抽象
多項研究表明，對在線性行為（OSA）的使用不當會構成一種功能失調的應對策略，這反映了互聯網的補償性使用。 但是，迄今為止，在OSA的背景下，幾乎沒有研究過某些特定的風險因素，這些因素在互聯網使用中普遍存在的問題中得到了廣泛的研究。 因此，本研究的目的是檢驗一種理論模型，在該模型中，以自尊，孤獨和社交焦慮為前提，以預測所偏愛的OSA類型及其潛在的成癮性使用。 為此，我們對定期使用OSA的自選男性樣本進行了在線調查（N = 209）。 結果表明，自尊心低與孤獨感和高度社交焦慮成正相關，而孤獨感和社交焦慮則與參與兩個特定的OSA成正相關：使用色情內容和搜索在線性接觸。 這些OSA活動的更多參與與成癮性使用症狀有關。 這些發現強調了在心理干預中考慮到特定的OSA來改善自尊，減少孤獨感和社交焦慮症狀的重要性。
1簡介
自2000年代初以來，互聯網已成為個人和職業生活中必不可少的媒介。 與互聯網相關的最流行的活動之一是參與各種在線性活動（OSA），例如，色情（視頻和/或圖片），搜索與性行為有關的信息，玩性視頻遊戲，與性愛網站約會以及性行為網絡攝像頭（Ballester-Arnal，Castro-Calvo，Gil-Llario和Giménez-García 2014; 羅斯，曼松和丹巴克， 2012; Wéry＆Billieux， 2016）。 對於絕大多數人來說，這種OSA的使用是沒有問題的。 但是，對於亞組的個人，對OSA的參與可能會變得過多，並與失去控制和功能障礙相關（Albright， 2008; Ballester-Arnal等， 2014; Grov，Gillespie，Royce和Lever， 2011).
因此，至關重要的是要理解為什麼對於一小組人來說，使用OSA會引起問題。 大量研究表明，使用OSA的問題可能會構成應對功能障礙的策略（Chawla和Ostafin， 2007; Ley，Prause和Finn， 2014; 摩瑟 2011, 2013）。 在這種情況下，參與OSA可能反映了一種經驗迴避策略，以應對或擺脫無法忍受的思想，身體感覺和情緒狀態（Chawla和Ostafin， 2007）。 一些研究表明，舉報過度性行為的人中有85-100％至少患有一種同時發生的精神病（Kafka和Hennen， 2002; 雷蒙德，科爾曼和礦工， 2003; Wéry，Vogelaere等人， 2016）。 此外，一些研究表明，參與有問題的OSA的主要原因是作為應對機制（焦慮，沮喪和自尊心低下），分心或減輕壓力的方法（Castro-Calvo， Giménez-García，Gil-Llario和Ballester-Arnal， 2018; 庫珀，加勒布雷斯和貝克爾，2004; Ross等， 2012; Wéry＆Billieux， 2016).
這些發現與Kardefelt-Winther（2014a）建議在“補償性”框架內解決與互聯網相關的疾病（例如OSA的使用有問題）。 根據該理論，互聯網的使用可以幫助緩解問題狀況並滿足現實生活中無法實現的需求。 但是，這種策略最終可能導致各種負面結果（例如，專業，社會，健康相關），從而構成適應不良的應對行為。 根據Kardefelt-Winther（2014a），在與互聯網過度行為相關的領域中進行的大量研究主要集中在孤立的因素（例如社會心理變量）上，因此未能測試包括主持人和中介者效應在內的綜合模型。 這種趨勢導致高估了一些孤立的因素，而低估了其他可能相關的變量。 例如，在一項針對過度在線遊戲的研究中，Kardefelt-Winther（2014b）表明，在控制壓力的情況下，孤獨感和社交焦慮與過多的在線遊戲的聯繫變得不明顯。 考慮變量之間的相互作用和/或中介似乎對於增進我們對OSA問題使用的理解至關重要。
