在互聯網上觀看色情內容後的情緒變化與互聯網色情觀察障礙（2016）的症狀有關

可在線購買8 December 2016

Christian Laier ^a^，,
馬蒂亞斯·布蘭德 ^a^,^b

http://dx.doi.org/10.1016/j.abrep.2016.11.003

热點

調查在私人環境中使用自我確定的互聯網色情內容之前和之後的情緒和性喚起
觀看色情內容與情緒變化和性喚起指標有關
互聯網色情使用前後的情緒以及情緒的變化都與網絡色情觀察障礙的症狀有關

抽象

互聯網色情觀看障礙（IPD）被認為是一種互聯網使用障礙。對於IPD的發展，從理論上講，互聯網色情軟件功能失調以應對抑鬱的情緒或壓力可能被認為是危險因素。為了解決互聯網色情使用對情緒的影響，進行了一項以三個測量點為樣本的男性參與者的在線研究。對參與者進行了調查，了解他們的IPD傾向，個人使用互聯網色情內容，總體情緒，感知壓力以及他們使用互聯網色情內容的動機。此外，還詢問了參與者當前的情緒，性喚起以及需要自慰的情況，他們在私人環境中自定地觀看互聯網色情內容前後。數據顯示，患IPD的傾向與總體上感覺良好，清醒，平靜和積極地與日常生活中感覺到的壓力有負相關，並使用互聯網色情來尋求刺激和避免情緒。在私人環境中自主決定使用互聯網色情內容的同時，還伴隨著情緒變化和性喚起的指示。而且，IPD的傾向與使用互聯網色情術前後的情緒以及實際增加的良好和平靜的情緒負相關。結果顯示了觀看互聯網色情內容對情緒和性喚起的影響，可以認為這對用戶具有增強作用。因此，結果與IPD發展的理論假設是一致的，在該假設中，互聯網色情使用的正（和負）強化與提示反應性和渴望反應有關。

關鍵詞

網絡色情;
癮;
心情;
性喚起

1. 介紹

觀看色情內容對互聯網的潛在積極和消極影響存在爭議（坎貝爾和科胡特，2016, Grubbs等，2016, Hald和Malamuth，2008, Harkness等人，2015, Peter和Valkenburg，2014, Shaughnessy等人，2014 和 Stanley等人，2016）。顯而易見的是，有些人報告說他們對色情使用失去了控制，這通常伴隨著在幾個生命領域（例如學校/學術/工作職能）中使用時間和負面影響的增加（Duffy等人，2016, 格里菲斯，2012 和 Wéry和Billieux，2015）。性行為的成癮性仍然存在爭議（Potenza，2014），但許多研究人員認為，一般來說，觀看色情和性行為都可能被認為是令人上癮的（Brand等，2014, Garcia和Thibaut，2010, Kraus等，2016 和 Love等人，2015）。雖然有些人認為上癮的互聯網色情內容可能是性成癮或性慾亢進的特定形式（Garcia和Thibaut，2010 和 Kafka，2015），其他人認為它應該被歸類為特定類型的網絡成癮（Laier和Brand，2014 和年輕，2008）。事實上，色情內容被證明是有可能發展上癮使用模式的互聯網應用（Meerkerk，van den Eijnden和Garretsen，2006年）。由於對其現象學的持續討論，我們使用術語互聯網色情視覺障礙（IPD）類似於DSM-5中使用的互聯網游戲障礙（APA，2013）。由於沒有就IPD的診斷標準達成一致，因此只能估計這種現象的普遍性。一項研究檢查了瑞典的樣本代表，發現2％的女性和5％的男性參與者報告了IPD的症狀（羅斯（Ross），蒙森（Månsson）和丹妮巴克（Daneback），2012年).

