1 性行為檔案（學習鏈接）
抽象
網絡色情是一種廣泛的互聯網應用。 與其他 Internet 應用程序一樣，在某些情況下，它的使用可能會出現問題。 初步跡象表明，有問題地使用在線色情內容與心理困擾和一般功能障礙之間存在聯繫。 然而，迄今為止，還沒有用於評估有問題地使用在線色情內容的標準化標準。 在這項研究中，我們使用了在線色情障礙問卷（OPDQ）——一種將網絡遊戲障礙的官方標準改編為在線色情內容的工具——來衡量有問題的使用，並調查消費者在多大程度上自認為有問題地使用在線色情內容在心理困擾方面與臨時用戶不同。 一個流行的休閒約會網站的德國成年訪問者的在線樣本完成了 OPDQ，簡要症狀清單（BSI），並提供了有關他們在線色情內容使用的信息（n = 1539; 72.6% 男性； 31.43 ± 11.96 歲）。 T- BSI 的分數是計算出來的並且是獨立的 t- 進行了測試以將臨時用戶與自我認為有問題使用在線色情內容的消費者進行比較。 在用戶中，5.9% 符合問題使用標準。 這個群體消費在線色情內容的時間更長，並且表現出更高程度的心理困擾（Hedges' g 從 0.75 到 1.21）。 這 T-自我感知有問題的在線色情使用的用戶分數在所有分量表上均達到臨床相關水平。 總體而言，研究結果表明，自我感知 有問題地使用在線色情內容似乎與嚴重的心理困擾有關，這可能需要引起臨床關注.
簡介
自從第五版精神障礙診斷和統計手冊 (DSM-5) 將網絡遊戲障礙 (IGD) 作為“進一步研究的條件”（美國精神病學協會， 2013)，人們對可能與臨床相關的互聯網使用的各個特定領域越來越感興趣。 這些領域之一是過度消費在線色情內容 (OP)。 在線色情是最常用的互聯網應用程序之一，其消費在西方社會是一種普遍現象（Short 等人， 2012). 這反映在最受歡迎的 OP 網站之一——Pornhub——在全球訪問量排名第八的網站上，33.5 年的訪問量為 2018 億次（Pornhub， 2018; 類似網站， 2018). 舉例來說，這相當於每天約 92 萬次點擊，大致相當於澳大利亞、加拿大和委內瑞拉的人口總和。 總體而言，全球訪問量最大的網站前 20 名中有四個在線色情網站（SimilarWeb， 2018).
對於大多數用戶來說，OP 的消耗是沒有問題的，甚至已經觀察到一些積極的影響（Litras 等人， 2015; 麥基， 2007; 肖特等人， 2012). 儘管如此，對於一小部分用戶來說，OP 的消費似乎成為問題（Short 等人， 2012; Wéry＆Billieux， 2017). 由於沒有定義有問題的使用的標準化標準，研究人員之間尚未就什麼與有問題的使用相對應達成一致（Duffy 等人， 2016; Sniewski 等人， 2018). 然而，人們一致認為過度使用 OP 會成為一個問題，並且在他們的系統評價中，Duffy 等人。 (2016) 在有問題的使用定義中確定了三個反復出現的特徵：過度使用 OP、負面後果或功能障礙，以及對 OP 使用的控制減少。
由於診斷標準不一致以及由此產生的多種不同診斷工具，很難提供有關 OP 問題使用流行率的準確信息。 此外，大多數研究使用便利樣本來調查問題使用的普遍性（de Alarcón 等人， 2019). 因此，報告的患病率在 0.7% 到 9.8% 之間變化（Ballester-Arnal 等人， 2017; Bőthe 等人， 2018; Najavits 等人， 2014; Ross等， 2012). 目前，只有 Rissel 等人的研究。 (2017) 分析了一個具有全國代表性的樣本（澳大利亞： n = 20,094）。 他們發現女性患病率為 1.2%，男性患病率為 4.4%。 在大多數研究中，男性有問題的使用頻率是女性的三到五倍（Wéry & Billieux， 2017). 此外，在線色情內容的問題使用似乎在年輕、受過良好教育的單身男性中更為常見（Ballester-Arnal 等人， 2014; de Alarcón 等人， 2019; Wéry＆Billieux， 2017). 然而，應該注意的是，這些發現可能部分歸因於所分析的各自樣本（=學生樣本），不能一概而論（Wéry & Billieux， 2017).
