 較強的隱性性慾關聯與更高的性喚起和性高潮功能相關。 內隱的喜歡性別的協會與性功能指標沒有顯著相關。 在男性參與者中，隱性喜好與自我報告的性高潮水平之間存在顯著相關性（r = .33， p <.05）。 具體而言，更強的性愛聯想與較低的性高潮功能相關。
在女性參與者中，嗜血癖與自我報告的性慾水平之間存在顯著相關性（r = .25， p <.05），性喚起（r = .40， p <.001），陰道潤滑（r = .32， p <.01）和性高潮（r = .31， p <.01）。 在男性參與者中，發現嗜血癖與自我報告的性慾水平之間存在顯著相關性（r = .30， p <.05）。 男性和女性在性行為的這些方面，較強的嗜好性與更好的功能相關。 在男性參與者中，較高的嗜血癖得分與較高的隱性性慾相關（r = −.31， p <.01）。 在女性參與者中，對性生活和性慾的顯性和內隱測量沒有顯著相關。
通過對性慾，性喚起，陰道潤滑和性高潮（所有FSFI分量表）進行兩個系列的分層多元線性回歸分析（Enter方法），研究了WMC對隱性和顯性性愛與性愛協會的協調程度量）作為女性參與者的標準變量，而性慾，勃起功能和性高潮功能（所有IIEF量表的量度）作為男性參與者的標準變量。 第一步，輸入內隱的性愛，內隱的性愛和嗜好性得分。 在第二步中，輸入了嗜好症患者與WMC的相互作用項。 第三步，添加HADS焦慮和抑鬱評分。 在女性參與者中，從分析中排除了四個單變量離群值。 兩名參與者在ToH-R上的得分非常高，一名在HADS焦慮量表上的得分非常低，而一名在HADS抑鬱量表上的得分非常低。 在男性參與者中，排除了兩個單變量離群值。 兩者在ToH-R上的得分都非常高。 沒有發現多元離群值。
在女性子樣本中，與僅使用常數的模型相比，第一步的回歸模型以性喚起得分為標準變量，隱性喜歡，隱性性別和嗜愛性得分為預測變量，這一回歸模型非常重要， R2 = .23， F （3，52）= 5.18， p = .003（請參見在線補充表1）。 嗜好症（β= .456， p = .001）對模型有重大貢獻。 在第二步和第三步中，沒有發現其他解釋性差異。 與僅使用常數的模型相比，第一步中以高潮功能評分作為標準變量，隱性喜歡，隱性性別和嗜愛性評分作為預測變量的回歸模型非常重要， R2 = .18， F （3，52）= 3.90， p = .014。 隱性性慾（β= −.313， p = .021）和嗜血癖（β= .327， p = .014）有助於預測。 在第二步和第三步中，沒有發現其他解釋性差異。 以性慾和陰道潤滑評分為標準變量的回歸模型並不顯著。
在男性子樣本中，與僅使用常數的模型相比，第一步中使用勃起功能評分作為標準變量並使用隱性喜歡，隱性性別和嗜愛性得分作為預測變量的回歸模型非常重要， R2 = .20， F （3，40）= 3.26， p = .03（請參見在線補充表2）。 隱性性愛（β= 319， p = .035）和嗜血癖（β= .321， p = .038）對模型有重大貢獻。 較低的隱性喜歡聯想和更強的嗜血性與更高水平的勃起功能相關。 在第二步和第三步中，沒有發現其他解釋性差異。 與僅使用常數的模型相比，第一步中以性高潮功能評分為標準變量，以內隱性喜歡，內隱性慾和嗜好性慾評分作為預測變量的回歸模型非常重要， R2 = .19， F （3，40）= 3.17， p = .03。 隱性性愛（β= .407， p = .008）對該模型有重大貢獻。 再次，低的隱性喜歡協會與高潮功能的較高水平有關。 在第二和第三步中，沒有發現其他解釋性差異。 以性慾為標準變量的回歸模型不顯著。
討論區