因此，將重點放在可能導致OSA使用問題的特定風險因素（尤其是與情緒失調和適應不良的應對行為相關的風險因素）上似乎很重要。 尤其是自尊，孤獨和社交焦慮的相互影響（見下文），並已在一般（非特定）有問題的互聯網使用背景下得到了廣泛研究，到目前為止，幾乎沒有（在OSA使用領域進行了研究（或根據Kardefelt-Winther（2014a, 2014b））。
但是，一些研究已經在有問題的在線行為的背景下調查了上述三個因素。 這些先前的研究表明，自尊心較低（Aydin＆San， 2011; Bozoglan，Demirer和Sahin， 2013; 金和戴維斯 2009），高度的孤獨感（Bozoglan等， 2013; 金，拉羅斯和彭， 2009; 莫拉漢·馬丁和舒馬赫， 2003; Odaci和Kalkan，2010）和社交焦慮症（卡普蘭， 2007; 金和戴維斯 2009）與普遍存在的問題和過多的互聯網使用正相關（這些研究並未針對特定的在線活動）。 這些結果表明，對於那些以孤獨，社交焦慮和自尊心較弱為特徵的個人，人們逐漸傾向於在線互動，並相信互聯網是比離線世界更安全，更強大的地方，這很可能會導致過度和不受控制的參與（卡普蘭， 2007; Kim等人， 2009; 莫拉漢·馬丁和舒馬赫， 2003; 坦尼，波美絲和布恩， 2004）。 卡普蘭（2007）專注於孤獨和社交焦慮在偏好在線（而非面對面）社交互動中的作用，並表明這種偏好是由社交焦慮而非孤獨來解釋的。
在OSA的背景下，一些研究分析了孤獨與色情製品使用之間的聯繫。 例如，Yoder，Virden和Amin（2005）發現，在線消費色情內容的時間越長，孤獨感就越大。 其他作者還表明，有問題的色情用戶比娛樂用戶更孤獨（Bőthe等人， 2018; 巴特勒，佩雷拉，德雷珀，萊昂哈特和斯金納， 2018）。 埃夫拉蒂和戈拉（2018）發現表現出強迫性行為的青少年也有較高的孤獨感和更多與性相關的在線活動。 最近的一項研究還表明，孤獨感與男性使用露骨性愛互聯網內容的頻率有關（Weber等， 2018）。 一些研究報告了色情製品的使用與自卑之間的聯繫，還有一些研究表明，色情製品使用不當與總體自尊水平較低呈正相關（Barrada，Ruiz-Gomez，Correa和Castro， 2019; 布朗，杜爾茨基，卡洛爾和威洛比， 2017; Kor等人， 2014）和性自尊（Noor，Rosser和Erickson， 2014）。 同樣，Borgogna，McDermott，Berry和Browning（2020）表明自尊心低的男人尤其容易受到色情內容的吸引（這是順從和執行男性角色規範的一種方式），並且觀看色情內容的問題更多。 最後，儘管有幾項研究報告說，患有性慾亢進的人社交焦慮症的發生率很高（不是特別在線； Raymond等人， 2003; Wéry，Vogelaere，et al。，2016），關於OSA的專門研究很少。 但是，一些研究表明，有問題的色情用戶存在社交焦慮症狀（Kor等， 2014; 克勞斯，波坦察，馬蒂諾和格蘭特， 2015）。 此外，一些研究調查了社交焦慮在特定人群中的作用：互聯網兒童色情犯罪者。 這些研究報告說，在線犯罪者的社交焦慮比其他性犯罪者更高（Armstrong＆Mellor， 2016; 貝茨和梅特卡夫， 2007; Middleton，Elliott，Mandeville-Norden和Beech， 2006），表明社交焦慮症可能在網絡犯罪中起著舉足輕重的作用（例如，互聯網為那些難以與人際交往的人探索性行為提供了一種方式； Quayle＆Taylor， 2003).