OP 的有問題的使用與許多不同的問題有關。 使用 OP 有問題的消費者報告情緒困難（Allen 等人， 2017; 肖特等人， 2012)，例如羞恥感和內疚感，以及不斷增加的無能感、擔憂和攻擊性（Duffy 等人， 2016; 金士頓等人， 2008; Sniewski 等人， 2018). 此外，有問題的使用與關係和人際關係問題相關，例如糾紛、說謊或社會孤立（Allen 等人， 2017; 達菲等人， 2016; 萊文等人， 2012; Wéry＆Billieux， 2017). 此外，OP 的使用問題也與學術或專業問題有關（Duffy 等人， 2016; Ross等， 2012; Wéry＆Billieux， 2017). 此外，有問題的 OP 使用與精神病理學症狀之間似乎存在關聯。 這些包括抑鬱、焦慮、壓力、注意力不集中、自尊心降低以及身心健康下降的症狀（Duffy 等人， 2016; Kor等人， 2014; Sniewski 等人， 2018; 年輕， 2008). 強迫性行為領域的研究也證實了這一點，這些研究側重於有問題地使用在線色情內容：他們還報告說，符合強迫性行為標準的用戶經常患有精神疾病，例如情緒、焦慮、物質使用、衝動控製或人格障礙（Kraus 等人， 2015, 2016; 雷蒙德等人， 2003). 格拉布斯等人，（2015a) 進行了一項為期一年的縱向研究，其中他們檢查了有問題的 OP 使用與心理困擾之間的關係。 他們的研究結果表明，有問題地使用 OP 是心理困擾的一個預測因素。 此鏈接強調了有問題地使用 OP 的臨床相關性。 然而，在解釋這些先前的發現時必須考慮兩個主要限制。 首先，這些研究是橫斷面研究（除一個例外），因此不宜就因果關係得出任何結論。 OP 可能是相關問題的原因，但當然有問題的 OP 使用是處理心理困擾的應對策略和/或有問題的 OP 使用和心理困擾之間的關係由其他變量調節（ Wéry 等人， 2020) 或者回到一個共同的原因。 佩里 (2018) 能夠表明，如果用戶遇到道德不一致，即使 OP 使用時間很短也與抑鬱症狀有關。 對於沒有經歷過道德不一致的用戶，只有非常高的使用時間與抑鬱症狀相關，這實際上可能表明反向因果關係，即使用 OP 作為應對策略存在問題。 其次，調查 OP 問題使用與心理困擾之間關係的研究數量總體上仍然非常有限，需要使用更嚴格的標準化評估進行研究。
因此，本研究的目的是更詳細地檢查自我感知有問題使用 OP 的消費者與臨時用戶的不同程度，特別是在他們的心理困擾方面。 如上所述，目前沒有標準化的標準來識別 OP 的使用問題。 因此，在這項研究中，我們使用了一份問卷，該問卷利用 IGD 的官方 DSM-5 標準來評估在線色情內容的使用問題——在線色情障礙問卷（OPDQ；（Mennig 等人， 2020; Petry等人， 2014). 由於此問卷是一種自我報告工具，問題嚴重性的評估完全留給受訪者，我們認為術語“自我感知有問題的 OP 使用”（SPP-OP 使用）比“有問題的 OP”更合適使用”，因此將在我們的研究中使用這個術語。 在這一點上，可以說 IGD 和 SPP-OP 的使用不同，因此，使用相同的標準是不適用的。 這是一個嚴肅的問題，需要進一步研究。 我們建議使用 IGD 標準作為此類研究的起點，原因如下。 許多研究人員批評 DSM-5 診斷“互聯網游戲障礙”過於具體，而是提倡使用“有問題的互聯網使用”的一般概念，涵蓋所有互聯網應用程序（包括 OP）的有問題使用（Block， 2008; 波坦察，2014 年； 愛等人， 2015). 