在這項研究中，我們調查了非功能性社區樣本中性功能與自動和可控制的慾望和喜好關聯與色情刺激之間的關係，以及WMC對這些關係的調節作用。 我們的研究結果部分支持了假設的性別模式，一方面是性功能方面的關聯，另一方面是內隱的喜歡和缺乏性。 在女性參與者中，更高水平的性功能（性喚起和性高潮）與更強烈的性刺激與性慾的隱性關聯相關，而隱性性愛與性功能的任何方面均不相關。 男性參與者發現了完全相反的發現。 在男性中，性高潮功能的提高與色情刺激的內隱喜好程度降低有關，但內隱的性慾關聯與性功能的任何方面均不相關。 然而，這些截然相反的發現是我們研究小組先前在有或沒有自我診斷和臨床診斷的性功能障礙的女性和男性患者樣本中重複進行的研究結果（van Lankveld，Bandell等， 2018; van Lankveld，de Jong等， 2018; van Lankveld等， 2015），使用類似的方法。 女性參與者的當前發現也與Dewitte（2015），他們調查了一個年輕得多的樣本。 在本研究和Dewitte（2015）研究發現，女性參與者較高的隱性需求與較高的性功能水平和性行為頻率有關。 儘管這些研究都發現男性參與者內隱的性喜好與性功能/行為之間存在顯著的關係，但這些關係的方向卻相反。 在德威特（2015）研究發現，高內隱性喜好與高性行為頻率之間存在關聯； 在本研究中，高隱性性喜好與低水平的性功能之間存在關聯。
關於明確的性態度，在本研究中，男女雙方在性功能的各個方面，嗜好性得分與更好的功能有關：在性慾，性喚起，陰道潤滑和性高潮的分數低於女性的女性中； 在男人的性慾得分上。 嗜好女性得分較高和想要更好的性功能的內隱性較強的女性之間的關聯與文獻和非臨床樣本中的先前發現一致（Dewitte， 2015）。 對性刺激進行更積極的自動和受控評估，使其與性功能保持正相關。 然而，它們似乎獨立地促進了性功能的變化，因為在女性參與者中未觀察到顯性和隱性性慾和性慾測量之間的顯著相關性。
在本研究中，女性參與者對性刺激的內隱喜好與性功能之間未發現關聯，但在對患有HSDD的女性進行的一項研究中顯示出這種關聯（Brauer等， 2012）。 儘管對色情圖片的選擇僅部分重疊，但Brauer等人的研究和當前研究中使用的方法非常相似。 與目前的社區樣本相比，在被診斷為HSDD的女性中觀察到的顯著效果可能反映了該臨床組中更強的隱式關聯，並且與性心理病理學的維度觀點一致。
在男性中，低內隱的性喜好與較高的性功能之間存在最初的直覺上的聯繫，這一點在本研究和之前兩次臨床樣本中的ST-IAT研究中均發現（van Lankveld，de Jong等， 2018; van Lankveld等， 2015），引起炒作。 可能的解釋可能是，經歷過不成功和令人失望的性交經歷的男人，即使總體上對性刺激有很強的積極評價，也不會將自己的伴侶當作積極的性刺激。 ST-IAT中的色情刺激描繪了匿名的色情演員。 在性功能水平較低的男性中，與這種類型的刺激有強烈的積極的內在聯繫，這可能是學習過程的最後階段（Georgiadis等， 2012）。 最終階段可能是由於經常接觸露骨的色情內容，以及這些刺激與通過自慰獲得性高潮所獲得的報酬的聯繫所致，而不是與他們的伴侶不加回報的性經歷。 在幾項研究中，發現了這種聯繫，包括性慾低下的男性（Carvalheira，Træen和Štulhofer， 2015）以及社區樣本中的男女（Vaillancourt-Morel等， 2017），儘管對社區年輕人的另一項研究未能找到有力的聯繫（Landripet和Štulhofer， 2015）。 為了檢驗這種推測性解釋，van Lankveld，de Jong等人。 （2018）建議在ST-IAT中嵌入描繪每個參與者自己的伴侶在色情刺激中的圖片。 或者，性刺激與正價的關聯（例如在性功能水平較低的男性中）可能表示對性互動的強烈渴望，如色情圖片所示。 實際上，這種慾望與他們實際的性互動之間的差異可能是他們性功能障礙的驅動力之一。 一種最終的可能性是，具有較高隱性喜好聯想的男性也懷有與工作表現相關的高要求性信念（“男子氣概”），這些性信念是導致性功能障礙發展的脆弱性因素（Peixoto＆Nobre， 2017）。 檢驗強勢男子氣概的信念可以解釋強烈的隱性喜歡性別的關聯的假說，可以將性信念包括在未來的研究中。
