評論：系列研究為成癮模型提供了支持。 結論：
強迫症在使用互聯網尋找性伴侶的個人中導致性上癮。 衝動性和有問題的在線性行為促進了性成癮的評分。 這些研究支持以下觀點：性成癮屬於衝動-強迫量表，可以歸類為行為成癮。
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行為上癮雜誌
作者：Gal Levi 1，Chen Cohen 1，Sigal Kaliche 1，Sagit Sharaabi 1，Koby Cohen 1，Dana Tzur-Bitan 1和Aviv Weinstein 1
作者： https://doi.org/10.1556/2006.2020.00007
抽象
背景和目標
強迫性行為的特徵是廣泛的性行為和控製過度性行為的努力失敗。 研究的目的是調查使用互聯網尋找性伴侶和使用在線色情製品的成年男性和女性的強迫性，焦慮和抑鬱，衝動和有問題的在線性活動。
方法
研究1-177名參與者，包括143名女性M = 32.79歲（SD = 9.52）和32名男性M = 30.18歲（SD = 10.79）。 性成癮篩查測試（SAST），耶魯-布朗強迫症量表（Y-BOCS），斯皮爾伯格特質狀態焦慮量表（STAI-T STAI-S）和貝克抑鬱量表（BDI）。 研究2-139名參與者，包括98名M = 24歲（SD = 5）和41名M = 25歲（SD = 4）的男性。 衝動問卷（BIS / BAS），有問題的在線性行為（s-IAT-sex）和性成癮篩查測試（SAST）。
成績
研究1-多元回歸分析表明，一個包含BDI，Y-BOCS和STAI得分的模型有助於性成癮率的變化，並解釋了33.3％的變化。 研究2-多元回歸分析表明，BIS / BAS和s-IAT得分助長了性成癮率的差異，並解釋了33％的差異。
討論和結論
強迫症在使用互聯網尋找性伴侶的個人中導致性上癮。 衝動性和有問題的在線性行為促進了性成癮的評分。 這些研究支持以下觀點：性成癮屬於衝動-強迫量表，可以歸類為行為成癮。
簡介
性成癮也稱為強迫性行為障礙（CSBD），其特徵在於廣泛的性行為和控製過度性行為的努力失敗。 這是一種病理性疾病，具有強迫性，認知性和情感性後果（Karila等，2014; 溫斯坦，佐爾克，巴布金，科恩和萊約葉，2015年).
性成癮有幾種定義。 古德曼（1992） 將性成癮定義為無法抵抗性慾。 至少有以下一種是這種行為的典型表現：定期進行性活動，勝過其他活動；在無法進行性活動時有躁動感，並且對此行為有寬容。 症狀應持續一個月，或在很長一段時間後重複出現（Zapf，Greiner和Carroll，2008年). 米克和霍蘭德（2006） 將性成癮定義為強迫性和衝動性行為，而 卡夫卡（2010） 曾將性成癮定義為性過度，即性行為高於平均水平，其特徵是儘管造成了嚴重的社會和職業後果，仍未能停止性行為。 鑑於性成癮的幾種定義，挑戰之一就是要確定什麼構成性成癮。 術語“性慾過剩”是有問題的，因為大多數患者並不認為自己的活動或性慾高於平均水平。 其次，該術語具有誤導性，因為強迫性行為是性衝動或性衝動的結果，而不是異常性慾的結果，最後，強迫性行為可能以不同的方式表現出來，不一定符合該定義（霍爾，2011).