關於IPD的發展，有人認為媒體的特徵（例如，強化效應，匿名性，可訪問性）有助於觀看色情內容的動機（庫珀，德爾莫尼科，格里芬·雪萊和瑪西，2004年）。關於用戶的特徵，有人認為個體可能傾向於通過個人特徵（例如，高性興奮性）來發展IPD症狀，並且這些特徵與與色情使用相關的認知相互作用（例如，積極使用預期）（Laier＆Brand，2014年）。由於通過觀看色情作品在性滿足方面的強化效果，調理過程應導致提示反應性的發展以及對內部或外部成癮相關線索產生的渴望反應。一些研究表明，性喚起的重要作用和對IPD的渴望反應的證據（Brand等，2011, Laier等，2013, Laier等，2014, Laier等，2015, Rosenberg和Kraus，2014 和 Snagowski等，2015）。這些發現與特別是那些個體傾向於發展IPD的假設一致，這些IPD使色情消費功能化以應對抑鬱情緒或壓力（庫珀，普特南，Planchon和Boies，1999年）。在特定網絡成癮的I-PACE模型中也提出了這種假設（I-PACE代表人 - 情感 - 認知 - 執行的交互）（品牌，年輕，萊爾，沃爾夫林和波坦察，2016年）。該模型的一個假設是當前情緒可能影響使用特定互聯網應用程序（例如，互聯網色情內容）的決定，並且使用特定應用程序所獲得的效果應該加強與互聯網相關的認知。此外，使用互聯網應用程序有助於應對壓力或異常情緒的想法和期望也被認為是強化的，並且也是一般的功能失調的應對方式。成癮過程中的經驗可以穩定或加強人格特徵和精神病理症狀。雖然功能失調的應對已被證明與IPD有關（Laier＆Brand，2014年），到目前為止，在互聯網上觀看色情內容後，當前情緒和情緒變化對IPD症狀的作用尚未得到調查。該研究的目的是通過解決常規互聯網色情用戶樣本中的以下假設來填補這一研究空白：1。）IPD傾向與總體情緒和感知壓力有關，2。）IPD趨勢是與互聯網色情使用前後的當前情緒和性喚起相關聯，3。）IPD傾向與因使用互聯網色情和4引起的情緒和性喚起的變化有關。）IPD傾向與使用動機之間的關係通過觀看色情內容獲得的性喚起可以減輕網絡色情內容。為了解決這些假設，進行了一項有三個測量點的在線實地研究。

2。材料與方法

2.1。程序

參與者通過杜伊斯堡 - 埃森大學（德國）的電子郵件列表，社交網站和廣告招募。該描述明確指出，在線研究調查了互聯網色情使用，並且只邀請了男性個人參與。對參與感興趣的個人被要求通過電子郵件回复邀請，然後通過詳細的研究描述進行簡要介紹。該研究是作為一項有三個測量點的調查而引入的。在第一部分中，參與者提供了有關社會人口學變量的信息，互聯網對性動機行為的個人使用，主觀感受壓力以及IPD症狀（t1）。向參與者解釋說，如果他們下次要在私人環境中自主地觀看互聯網色情內容，他們會被要求回答有關他們當前情緒和性喚起的問題（第二個測量點， t2）和之後（第三個測量點， t3）。在參與者給出書面知情同意書後，他們收到了令牌以匹配測量點的數據。所有志願者都被邀請參加抽獎，以贏取BestChoice的一張優惠券（3代金券X XUMX€，50優惠券X XUMUMX，5代金券20€）。檢查數據的合理性，沒有觀察到明顯的問題。該研究得到了當地倫理委員會的批准。

2.2。參與者

樣本包括80男性個體（M_年齡 = 26.41年， SD = 6.23，範圍：18-55）。平均教育年齡為12.90歲（SD = 0.45），表示有伴侶的43個人（53.8％）。四十九個人稱自己為“異性戀”，十二為“異性戀者”，五為“雙性戀者”，二為“異性戀者”，十二為“同性戀者”。使用性動機的特定Internet應用程序的參與者數量以及這些特定應用程序花費的平均時間顯示在表1。該樣本的六十六名參與者完成了調查 t2和 t3。該子樣本的平均年齡為25.91（SD = 5.43）。子樣本中的所有個人都表示要定期使用Cybersex應用程序。

表1。

樣本的網絡性活動的描述。平均分數和標準差是指使用特定的Cybersex應用程序花費的時間（分鐘/週）。

	n	M	SD
色情圖片	55	28.96	45.04
色情書籍視頻	26	20.03	30.81
鐵桿圖片	55	46.01	61.89
鐵桿視頻	75	116.15	171.66
性聊天	12	71.96	131.38
性通過網絡攝像頭	4	185.45	154.08
現場性愛節目	7	32.20	37.35