然而，關於 OP 使用問題的特殊情況，許多研究人員認為它應該被歸類為特定的互聯網使用障礙（Brand 等人， 2016; 加西亞和蒂博， 2010; 庫斯等人， 2014; 萊爾品牌, 2014). 這個建議似乎是合理的，因為在有問題的使用電腦遊戲 (IGD) 和在線色情之間存在著重要的病因相似之處。 這兩種行為通常被歸類為行為成癮，在他們的 I-PACE 模型中，Brand 等人。 (2016) 假設，互聯網應用程序的問題使用的出現和維護所涉及的機制——無論是電腦遊戲還是在線色情——非常相似。 因此，在有問題的互聯網使用框架中考慮 OP 的有問題使用並相應地使用已經在另一種特定互聯網使用障礙 (IGD) 的背景下得到充分調查的標準似乎是合理的。 此外，事實上 IGD 標準也與 Duffy 及其同事在系統評價中提取的定義 OP 使用問題的特徵很好地對應（2016) 也支持應用 IGD 標準。
選項
參與者和程序
這些數據是通過在線調查（2017 年 2018 月至 20 年 18 月）收集的。 調查問卷的鏈接已發佈到各種互聯網論壇（例如，reddit）、Facebook 群組、郵件列表和一個流行的德國休閒約會網站 (poppen.de)。 參與者有機會贏取流行在線商店的五張禮券之一（每張價值：1 歐元）。 如果參與者知情同意，年滿 XNUMX 歲，報告他們的母語是德語，並且他們的 OP 使用至少佔他們總在線時間的 XNUMX%，則參與者被包括在內。
2443 名參與者符合納入標準。 其中，904 人 (36.27%) 必須被排除：839 人因為他們缺少 OPDQ 數據，9 人因為他們缺少簡明症狀量表（BSI；40 項中少於 53 項）的數據，37 人因為他們未能提供重要信息（例如，平均 OP 使用會話：72 小時），八個是因為評論表明他們的數據存在偏差（例如，由於最近一位密友的去世導致高 BSI 值，如評論部分所述）調查結束）和 11，因為他們的回答時間快得不切實際（比平均時間低 2 個標準差）。 最後，對 1539 名參與者的數據進行了分析。 為了測試系統性輟學效應，完成 OPDQ 的參與者和之前終止參與的參與者使用獨立的 t-tests。
在開始這項研究之前，已獲得當地內部審查委員會的倫理批准。 參與者被告知該研究； 他們確認自己已年滿 18 歲，並在訪問調查之前點擊同意按鈕表示知情同意。 所有數據都是匿名收集的。
措施
社會人口信息
收集了有關性別、年齡、教育水平以及就業和關係狀況的信息。
有關一般和特定互聯網使用的信息
參與者報告了他們通常一周在網上花費的時間（小時）。 此外，他們還提供了有關 OP 使用情況的具體信息，例如他們使用哪種 OP 以及使用多長時間（小時/週）。
有問題的使用
使用 OPDQ 評估了 SPP-OP 使用的趨勢。 OPDQ 是網絡遊戲障礙問卷（IGDQ；Petry 等人， 2014) 進行了修改以評估 SPP-OP 的使用（Mennig 等人， 2020) 並由九個項目組成，具有“否”(0) 和“是”(1) 的二分式響應格式。 這些項目以 IGD 的 DSM-5 標準為模型，並通過添加響應來計算總分（分數範圍：0-9）。 在最初的 IGD 問卷中，得分 ≥ 5 被定義為一個分界線，高於該分界線的受訪者被認為滿足 IGD 的 DSM-5 標準。 為了使其適應 SPP-OP 使用，遊戲項目中的引用被替換為對 OP 的引用。 一個示例項目是：“你是否覺得你應該花更少的時間看 OP，但無法減少你看 OP 的時間？”。 