《精神障礙診斷和統計手冊》（DSM-IV）的第五版考慮了強迫性障礙，但最終拒絕了它（APA，2013年）。 目前，強迫性行為是強迫症還是成癮仍是一個有爭議的問題。
根據ICD-11， 世界衛生組織（2018） 強迫性行為障礙的特徵是持續存在的無法控制強烈的，重複的性衝動的模式，從而導致重複的性行為。 因此，該疾病的症狀包括重複性行為，這些行為引起嚴重的精神困擾，並且儘管未能成功地減少重複性行為和行為，但最終損害了個人的身心健康。
性成癮在許多方面對個人有害，並且會影響朋友，家人和生活滿意度（Zapf，Greiner和Carroll，2008年）。 強迫性行為障礙（CSBD）的人會使用各種性行為，包括在互聯網上過度使用色情，聊天室和網絡性行為（羅森伯格，卡恩斯和奧康納，2014年; 溫斯坦等人，2015年）。 CSBD是一種具有強迫，認知和情感特徵的病理行為（Fattore，Melis，Fadda和Fratta，2014年）。 強迫性因素包括尋找新的性伴侶，頻繁發生性接觸，強迫性手淫，定期使用色情內容，無保護的性愛，自我效能低下以及使用毒品。 認知情感部分包括對性的迷戀思想，內感，避免不愉快的思想，孤獨，自尊心低落，對性活動的羞恥和保密，對性活動的持續性的合理化，對匿名性的偏愛以及缺乏性行為控制生活的各個方面（溫斯坦等人，2015年).
CSBD和其他成癮的共同發生表明，這些疾病共享病因機制，例如神經生物學和心理社會因素（例如，人格特質，認知缺陷或偏見）（古德曼，2008). Carnes，Murray和Charpentier（2005） 據報導，在1,603名患有CSBD的樣本中，大多數人報告了一生中普遍存在其他成癮和虐待行為，例如濫用藥物，賭博或飲食失調。 一項針對病理賭徒的研究發現，他們的樣本中有19.6％也符合強迫性行為（CSB）的標準（格蘭特和斯坦伯格，2005年）。 符合兩種疾病標準的大多數人都報告說，CSBD早於他們的賭博問題。
與其他行為成癮一樣，CSBD屬於強迫行為和衝動行為（格蘭特（Grant），波坦察（Potenza），溫斯坦（Weinstein）和戈里利克（Gorelick），2010年; 雷蒙德等。 2003） 他們提出了強迫性行為（CSB）的概念，並認為它類似於強迫症。 米克和霍蘭德（2006） 曾強調CSBD與OCD合併症的重要性，並建議使用選擇性XNUMX-羥色胺再攝取抑製劑（SSRI）以及對該疾病的認知行為進行治療。 有進一步的證據表明CSBD與焦慮和抑鬱症並存（班克羅夫特＆烏卡迪諾維奇，2004; Klontz，Garos和Klontz，2005年; Weiss，2004）。 最近的一項研究在一個大型社區樣本中調查了衝動性和強迫性在CSBD中的作用（貝瑟，庫斯，托斯-基拉利，奧羅斯和德梅特羅維奇2019a，b）。 他們發現，衝動性和強迫性分別與男性和女性使用有問題的色情內容有微弱的關係。 此外，衝動與性慾之間的關係比男女之間的強迫性要強。 作者基於他們的研究結果認為，衝動性和強迫性可能不會對有問題的色情使用產生實質性的貢獻，但是衝動性可能比在有問題的色情使用中起更大的作用。 進一步的研究估計了大部分OCD患者中CSBD的患病率（Fuss，Briken，Stein和Lochner，2019年）。 研究表明，目前患有強迫症的患者一生中CSBD的患病率為5.6％，男性明顯高於女性。 強迫症中的CSBD更有可能與其他情緒，強迫症和衝動控制性疾病並存，但並非與使用毒品或成癮行為引起的疾病並存。 這一發現支持將CSBD概念化為強迫症。
鑑於將CSBD歸類為行為成癮或強迫症的爭議，研究CSBD與強迫症的合併症，抑鬱症和焦慮症的人變得很重要，這些人使用互聯網上流行的媒體來獲取性伴侶。 最近，越來越多地將智能手機上的互聯網約會應用用於性目的，即作為獲取性伴侶的平台（Zlot，Goldstein，Cohen和Weinstein，2018年）。 我們在先前的研究中已經表明，在那些使用約會應用程序獲得性伴侶的人中，社交焦慮而不是尋求刺激或性別是影響使用互聯網約會應用程序獲取性伴侶的主要因素（Zlot等人，2018）。 此外，我們調查了該人群中成癮行為特徵的衝動性和有問題的在線色情影像，以評估CSBD是否可以被視為行為成癮。