但是，現有研究的一個重要局限性在於，它們幾乎完全專注於在線色情內容，而存在各種各樣的OSA（例如性網絡攝像頭，3D性遊戲，搜索在線/離線性接觸或搜索性信息）為此，這三個心理因素可能不會以相同的方式涉及。 例如，可以假設，社交焦慮程度高的人可能更願意搜索在線性伴侶（例如，使用特定的應用程序）。 但是，所有類型的OSA都不太可能具有適應不良的應對措施，這通常是諸如搜索性信息之類的活動的情況。 因此，在考慮潛在使用問題的心理因素時，必須考慮OSA的異質性。
現有研究的另一個重要限制是它們沒有考慮孤獨，社交焦慮和自尊之間的複雜相互關係。 首先，一些作者發現，自尊心低的人信心不足，無法在社交互動中感到自在，社交互動與孤獨感相關（並且可能會促進孤獨感）（Çivitci＆Çivitci， 2009; Creemers，Scholte，Engels，Prinstein和Wiers， 2012; Kong＆You， 2013; 奧爾姆斯特德，蓋伊，奧馬利和本特勒， 1991; Vanhalst，Goossens，Luyckx，Scholte和Engels， 2013）。 其次，先前的研究表明，自尊心低是社交焦慮的危險因素（de Jong，Sportel，De Hullu和Nauta， 2012; 金和戴維斯 2009; Obeid，Buchholz，Boerner，Henderson和Norris， 2013）。 第三，一些研究強調社交焦慮與孤獨之間的聯繫（Anderson和Harvey， 1988; Johnson，LaVoie，Spensri和Mahoney-Wernli， 2001; Lim，Rodebaugh，Zyphur和Gleeson， 2016）。 最後，其他研究表明（1）自尊和孤獨感可以有效預測社交焦慮（Subasi， 2007），（2）自尊（但不是社交焦慮）可以預測孤獨感（Panayiotou，Panteli和Theodorou， 2016），以及（3）自尊與孤獨之間的關係是由社交焦慮介導的（馬，梁，曾，江，劉， 2014）。 因此，儘管這些變量似乎密切相關並且存在復雜的相互關係，但迄今為止，在有問題的OSA使用中，從未對它們進行過聯合研究。
因此，當前的研究旨在通過測試模型來填補文獻中的空白（見圖 1）將低自尊心，社交焦慮和孤獨感與OSA偏好（即執行的OSA類型）以及最終與成癮性使用症狀聯繫起來。 我們假設（1）低自尊與社交焦慮和孤獨感呈正相關，（2）社會焦慮與孤獨與社交能力呈正相關（介導社交焦慮在低自尊與孤獨之間的關係），以及（3）這些變量與OSA偏好及其有問題的使用正相關。
2方法
2.1參加者和程序
參與者是通過在大學消息服務，社交網絡和性相關論壇上發布的公告招募的男性。 這項研究僅限於男性參與者，因為發現男性OSA問題使用頻率是女性的3至5倍（Ballester-Arnal等， 2014; Ballester-Arnal，Castro-Calvo，Gil-Llario和Gil-Julia， 2017; Ross等， 2012; Wéry＆Billieux， 2017）。 可通過Qualtrics網站在線訪問該調查。 所有參與者都收到了有關該研究的信息，並在開始調查之前給出了他們的在線同意。 參與者的匿名性得到了保證（未收集任何個人數據或Internet協議地址）。 沒有補償參加該研究。 該研究方案已獲得心理科學研究所倫理委員會（UniversitéCatholique de Louvain）的批准。
入選標準為男性，超過18年，母語為英語或流利的法語，並且在過去的6個月中至少使用過一次OSA。 該研究調查了社會人口統計學特徵，OSA的消費習慣，OSA使用不當的症狀，孤獨感，自尊和社交焦慮（請參閱“措施”部分）。
共有209名參與者完成了本研究中使用的所有指標。 最終樣本的年齡範圍為18至70歲（M = 30.18， SD = 10.65; 77％18–35歲）。 參與者報告了他們是否主要具有大學學歷（55.5％），以及他們是否有伴侶（48.3％）和異性戀（73.7％；請參見表 1).
| 特徵： | M (SD） 要么 ％ |
|---|---|
| 年齡 | 30.18（10.6） |
| 教育 | |
| 沒有文憑 | 1.9 |
| 小學 | 0 |
| 中學 | 24.9 |
| 學院 | 17.7 |
| 大學 | 55.5 |
| 關係 | |
| 單身（無性伴侶） | 27.8 |
| 單身（偶爾有性伴侶） | 22.5 |