心理測量評估表明，這是基於問卷評估 OP 問題使用的有用工具（Mennig 等人， 2020). OPDG 顯示出與 ω 良好的內部一致性序數 = 0.88。 在探索性因素分析中，提取了一個因素，並通過驗證性因素分析驗證了這一結果。 這一發現表明結構有效性。 OPDGQ 分數與修改版的短網絡成癮測試的分數高度相關的事實（原文：Young， 1998; 德文版：Pawlikowski 等人， 2013) 旨在評估有問題的互聯網使用，或者在我們的案例中，SPP-OP 使用，是收斂有效性的指示。 此外，發現超過問題使用截止值的用戶使用 OP 的時間更長。 這一發現支持該工具的標準有效性。
簡要症狀庫存
BSI 的經過驗證的德語版本用於評估參與者的感知心理困擾（Derogatis， 1993; 弗蘭卡 2000). BSI 包含 53 個陳述，詢問參與者在上週的心理功能。 這些項目以 5 分制回答，範圍從 0 (一點也不）到4（極) 並形成九個不同的分量表。 此外，可以計算心理困擾的全球指標——即全球嚴重程度指數（GSI）。 GSI 結合了症狀的數量及其強度水平。 它的分數範圍從 0 到 4，分數越高表示痛苦越大。 在本樣本中，全球規模的內部一致性（Cronbach's alpha）為 α = 0.96。 BSI 的原始值可以轉化為 T-使用特定性別的標準得分（弗蘭克， 2000). T- 分數（M = 50, SD = 10) 服從正態分佈，因此 40 到 60 之間的分數被認為是平均分數（Michel & Conrad， 1982). 根據德羅加蒂斯 (1993), 一個 GSI T-分數≥63 表明痛苦與臨床相關。
數據分析
IBM SPSS Statistics 25 (IBM SPSS Statistics) 用於統計分析。 獨立的 t 進行測試（在方差不等的情況下：Welch 測試）以確定臨時用戶（OPDQ 分數 < 5）和使用 SPP-OP 的消費者（OPDQ 分數 ≥ 5）之間的任何差異。 比較這些組的互聯網使用情況（小時/週）、OP 使用情況（小時/週）和心理困擾（BSI 結果）。 BSI 的原始值被轉化為標準化的 T-使用可用的特定性別常模表進行評分，以考慮報告的精神病理學症狀中的特定性別差異（Franke， 2000). 這允許在標準化的背景下比較 BSI 結果 T-分佈，這有助於結果與總體值的解釋和可比性。 由於使用 SPP-OP 的消費者和臨時用戶的群體規模差異很大，我們報告了 Hedges g （薩維羅斯基， 2009) 作為效應量的度量。 的影響 g = 0.20 被認為是小的， g = 0.50 作為介質，和 g = 0.80 一樣大。 因為進行了多重比較，所以應用 Bonferroni-Holm 校正來控製家庭錯誤率（Holm， 1979). 為了評估共同方法偏差的風險，計算了 Harman 的單因素得分（Harman， 1976; 波德薩科夫等人， 2003). 該測試通過在探索性因子分析中將所有相關變量加載到一個因子中，然後檢查未旋轉的因子解來進行。 該檢驗的基本假設是，當單一因素解釋超過 50% 的方差時，存在共同方法方差（Podsakoff 等人， 2003).
成績
描述性統計
最終樣本由 1539 名 72.6 至 18 歲（76 ± 31.43 歲）的德語色情用戶（12% 男性）組成。 大多數參與者完成了中等教育 (42.3%) 或大學學位 (35.8%)。 大約一半的參與者處於戀愛關係中 (47.7%)。 最受歡迎的 OP 形式是視頻（54.5%），其次是圖片（35.8%）。 詳情見表 Table11.