與男性在自動性喜好和性功能之間的關聯上看似矛盾的發現相反，在男性中觀察到的較高的嗜好症患者得分和較高的性慾得分之間存在顯著的直接聯繫。 儘管男性男性參與者中較高的嗜好性得分與較高的內隱性慾有關，但重申，內隱的性慾未與男性的性功能相關。
多元回歸分析未能證實WMC的假設緩和作用以及焦慮和抑鬱症狀對內隱和外顯測量與性功能之間關聯的影響。 因此，我們的發現並未進一步揭示雙過程框架必須提供的關於男女性別功能變異性的理論推論。 焦慮和抑鬱症狀並未增加對性功能任何方面的預測，這可能是由於症狀水平較低以及研究樣本中適當的性功能水平所致。
對於未發現WMC的調節作用，可以提出一些嘗試性的解釋。 首先是WMC的這種影響確實不存在。 但是，以前的一些經驗研究表明，工作記憶以及執行功能的其他方面也可能與性功能有關，特別是年輕人的性喚起（Amezcua-Gutierrez等， 2017; Ruiz-Diaz，Hernandez-Gonzalez，Guevara，Amezcua和Agmo， 2012）。 另一個初步的解釋是，WMC的節制被儀表問題掩蓋了。 儘管ToH-R用於索引工作記憶特徵（Goel和Grafman， 1995; 高盛-拉基奇 1987; Zook等， 2004），其中的視覺空間元素可能占主導地位（Handley等， 2002），使其不太適合表示為執行此特定任務而調用的工作記憶的語言/語言方面。 其他工具，包括單詞和數字跨度測試，可能更適合捕獲工作記憶的相關方面。 最終的推測性解釋可能是，非臨床樣本中有限WMC約束的影響大小小於預期，導致（較小）當前樣本大小的統計能力不足，由於一些參與者遇到了技術問題，該樣本變得更小。無法執行ToH-R。 另一部分參與者未能通過至少三項失敗的試驗的性能閾值，因為他們過早地停止了其測試參與。 有必要進行進一步的研究以測試這些推測性的解釋。
我們樣本中的女性參與者得分很低，表明性功能水平較低（Ter Kuile等， 2006），並且可能會對它們是否真正代表非臨床人群產生懷疑。 但是，自我報告有性問題的兩名女性受訪者的FSFI分數處於FSFI分數的中級且高於平均水平。 在荷蘭的一般人群樣本中也報告了低FSFI分數的類似發現（Lammerink等， 2017).
總而言之，我們在該社區樣本中發現了證據，表明性功能的幾個方面與性認知的顯著方面之外，還與色情刺激與喜好和慾望的隱式關聯有關。 我們的發現重複了先前研究的發現。 正如性行為的雙重過程模型所表明的那樣，我們沒有找到證據表明WMC可以緩和這些關聯。
致謝
我們感謝Anne Camper，Chantal Bos，Jill Philipsen，Marcella Hagenaar，Marije Koppenens，Marissa van der Velde，Myrinne M. Tinselboer和Esther Stehouwer參與了數據收集。
在線補充表2
在線補充表1
筆記
1喜歡ST-IAT的色情圖片的IAPS編號為4658、4659、4664和4680。這些圖片以前曾用於van Lankveld等人的研究中。 （2015）。 為想要的ST-IAT刺激選擇的色情圖片是IAPS編號4611、4652、4690和4800。
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