| 在單獨生活的關係中 | 31.6 |
| 在一起生活 | 16.7 |
| 其他 | 1.4 |
| 性取向 | |
| 直 | 73.7 |
| 同性 | 10.5 |
| 雙性戀 | 12 |
| 不知道 | 3.8 |
2.2措施
選擇了在線調查中包含的問卷，以對經過驗證的工具進行優先級排序，並且已發布法文的版本也是如此。
社會人口信息 評估了年齡，教育程度，關係狀況和性取向。
簡短的互聯網成癮測試，適用於在線性活動 （s‐IAT‐sex;Wéry，Burnay等，2016）。 該量表衡量OSA的使用有問題。 s-IAT-sex是一個12個項目的量表，用於評估上癮的使用模式，其中六個項目評估失控和時間管理，其他六個項目評估渴望和社會問題。 所有項目均按5分李克特量表進行評分，範圍從“從不”到“始終”。 分數越高表示使用問題的水平越高。 當前樣本中s-IAT-sex的內部可靠性（Cronbach's alpha）為0.85（95％CI = 0.82-0.88）。
利勃維茨社交焦慮量表 （LSAS； Heeren等， 2012）。 該量表評估社交和表現情況下的恐懼和迴避。 LSAS是一項24分制的量表，以4點李克特量表進行評分，表示恐懼的強度從“無”到“嚴重”，為避免情況從“從不”到“通常”。 分數越高，表示恐懼和迴避的水平越高。 當前樣本中LSAS的內部可靠性（Cronbach's alpha）為0.96（95％CI = 0.95-0.97）。
羅森伯格自尊量表 （RSE；Vallières和Vallerand， 1990）。 這個10項量表以4點Likert量表評估自尊，從“強烈不同意”到“強烈同意”。 分數越高表示自尊越高。 為了清楚起見，我們決定撤消項目。 因此，較高的分數表示較低的自尊水平。 當前樣本中RSE的內部可靠性（Cronbach的alpha）為0.89（95％CI = 0.87-0.91）。
加州大學洛杉磯分校寂寞量表 （德格拉斯，喬希和佩萊蒂埃， 1993）。 這個20項量表用來衡量孤獨感和社會孤立感。 所有項目均按4分李克特量表進行評分，範圍從“從不”到“經常”。 較高的分數表示生活中經歷的孤獨感較高。 的內部可靠性（克倫巴赫α） 加州大學洛杉磯分校寂寞量表 當前樣本中的樣本為0.91（95％CI = 0.89–0.93）。
2.3數據分析策略
R（R核心團隊， 2013）包Lavaan（Rosseel， 2012）用於計算模型並估算參數。 最終的結構模型是通過逐步確定的。 第一步，考慮每個OSA與OSA有問題使用的直接關聯，以便確定哪些活動與OSA有問題使用相關，因此構成了隨後進行多元回歸分析以測試假設模型的候選對象。 提議的模型指定的關聯模式（圖 1通過對模型中檢查的每個變量使用單個觀察到的分數，通過路徑分析來分析）。 標準化參數是通過使用最大似然法（Satorra＆Bentler， 1988）。 為了評估模型的整體優勢，我們考慮了 R2 每個內生變量和總決定係數（TCD; Bollen， 1989; Joreskog＆Sorbom， 1996）。 TCD表示自變量對因變量的總體影響，TCD越高表明提議的模型解釋的方差越大（有關TCD的先前用法，請參見Canale等人， 2016, 2019).
3結果
3.1初步描述性分析
表中報告 2 是平均分數 SDs-IAT-s的s，偏度和峰度（評估OSA使用問題的症狀），LSAS（評估社交和績效情況下的恐懼和避免），RSE（評估自尊）和UCLA孤獨感規模（評估孤獨感和社會隔離感）。
| 調查問卷 | M (SD; 範圍） | 偏態 | 峰度 |
|---|---|---|---|
| sIAT性別 | 2.02（0.70; 1-5） | 0.90 | 0.45 |
| LSAS | 1.89（0.54; 1-4） | 0.73 | 0.12 |
| RSE | 1.91（0.63; 1-4） | 0.67 | - 0.18 |
| 加州大學洛杉磯分校寂寞規模 | 2.09（0.58; 1-4） | 0.76 | - 0.11 |
- 縮寫：LSAS，利勃維茨社交焦慮量表； RSE，羅森伯格自尊量表； s-IAT-sex，簡短的互聯網成癮測試，適用於在線性活動。
參與者完成了與所使用的OSA類型有關的項目（請參見圖XNUMX）。 2）。 根據OSA確定患病率，在過去6個月中參與者至少參與了一次OSA。 最普遍的OSA是“手錶色情”（96.7％），其次是“搜索在線性建議”（59.3％）和“搜索性信息”（56.5％）。