表1
參與者的人口統計數據
| M or n | 標準差或% | |
|---|---|---|
| 年齡 | 31.43 | 11.96 |
| 性別 | 1118a| 421b | 72.6a| 27.4b |
| 互聯網使用（小時/週） | 22.31 | 15.56 |
| 在線色情使用（小時/週） | 3.17 | 5.11 |
| 關係狀態 | ||
| Single | 717 | 46.6 |
| 在一個（戀愛）關係中 | 735 | 47.7 |
| 沒有提供信息 | 87 | 5.7 |
| 教育 | ||
| 沒有學校證明 | 3 | 0.2 |
| 中學證書 | 334 | 21.7 |
| A級 | 651 | 42.3 |
| 大學生 | 551 | 35.8 |
| 網絡色情的類型 | ||
| 影片 | 838 | 54.5 |
| 圖片 | 551 | 35.8 |
| 攝像頭 | 145 | 9.4 |
| 其他 | 5 | 0.3 |
n = 1539
a男士
b女士
輟學比較
在 OPDQ 之前停止參與的參與者更年輕 [M = 31.5 ± 11.7 年對比 M = 32.7 ± 12.5 年， d = 0.09； (t （1856）= 1.97， p < .05)] 並且有更高的 OP 使用時間 [M = 4.96 ± 2.28 小時對比 M = 4.06 ± 2.10 小時， d = 0.11； (t （893）= 2.12， p < .05)] 比那些完成它的人。
臨時用戶和消費者使用 SPP-OP 的比較
參與者的平均 OPDQ 得分為 1.4 ± 1.7，其中 91 名 (5.9%) 參與者的 OPDQ 得分達到或超過 XNUMX 分（= SPP-OP 使用）； 其中大部分是男性（n = 80; 87.9%）。 男性 SPP-OP 使用率為 7.15%，女性為 2.61%（χ2 （1）= 11.35， p <.001）。 年齡方面無顯著差異（t （1537）= 1.04， p = .29), 教育 (χ2 （6）= 2.24， p = .89）和關係狀態（χ2 （3）= 2.39， p = .49）。
互聯網和 OP 使用
一般而言，使用 SPP-OP 的消費者在互聯網上花費的時間更多（M = 24.46 小時 ± 18.08 對比 M = 22.05 h ± 15.37) 以及 OP (M = 7.85 小時 ± 10.05 對比 M = 2.89 小時 ± 4.49)。 兩種差異都很顯著[互聯網使用： t （98.35）= 2.28， p <.05， g = 0.28 | OP使用： t （92.27）= 4.42， p <.001， g = 0.94]。
心理困擾
使用 SPP-OP 的消費者在每個 BSI 子量表上得分顯著更高（p < .01 在所有情況下）。 他們表現出更高水平的軀體化（t （97.09）= 5.59，g = 0.75), 強迫行為 (t （104.86）= 12.16，g = 1.21), 人際敏感度 (t （1537）= 9.19，g = 0.99），抑鬱症（t （1537）= 10.18，g = 1.10), 焦慮 (t （96.77）= 6.87，g = 0.94), 敵意 (t （1537）= 8.29， g = 0.89), 恐懼性焦慮 (t （96.79）= 7.59， g = 1.04), 偏執觀念 (t （1537）= 8.67， g = 0.94）和精神病（t （1537）= 10.18， g = 1.10), 導致整體更高水平的心理困擾 (t （1537）= 10.32， g = 1.12）。 見圖。 1.
有問題使用 OP 的消費者和臨時用戶的心理困擾（所有差異都很顯著， p < .01; 灰色陰影表示測試結果被認為是平均的區域； 隨意使用的錯誤欄（標準錯誤）按圖形點大小的順序排列）
哈曼單因素得分
所有相關變量都加載到一個因子上的未旋轉探索性因子分析解釋了 31.4% 的總方差，因此反對共同方法偏差。
討論區
在本研究中，對 1539 名 OP 用戶的樣本進行了 SPP-OP 使用、一般互聯網使用行為、社會人口特徵和心理困擾的檢查。
SPP-OP 的使用率為 5.9%。 儘管由於使用的診斷儀器不同，比較患病率很困難，但該結果與其他一些研究具有可比性。 丹麥人等。 (2006) 在他們對瑞典成年人的研究中報告了 5.6% 的患病率。 在一項針對匈牙利成年人的研究中，3.6% 的參與色情用戶屬於“高危”群體，這大致對應於有問題的使用（Bőthe 等人， 2018). 就其設計而言，本研究不是流行率研究。 參與者是故意招募的，以便通過使用休閒交友網站來包括大量自認為有問題的用戶，這些人可能更頻繁地訪問這些網站，也更有可能認可有問題的 OP 水平。 男性比女性更頻繁地使用 SPP-OP。 這一發現在所有相關研究中都有很好的報導和發現（例如，Daneback 等人， 2006; 佐丹奴和卡什韋爾， 2017; Ross等， 2012). 與其他一些研究相反，我們發現使用 SPP-OP 的消費者和臨時用戶在年齡、教育和關係狀況方面沒有差異（Ballester-Arnal 等人， 2014; Daneback 等人， 2006; Ross等， 2012).