注意。請注意使用一個的參與者人數（n = 8），兩個（n = 14），三個（n = 8），四個（n = 25），五個（n = 12），六個（n = 10）或七個（n = 3）已查詢的特定Cybersex應用程序。所有平均分數和標準差僅指每週使用特定網絡色情應用程序的個人。

表格選項

2.3。問卷調查

At t1，評估IPD症狀，總體情緒，感知壓力和互聯網色情使用動機。 IPD趨勢是通過對互聯網成癮測試（針對性愛進行修改）的短期版本來衡量的（s-IATsex， α = 0.83）（ Laier等，2013 和 Wéry等人，2015），包括“控制/時間管理的損失”（s-IATsex-1）和“社會問題/渴望”（s-IATsex-2）兩個子量表。回答了1個項目，評分從5（=從不）到XNUMX（=非常頻繁），總和總計為高分，高分分別代表IPD的高傾向性或高症狀。使用多維情緒狀態問卷（MDMQ，Cronbach's α = 0.94）（Steyer，Schwenkmezger，Notz和Eid，1997年）。從1（=完全不）5（=非常）的量表中回答了XNUMX個項目，子量表的平均分分別為“好－不好”（MDMQ-好），“清醒”（MDMQ-awake），然後計算“鎮靜神經”（MDMQ-calm）。高分代表好壞，而不是清醒而不是疲倦，而不是鎮定而不是緊張。色情消費清單（PCI，Cronbach的 α = 0.83）用於衡量互聯網色情使用的四個動機維度（Reid，Li，Gilliland，Stein和Fong，2011年）。從1（=從未像我這樣）到5（=非常像我）的等級中回答了XNUMX個項目，其中“情緒迴避”（PCI-EA），“性好奇”（PCI-SC）子量表的平均分，“尋求興奮”（PCI-ES）和“性愉悅”（PCI-SP）。高分代表使用互聯網色情的高度動機。為了表明壓力脆弱性，請使用慢性壓力特里爾清單的篩選版本（TICS，克朗巴赫 α = 0.92）已應用（Schulz，Schlotz和Becker，2004年）。問卷要求在最近三個月中感知到壓力暴露，其中十二項必須以從0（=從不）到（=經常）的等級回答。計算總分。高分代表高感知壓力。與以前的研究一致（ Laier等，2014 和 Laier等，2015），個人被問及他們是否使用具有“是/否”響應格式的特定互聯網應用程序。如果是這樣的話，我們會經常詢問（“每年少於一次”，“每年至少一次，每月少於一次”，“至少每月一次，少於每週一次”，“每周至少一次”每天不少於一次，“每天至少一次”，以及多長時間（“每次使用分鐘數”），他們使用cybersex應用程序。計算每個cybersex應用的每週花費時間（以分鐘為單位）的平均得分。

At t2和 t3，我們在觀看互聯網色情內容之前和之後評估了當前情緒和性喚起。因此，我們將MDMQ的指令從“一般我覺得......”改為“現在，我覺得......”，並要求參與者回答問卷。 t2（Cronbach's α = 0.91）和 t3（Cronbach's α = 0.93）。我們計算了MDMQ-good，MDMQ-awake和MDMQ-calm在 t2和 t3。此外，delta分數（“t3”-“t計算2”）代表良好的情緒（Δ-良好），清醒的情緒（Δ-清醒）和平靜的情緒（Δ-平靜）的增加。高分錶示良好的情緒，清醒或平靜的情緒。作為性喚起的指標，參與者表示他們當前的性喚起從0 =“沒有性喚起”到100 =“非常性喚起”，以及他們需要從0 =“不需要自慰”到100 =“非常需要自慰” t2和 t3。平均得分為 t2和 t計算3，高分代表強烈的性喚起或需要手淫。兩個均值delta分數（“t2”-“t計算3”）代表性喚起的減少（Δ-性喚起）和手淫需求的減少（Δ-需要手淫）。高分錶示強烈的性喚起和自慰需求。此外，還詢問參與者是否經歷了一個或多個性高潮，以及他們對性高潮/秒的滿意程度（從0 =“完全不滿意”到100 =“非常滿意”）。對高潮的感知滿意度被用作滿足感的指標（“性滿足感”）。