3.2步驟1：OSA與OSA使用不當相關
在多元回歸分析中未檢測到多重共線性問題。 所有自變量的公差值至少為0.54，方差膨脹因子（VIF）值小於2.27。 由於缺乏多重共線性，VIF的公差值通常超過0.02，而低於2.5則被認為是可靠的臨界點（Craney＆Surles， 2002）。 我們還依靠庫克的距離評估有問題的OSA的使用情況對回歸模型的影響。 Cook的距離小於1（Cook＆Weisberg， 1982），因此沒有一個參與者符合庫克距離評估的離群值標準。 結果表明，使用色情內容的比例更高（β= 0.21， p = .002），並且更頻繁地搜索在線性關係（β= 0.24， p = 01）與OSA的嚴重程度呈正相關。 根據這些結果，色情內容和搜索在線性關係將保留為要在計算模型中實施的候選對象。
3.3步驟2：測試假設的模型
模型變量之間的所有雙變量相關性都在預期的方向上（請參閱 表S1）。 從路徑分析獲得的結果驗證了假設的模型。 自尊心低與孤獨感和社交焦慮程度高有關。 較高的社交焦慮與較高的孤獨感相關，而孤獨感又與更多的參與所考慮的兩種OSA（色情和搜索在線性關係）有關。 這些OSA的較高級別與OSA使用存在問題有關，這又與較低的自尊心相關。 多重相關的平方表明，該模型占了研究變量差異的重要部分，即社交焦慮差異的18％，孤獨感的佔45％，色情內容的佔3％，在線性關係的搜索佔4％。 ，以及有24％的OSA使用有問題。 該模型解釋的總量差異（TCD = 0.36）表明與觀察到的數據非常吻合。 就效應大小而言，TCD = 0.36對應於 r = 60。 根據科恩（1988）傳統標準，這是一個非常大的影響大小。 除瞭如圖所示的直接效果 2，自尊還通過對社交焦慮的影響而與孤獨感有間接關係（β= 0.19， p <.001）。 對模型的第二個版本進行了評估，以考慮關係狀態（請參見 圖S1）。 在此模型中，關係狀態對 搜索在線性關係 被考慮在內，因為在 搜索在線性關係 組之間的關係（單人還是關係中；請參閱 表S1).
4。討論
鑑於OSA在普通人群中普遍存在，因此需要更好地理解與OSA有問題使用有關的開發和維護所涉及的心理因素。 儘管朝這個方向做出了努力並且近年來進行了許多研究，但是該領域中的現有文獻提出了重要的局限性。 因此，本研究的目的是測試一種模型，該模型將自尊，社交焦慮和孤獨感與所執行的OSA的類型以及使用OSA有問題的症狀聯繫起來。
為支持我們的假設，本研究結果為中介模型提供了證據，在該模型中，自尊低與孤獨感和高度社交焦慮相關，自尊與孤獨之間的關係由社交焦慮介導。 這些因素又與使用色情內容和搜索在線性接觸以及使用有問題的症狀有關。 這些發現與以前的研究一致，後者表明自尊心低與孤獨感有關（Panayiotou等， 2016）以及較高的社交焦慮（de Jong， 2002; Obeid等， 2013），自尊與孤獨之間的關係是由社交焦慮介導的（Ma等， 2014），而色情內容使用不當則與自尊心低下有關（Barrada等， 2019; 布朗等人， 2017; Kor等人， 2014），孤獨感（Bőthe等， 2018; Butler等， 2018; Yoder等， 2005）和社交焦慮症狀（Kor等， 2014; Kraus等人， 2015）。 迄今為止，這些因素主要是單獨研究的，很少在OSA中進行研究。 因此，當前研究的結果可以更好地理解這些變量之間的複雜關係。 我們的發現儘管具有橫斷面，但與較低的自尊心可能構成較高的社交焦慮和孤獨感的風險因素相一致。 在這種情況下，並根據互聯網模型的補償性使用（Kardefelt-Winther， 2014a），則個人容易表現出對在線性行為的偏愛，並會上癮。
此外，在本研究評估的OSA中，似乎只有兩個與使用問題有關：觀看色情內容和搜索在線性關係。 這些結果與以前的研究結果一致，後者表明色情是男性OSA中最成問題的（Ross等， 2012; Wéry＆Billieux， 2016）。 此外，之前的幾項研究強調，與其他用戶進行在線性接觸也是男性經常發生的行為，並且這種OSA可能會成為問題，並帶來明顯的負面後果（Daneback，Cooper和＆Månsson， 2005; Döring，Daneback，Shaughnessy，Grov和Byers，2017; 古德森，麥考密克和埃文斯， 2001; Wéry＆Billieux， 2016）。 