第一項研究的目的是檢驗在使用互聯網尋找性伴侶的人群中，強迫症，抑鬱症和一般性焦慮（狀態或特質）是否會導致CSBD評分的差異。 根據以前的研究（班克羅夫特＆烏卡迪諾維奇，2004; Bőthe等人，2019a，b; 米克和霍蘭德，2006年; Klontz，Garos和Klontz，2005年; Weiss，2004）假設強迫性焦慮和抑鬱會與CSBD的測量值呈正相關，且影響大小會很大。 第二項研究的目的是檢查衝動性，色情軟件在網上的使用是否成問題是否會導致CSBD的差異。 根據以前的研究（Bőthe等人，2019a，b; Fattore，Melis，Fadda和Fratta，2014年; 克勞斯，馬蒂諾和波坦察2016; 羅森伯格，卡恩斯和奧康納，2014年; Weinstein等，2015）據推測，衝動性和有問題的在線性行為與CSBD的測量值呈正相關，且影響量較大。 最後，由 Stack，Wasserman和Kern（2004） 是，與傳統社會關係最密切的人比其他人不太可能使用有問題的在線性行為。 因此，與已婚夫婦相比，單身人士有望更多地參與有問題的在線性活動和強迫性行為。 因此，假設在有問題的在線性行為和CSBD方面，單身參與者的得分要比已婚參與者更高。
研究1
方法
来临嘉宾
該研究招募了一百七十五名平均年齡為33.3歲（SD = 9.78）的參與者。 納入標準為20-65歲的男性和女性，他們定期專門使用互聯網尋找性伴侶。 樣本中有143位女性（佔82％）和32位男性（佔18％）。 女性的平均年齡為33.89歲（SD = 9.52），男性的平均年齡為30.52歲（SD = 10.79）。 當前樣本的大部分具有學術或同等學歷（70.2％），其餘樣本至少有12年的學習時間。 此外，一小部分參與者失業（9％），大多數參與者從事兼職工作（65％）或全職工作（26％）。 大部分樣本已婚（45％），有些是單身（25％）或有伴侶（20％）。 大部分樣本居住在城市（82％），少數居住在農村（18％）。 參加者未因參加研究而獲得經濟補償。
措施
人口統計調查問卷
人口統計調查表包括有關性別，年齡，婚姻狀況，生活類型，宗教，教育，就業的項目。
斯皮爾伯格特質和狀態焦慮量表（STAI）
STAI（Spielberger，Gorsuch，Lushene，Vagg和Jacobs 1983）有40個項目，其中20個特質焦慮和20個州焦慮項目。 利克特量表的分數從1（完全不）到4（非常同意）。 問卷已通過Cronbach內部平均一致性檢驗 α 對於Spielberger State = 0.83 α = Spielberger特性的0.88（Spielberger等，1983）。 在我們的研究中，STAI-s問卷的Cronbach內部一致性為 α = 0.95，STAI-t問卷的內部信度為Cronbach's α = 0.93。
貝克抑鬱量表（BDI）
BDI（Beck等人，1988）是一種自我報告的清單，用於衡量抑鬱症的典型態度和症狀貝克·沃德和孟德爾森，1961年）。 清單包括21個項目，每個項目的評分範圍為0到4，並通過對這些項目求和來計算總分。 BDI表現出很高的內部一致性，而Cronbach內部一致性為 α 分別為0.86和0.81（精神病患者和非精神病患者）（Beck等人，1988）。 在這項研究中，BDI的Cronbach內部一致性為 α = 0.87。
耶魯-布朗強迫症量表（YBOCS-）
YBOCS（Goodman等人，1989年）在李克特量表上有10個項目，範圍從1“完全控制”到5“無控制”。 問卷已通過Cronbach內部平均一致性檢驗 α = 0.89（Goodman等人，1989年）。 在我們的研究中，問卷的Cronbach內部一致性為 α = 0.9。
性成癮篩查測試（SAST）（Carnes，1991)