3。結果

調查問卷的描述性結果列於表2。 s-IATsex的平均總分為21.09（SD = 0.69，範圍：12-42）。 s-IATsex與MDMQ-good（r = − 0.32， p = 0.004），MDMQ喚醒（r = − 0.29， p = 0.009），MDMQ平靜（r = − 0.30， p = 0.007），PCI-EA（r = 0.48， p <0.001），PCI-ES（r = 0.40， p <0.001）和TICS（r = 0.36， p ≤0.001）。 s-IATsex與PCI-SC沒有顯著相關性（r = 0.01， p = 0.91）和PCI-SP（r = 0.02， p = 0.85）。

表2。

問卷的描述性價值評估於 t1.

N = 80	M	SD
S-IATsex-1	11.47	4.69
S-IATsex-2	9.61	3.21
MDMQ好	3.89	0.88
MDMQ清醒	3.43	0.80
MDMQ，平靜	3.56	0.78
PCI-EA	2.19	1.08
PCI-SC	2.52	0.94
PCI-SE	2.62	0.95
PCI-SP	4.08	0.71
TICS	1.41	0.87

表格選項

來自66參與者的子樣本，他們也完成了調查 t2和 t3，65表示，在線觀看色情內容伴隨著手淫。此外，61的參與者在觀看色情和自慰時至少經歷過一次性高潮。三個人表示經歷過兩次，兩個人表示經歷過三次性高潮（M = 1.11， SD = 0.41）。報告沒有經歷性高潮的四個人被排除在進一步分析之外。在剩餘的61名參與者樣本中，s-IATsex總體得分的平均得分為 M = 20.59， SD = 6.59。 s-IATsex-1的平均得分為 M = 11.12（SD = 4.70），則s-IATsex-2的平均得分為 M = 9.39（SD = 2.79）。 MDMQ良好，MDMQ清醒，MDMQ平靜，性喚起和需要自慰的平均得分 t2和 t3以及結果 t- 依賴樣本的測試表示於表3.

表3。

調查問卷的描述性結果在 t2和 t3以及結果 t- 因變量的測試。

N = 61	t1		t2		t	p	d^a
N = 61	M	SD	M	SD	t	p	d^a
MDMQ好	3.91	0.90	4.14	0.77	3.22	0.002^⁎⁎	0.18
MDMQ清醒	3.06	0.12	3.19	0.93	1.61	0.11	0.13
MDMQ，平靜	3.74	0.85	4.20	0.56	5.23	<0.001^⁎⁎	0.60
性喚起	51.69	26.19	27.69	27.44	4.88	<0.001^⁎⁎	0.89
需要手淫	75.67	23.24	7.61	17.35	20.38	<0.001^⁎⁎	3.30

科恩的 d 對於依賴樣本。

⁎⁎

p ≤0.01。

表格選項

平均而言，性喚起（Δ-性喚起）的減少是 M = 24.00（SD = 38.42），手淫需求減少（Δ-需要手淫）為 M = 68.06（SD = 26.08）。減去時 t從2 t3，好心情（Δ-good）增加了 M = 0.23（SD = 0.54），則清醒情緒的增加（Δ-清醒）為 M = 0.12（SD = 0.59），而平靜情緒的增加（Δ-calm）為 M = 0.45（SD = 0.68）。 s-IATsex得分與性喚起和情緒指標之間的皮爾遜相關性 t2和 t3顯示在表4.