此外，目前的結果還表明，關係狀態在OSA使用類型中起作用。 沒有發現關係狀態會影響色情內容的使用，但似乎會影響在線性關係的搜索，這與Ballester-Arnal等人先前的研究結果一致。 （2014）。 此結果可能是由於以下事實：某些OSA（通常在網上尋找性伴侶）被視為不忠行為的證明，因此被戀愛中的人較少實踐（Ballester-Arnal等， 2014; 惠蒂 2003）。 我們的發現表明，出於性目的使用互聯網是多重決定的，進一步研究必須系統地考慮在線上進行的特定性行為（對於類似的論點，另見Barrada等， 2019; 肖尼西，福吉和拜爾斯， 2017）。 本研究結果還突出顯示了在不考慮網絡色情的情況下，對各種OSA進行研究的重要性，這在該研究領域經常如此。
值得注意的是，我們模型中保留的兩項活動（觀看色情和搜索在線性關係）進一步支持了OSA的結構特徵對於解釋其潛在的問題用法非常重要的觀點。 確實，互聯網提供的匿名性使其成為在社會判斷力之外探尋性行為的特權之地（Cooper，Scherer，Boies和Gordon， 1999）。 同樣，我們的結果可以用網上禁忌現象來解釋，即對自己的表現和他人的判斷的關注減少了（Suler， 2004）。 總體而言，互聯網提供的物理距離和匿名性產生了一種安全感，可以在與潛在合作夥伴進行虛擬交流時提高舒適度（Daneback， 2006）。 確實，有幾項研究報告說，具有這些特徵的個人更喜歡在線，而不是離線社交互動（Caplan， 2007; 李祥祥 2014; Steinfield，Ellisonthose和Lampe， 2008; 法肯堡和彼得， 2007）。 這些先前的結果與社會補償假說（Kardefelt-Winther， 2014a），這表明社交技能較弱的人特別容易對在線互動產生偏愛； 當前的研究表明，這在性方面也可能有效。 因此可以推測，在最初階段，使用OSA可以有效地提高自尊心並減輕社交焦慮和孤獨感。 例如Shaw和Gant（2002），他發現參與在線聊天可減少孤獨感和抑鬱症狀，並增加自尊心和可感知的社會支持。 但是，隨著時間的流逝和潛在行為的保持，可以預期使用OSA可能會變得必不可少並造成負面後果（Caplan，2007年），從而導致自尊心受損，孤立感和社交焦慮感增強。 至關重要的是，繼續使用互聯網進行性行為意味著避免現實生活中的交配情況，這可能會進一步加劇性迴避現象。
當前的研究存在一些局限性。 首先，樣本相對較小且是自行選擇的，樣本的組成和代表性限制了結果的推廣性。 儘管如此，樣本數量（N = 209）可以認為足以用於此處使用的路徑分析，從而確保令人滿意的統計功效（Bentler＆Chou， 1987; 克萊恩， 2005; 金塔納和麥克斯韋， 1999）。 第二，我們沒有包括離線性行為的度量，這意味著基於在線禁忌假說對我們的發現的解釋仍然是推測性的。 第三，本研究僅在男性中進行，同時需要意識到未來也需要女性參與的研究。 確實，先前的研究強調OSA使用偏好上的性別差異（例如，女性傾向於使用諸如性聊天之類的交互式OSA，而男性則傾向於包括色情內容之類的視覺內容的OSA，請參見Green，Carnes，Carnes和Weinman， 2012; Cooper等人， 2003; 施耐德， 2000）。 因此，需要對涉及性別的未來研究進行擴展，以擴展目前的發現。 第四，可能是本文未解決的一些替代解釋解釋了所發現的關聯模式。 例如，道德不相容理論（格魯布斯和佩里， 2019）認為有些用戶認為OSA是錯誤的（例如，在宗教或道德層面上），但是無論如何都要執行OSA，這最終會加劇情感症狀並降低自尊心。 因此，應進行進一步的研究，以測試這些替代的理論框架。 第五，我們的研究基於自我報告的指標，可能受到回應和回憶偏見的限制。 最後，該研究使用的橫截面設計不允許我們及時測試模型。 後一點很重要，因為檢驗假設，即過度使用OSA會預測孤獨和自尊心低的假設也很可能。 因此，需要進行縱向研究，以確認我們討論中提出的假設，並確定研究因素在開發和維護有問題的OSA中的作用。
儘管有其局限性，但這項研究有助於人們了解有問題的男性使用OSA時的自尊，孤獨和社交焦慮之間的關係。 關於這些結果，改善自尊，減輕孤獨感和社交焦慮症的症狀，將成為心理干預的有效目標，這些人群正遭受性功能障礙和使用色情的障礙，或者正在尋找在線性接觸。
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