使用 SPP-OP 的參與者不僅總體上花費更多的時間在線，而且特別消耗更多的 OP。 這與 Bőthe 等人的結果一致。 (2018）（r = .14， p < .1), Grubbs 等人, (2015b）（r = .19， p < .01) 和 Brand 等人。 (2011）（r = .20， p > .05) 他們都發現使用時間和 OP 的有問題使用之間存在小的正相關關係，儘管它們是否達到顯著性取決於樣本量。 因此，僅根據 OP 的使用時間來定義 OP 的使用問題是不合適的。
到目前為止，使用 SPP-OP 的消費者與臨時用戶之間的最大差異在於他們的心理困擾。 使用 SPP-OP 的參與者在 BSI 的每個分量表上得分更高，表明他們的心理困擾水平明顯高於其他參與者。 最顯著的差異出現在抑鬱、強迫行為和精神質的分量表上。 SPP-OP 使用與抑鬱症之間的聯繫是文獻中研究較多的主題之一，並在這項具有標準化診斷標準和更大樣本的研究中得到證實（Grubbs 等人， 2015a; Philaretou 等人， 2005; Wéry＆Billieux， 2017). 使用 SPP-OP 的參與者在強迫行為和精神病性子量表上得分較高，可能受到與有問題的 OP 使用相關的人格因素差異的影響。 先前的研究報告了有問題的互聯網使用（包括 OP）與更高水平的衝動和神經質之間的關聯（Antons & Brand， 2018; 哈迪和 T 卹， 2007; Müller等人， 2014a, 2014b; 王等人， 2015). 據報導，這些人格特質與 BSI 子量表的強迫行為（衝動性）和精神病性（神經質）有關（Grassi 等人， 2015; Loutsiou-Ladd 等人， 2008). 這項研究證實使用 SPP-OP 的消費者總體上表現出更高水平的心理困擾，這進一步證實了現有報告。 Grubbs 及其同事（Grubbs 等人， 2015a, 2015b) 進行了兩項研究，檢查自我判斷的 OP 成癮與心理困擾之間的關係。 在這兩項研究中，他們發現對 OP 的感知成癮程度較高與心理困擾有關。 在他們的縱向研究中（Grubbs 等人， 2015a)，即使他們控制了其他變量，如基線心理困擾或 OP 的使用時間，這種關係仍然很重要。 在他們對網絡成癮治療尋求者樣本的分析中（包括有問題地使用 OP），Müller 等人，（2014a, 2014b) 比較了符合網絡成癮標準的參與者和不符合網絡成癮標準的參與者的心理困擾。 他們還發現網絡成癮與更高水平的心理困擾有關（GSI：0.83 對 0.35， p <.001）。 與我們的研究相反，Müller 等人（2014a, 2014b) 分析了廣泛的網絡成癮患者樣本（其中還包括在線遊戲或社交網站）。 因為我們只關注 OP 的用戶，所以我們的研究結果使我們能夠專門針對 SPP-OP 的使用得出結論。 性成癮或強迫性行為研究領域的研究同樣發現，網絡色情內容的有問題使用與心理壓力增加之間存在關聯。 在一項在線研究中，Kor 等人。 (2014) 發現，關於有問題地使用在線色情內容的問卷得分與心理困擾呈正相關。 他們還使用 BSI 來捕捉參與者的心理困擾，並且與我們的結果一致，發現了兩者之間的相關性 r = .18（軀體化）和 r = .27（精神病）。 在另一項針對臨床樣本的有趣研究中，Kraus 等人。 (2015) 檢查了 103 名因強迫性色情使用和/或性濫交而尋求治療的男性。 他們發現，大多數參與者不僅在使用網絡色情內容方面存在問題，而且還符合以下精神障礙的標準：情緒（71%）、焦慮（40%）、物質使用（41%）、和衝動控制障礙 (24%)。