表4。

互聯網色情觀察障礙指標的Pearson相關性與性喚起和情緒指標之前（t2）及以下（t3）在私人環境中觀看互聯網。

N = 61	S-IATsex	S-IATsex-1	S-IATsex-2
t1
性喚起	0.13	0.16	0.02
需要手淫	− 0.01	− 0.03	0.02
t2
性喚起	− 0.11	− 0.12	− 0.06
需要手淫	− 0.06	0.06	- 0.25^⁎
Δ-性喚起	0.16	0.19	0.06
Δ-需要手淫	0.03	− 0.07	0.19
t1
MDMQ好	- 0.40^⁎	- 0.40^⁎⁎	- 0.27^⁎
MDMQ清醒	− 0.23	− 0.23	− 0.17
MDMQ，平靜	- 0.41^⁎⁎	- 0.44^⁎⁎	− 0.23
t2
MDMQ好	- 0.32^⁎	- 0.28^⁎	- 0.29^⁎
MDMQ清醒	− 0.14	− 0.07	− 0.22
MDMQ，平靜	- 0.35^⁎⁎	- 0.30^⁎	- 0.33^⁎⁎
Δ-好	0.21	0.27^⁎	0.04
Δ-平靜	0.14	0.24	− 0.09
Δ-平靜	0.22	0.31^⁎	0.02

⁎

p ≤0.05（α= 5％時，相關性與零顯著不同，兩尾）。

⁎⁎

p ≤0.01（α= 1％時，相關性與零顯著不同，兩尾）。

表格選項

為了測試激勵因素之間的互動效應以及因預測IPD傾向而使用互聯網色情所引起的性喚起和情緒指標的變化，我們使用集中預測變量計算了一個適度回歸分析（科恩，科恩，韋斯特和艾肯，2003年）。 s-IATsex總和得分是因變量。在第一步中，PCI-ES解釋了s-IATsex的8.90％， F（1，59）= 5.79， p = 0.02。第二步增加性滿足感（對性高潮的滿意度），方差沒有顯著增加， R² = 0.006，變化 F（1，58）= 0.36， p = 0.55。當進入PCI-SE與性滿足的互動時，對s-IATsex的解釋顯著增加， R² = 0.075，變化 F（1，57）= 5.14， p = 0.03。通過三個預測因素對s-IATsex的總體解釋仍然很重要（R² = 0.17， F（3，57）= 3.89， p = 0.01）。有關更多值，請參見表5.

表5。

以s-IATsex和得分為因變量的層次回歸分析。

	β	T	p
主要影響“PCI-ES”	0.32	2.61	0.01
“性滿足”	0.16	1.26	0.21
“ PCI-ES×性滿足”	0.29	− 2.27	0.02

表格選項

鑑於PCI-ES與性滿足的顯著交互作用，我們分析了簡單的斜率以更詳細地解決調節效應。回歸線的斜率代表“低性滿足”（基於回歸的主題估計） SD 低於組的平均值）與零（t = 3.67， p = 0.001）。代表“高性喚起”的回歸線的斜率（對受試者XNUMX的基於回歸的估計 SD 高於組平均值）與零（（t = 0.48， p = 0.64）。這表明，如果個人有很高的動力在線觀看色情作品以尋求興奮，而與性滿足感的高低無關，則s-IATsex的總分就更高（請參見圖。 1).

圖。 1。

演示了中度回歸分析，其中s-IATsex的總分是因變量。在觀看互聯網色情期間經歷過高度性滿足的個人在s-IATsex上獲得的分數高於他們觀看互聯網色情內容的動機。如果因為尋求興奮而觀看互聯網色情內容，那些接受性喚起性低的人在s-IATsex上得分較高。

圖選項

4。討論

4.1。一般結論

該研究的主要結果是，患IPD的傾向與總體上感覺良好，清醒和鎮靜有消極關係，與在日常生活中感覺到的壓力有積極的關係，以及在尋求興奮和避免情緒方面使用網絡色情的動機。此外，事實證明，在私人環境中自定地觀看互聯網色情內容，伴隨著強烈的性喚起和自慰的需求不足為奇，同時在感覺更好，更清醒和更平靜方面也增加了情緒。此外，IPD的傾向與觀看互聯網色情前後的情緒以及實際增加的良好和平靜的情緒負相關。通過對有經驗的性高潮的滿意度進行評估，可以緩解IPD傾向與因使用互聯網色情而引起的尋求興奮之間的關係。通常，研究結果與以下假設相符：IPD與尋求性滿足，避免或應對厭惡情緒的動機有關，並假設色情消費後的情緒變化與IPD有關（Cooper等，1999 和 Laier和Brand，2014).

之前有人假設，將互聯網色情內容功能化以應對抑鬱情緒或壓力可能被視為發展IPD的風險因素（Cooper等，1999）。由於我們調查了非臨床樣本，描述性結果表明這些個體報告的IPD，壓力症狀嚴重程度相當低，而且整體情緒良好。然而，正如預期的那樣，即使在非臨床樣本中，觀看互聯網色情內容也會導致情緒增加和性喚起減少。在互聯網色情使用前後，IPD趨勢與情緒呈負相關，與情緒的相應變化呈正相關的結果與功能失調的應對和IPD的假設聯繫一致（Cooper等，1999）。在最近的I-PACE模型中也強調了功能失調的應對與IPD發展的相關性（Brand，Young，Laier，Wolfing等，2016）。 I-PACE模型假設具有幾個易患核心特徵的人可能會感到壓力，有個人衝突或情緒異常。這應該導致情感和認知反應，例如，需要進行情緒調節以及決定使用某些互聯網應用程序（例如互聯網色情內容）。假設是，互聯網色情對使用的滿足感增強了所使用的應對方式，但此外，觀看色情和與互聯網色情相關的認知偏見的特定動機。觀看互聯網色情的特定動機與解釋IPD症狀的感知滿足感之間的相互作用體現在緩和回歸中，在該回歸中，通過興奮感引起的使用網絡色情的動機與IPD症狀之間的關係得到緩和。評估有經驗的性高潮的滿意度。由於使用互聯網色情而尋求興奮的程度較低，而對性滿足的感知程度較低的人則表示患IPD的趨勢最低。但是，如果個人在激發尋求獨立於他們是否實際上認為觀看互聯網色情內容令人滿意的興奮方面具有較高的使用互聯網色情內容的動機，則他們對IPD症狀嚴重程度的評分較高。該結果可能與I-PACE模型的另一個假設有關，即互聯網色情成癮應在短期內導致滿足感，但某些人冒著從滿足感轉變為補償成癮的風險這種循環繼續導致提示反應性和渴望的發展，以及對色情使用的控制越來越少以及對日常生活的負面影響（Brand，Young，Laier，Wolfing等，2016）。因為性喚起可以被理解為主要的，因此強有力的強化刺激（Georgiadis和Kringelbach，2012 和 Janssen，2011）以及成癮背景下的調理過程（Berridge，Robinson和Aldridge，2009年），有意義的是假設性喚起可被理解為無條件刺激，這種刺激可能與外部和內部前中性線索相關，從而導致線索反應性和由此產生的渴望反應。這與評估控制性行為中感知問題的大腦相關性的研究相對應，表明獎勵相關腦結構和主觀感知渴望的活動與成癮相關性暗示的呈現相關（Brand等，2016a 和 Voon等人，2014）。到目前為止，結果符合預測，即用於處理抑鬱情緒或壓力的互聯網色情功能失調可能被視為發展IPD的風險因素。結果支持了互聯網使用障礙理論框架的一些主要假設，但這些框架需要指明有助於發展和維持互聯網色情成癮使用的機制。

4.2。局限性和未來研究

我們通過研究非臨床樣本解決了臨床假設。另外，樣本的IPD趨勢也存在明顯差異，需要在尋求幫助的樣本中驗證結果。此外，由於我們僅招募同意在家中觀看互聯網色情內容前後接受調查的個人，因此可能會出現選擇偏見。儘管我們詢問參與者他們是否生活在戀愛關係中，但不是詢問他們是否與伴侶生活在一起。對於潛在的偏差，需要在以後的研究中加以控制。此外，無法控制私人環境中的潛在偏見。未來的研究可能會更詳細地探討色情製品使用對情緒的影響（例如，進行長期研究）或針對互聯網色情製品的女性用戶。

參考

APA，2013

APA

精神疾病診斷與統計手冊

（5th ed。）American Psychiatric Publishing，Arlington，VA（2013）

Berridge等，2009

KC Berridge，TE Robinson，JW Aldridge

解剖獎勵的組成部分：“喜歡”，“想要”和學習

當前藥理學意見，9（2009），pp.65-73 http://doi.org/10.1016/j.coph.2008.12.014

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