在本研究中，使用 SPP-OP 的參與者不僅比臨時使用者俱有更高的 BSI 值，而且他們的大部分結果都升高到與 BSI 的人口常模相比的臨床相關程度。 這 T-他們的 GSI 分數以及他們在強迫行為、人際關係敏感性、抑鬱、恐懼性焦慮、偏執觀念和精神病性分量表上的結果均≥ 63。特別是，GSI 分數 T = 68（原始值：GSI = 1.12）是顯著的，因為這對應於 96% 的百分位排名，這意味著 96% 的常模組得分較低。 如此高的分數通常只有患有精神疾病的人才能獲得（Kellett 等人， 2003). 維蘭等人。 (2012) 分析了精神科門診智障患者的樣本。 同樣符合 DSM-4 精神障礙標準的亞組獲得了 GSI = 1.10 的 BSI 總分。 相比之下，臨時用戶的 BSI 值都在介於 T = 40–60。 這表明在線色情內容的消費本身沒有問題，而使用 SPP-OP 的人則處於嚴重的心理困擾中。 然而，由於這是一項橫斷面研究，我們無法對這種關係的因果關係做出任何可靠的陳述。 SPP-OP 的使用可能會導致問題（例如社交退縮），隨後可能導致心理困擾。 格拉布斯等人，（2015a, 2015b) 進行了一項縱向研究，發現自我感知的 OP 成癮預示著心理困擾。 即使他們控制了其他變量，如基線心理困擾或 OP 的使用時間，這種關係仍然很重要。 這些結果建立了一定的時間順序。 由於時間優先是因果關係的必要條件，這些發現與心理困擾導致 SPP-OP 使用的觀點相符。 然而，這不是充分條件，因此不允許對關係進行明確的因果解釋，因為其他相關但未測量的第三變量可以解釋關聯。 心理困擾和 SPP-OP 的使用可能都是一個共同原因的結果，例如自我調節情緒和認知過程的缺陷、早期逆境或其他跨診斷因素（Gershon 等人， 2013; 謝佩斯等人， 2015). 在臨床經驗中，大多數情況下，這些不同的因果關係共存並相互作用。 正如引言中已經提到的，當然也可以想像存在反向因果關係。 換句話說，SPP-OP 可能是對已經存在的心理困擾的反應。 在這種情況下，SPP-OP 將成為心理困擾的應對策略。
優點和局限
當前研究的優勢包括招募的色情用戶樣本量大、使用類似於 IGD 的 DSM-5 標準的標準確定 SPP-OP 使用以及 BSI 的使用 T-有助於與人口規范進行有意義的比較的分數。
結果的解釋應考慮研究的局限性，例如排除任何因果推論的橫斷面設計、樣本的自我選擇性質以及自我報告措施的排他性使用。
結論
總的來說，這項研究的結果表明，使用 SPP-OP 與嚴重的心理困擾有關。 我們注意到存在一個同時遭受 SPP-OP 使用和精神病理學症狀升高和高度痛苦的群體。 因此，在治療環境中，探索 OP 的使用可能是有用的，因為有問題的使用可能是現有心理困擾的長期因素，並且可能是一個嚴重的問題，需要意識，在某些情況下需要臨床關注。 當人們認為消費 OP 是全世界數百萬人參與的最受歡迎的在線活動之一時，未來的研究應該通過實驗和縱向設計進一步研究 SPP-OP 使用與心理困擾之間的關係。
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