SAST（Carnes，1991）是性癮的25項措施。 SAST上的項目是二分式的，對項目的認可會導致總分增加一分。 得分高於13分錶示存在性慾亢進，SAST總分達到95分或以上可導致5％的真正性成癮陽性率（即，將人錯誤地識別為性癮者的可能性不超過XNUMX％）（Carnes，1991）。 該問卷已通過驗證 胡克，胡克，戴維斯，沃辛頓和彭伯西（2010） 顯示克朗巴赫的 α 一致性為0.85-0.95。 在我們的研究中，有克朗巴赫 α 為0.80。 SAST未經過驗證可提供任何分類數據，並且已被用作連續變量，但未用於對性上癮者進行分類。 問卷使用希伯來語，並且在先前的研究中得到了驗證。
程序
問卷在社交網絡和專門用於約會和性行為的論壇（“ Tinder”，“ okcupid”，“ gdate”，“ gflix”等）上在線進行廣告宣傳。 與會者在互聯網上回答了問卷。 參與者被告知，該研究調查了性成癮，並且出於研究目的，調查表將保持匿名。
統計和數據分析
結果分析是在社會科學統計軟件包（SPSS）（美國紐約州阿蒙克，IBM公司）上進行的。
為了探索樣本特徵，對成癮率進行了初步分析。 性成癮措施通常不在一般人群中分配； 因此，對性別成癮變量（偏度值（S = 0.04，SE = 0.18）和峰度（K = -0.41，SE = 0.37）表示正態分佈。 由於在轉換和原始度量中結果都是相同的，因此報告了原始數據的結果。 然後，對整個樣本以及男性和女性分別進行的強迫症，抑鬱症和焦慮症之間的簡單相關性的進一步分析。 最後，使用多元回歸分析來衡量強迫症，抑鬱症和焦慮症對性成癮評分方差的貢獻。 在Bonferroni校正後，報告了回歸模型的重要結果（P <0.0125）。 使用公式計算Bonneferoni校正 α嚴重= 1-（1- α改變）k。 規模效應 F 是使用科恩公式計算的 F 效果大小的平方= R 平方/ 1−R 平方。
倫理
該研究得到大學機構審查委員會（IRB，赫爾辛基委員會）的批准。 所有參與者都簽署了知情同意書。
成績
樣本特徵
性成癮問卷的得分錶明，可以按照以下標準對49名參與者（11名男性和38名女性）進行性成癮分類，將126名參與者分類為非性成癮。 卡內斯（1991） （SAST分數> 6）。 男性比女性更容易上癮[t （1,171）= 2.71， P = 0.007，科恩 d = 0.53; 表明根據Cohen的標準（小，中，大）性別對成癮的影響很大]。 此外，男性表現出比女性更多的強迫症症狀[t （1,171）= 4.49， P <0.001，科恩 d = 0.85; 表明根據Cohen的標準，性別對OCD症狀有很大影響]。 男性表現出的焦慮狀態沒有女性高 t（1，171）= 1.26， P = 0.22。 男性也沒有表現出比女性更高的性格焦慮量度 t（1，171）= -0.79， P = 0.43，男女之間的抑鬱無差異 t（1，171）= 1.12， P = 0.26（見 表1).
表1。研究1 –男性和女性參與者的問卷調查評分 M （SD）
| 男性（n = 30） | 女性（n = 145） | 總計（n = 175） | |
| SAST | 31.53（5.64） | 29.45（3.4） | 4.93（3.94） |
| BO寶 | 20.6（10） | 14.69（5.55） | 15.70（6.87） |
| BDI | 33.8（13.68） | 31.56（9.24） | 31.76（10.39） |
| 斯泰 | 35.2（12.93） | 37.36（14.93） | 36.18（13.36） |
| 施泰 | 35.8（15.21） | 38.53（14） | 36.63（14.56） |
縮寫：SAST-性成癮篩查測試； YBOCS-耶魯-布朗強迫症量表； BDI-貝克抑鬱量表； STAI-S / T- Spielberger特質和狀態焦慮量表。
抑鬱症，焦慮症和強迫症與性成癮之間的關係
初步的皮爾遜相關性測試表明抑鬱症，特質和狀態焦慮，強迫症和性成癮評分之間存在正相關（請參閱 表2），並且分別在男性或女性中觀察到了這些相關性。
表2。研究1 –皮爾遜 r 所有參與者中所有問卷的相關性（n = 175）
| 因子 | M （SD） | SAST | BO寶 | BDI | 斯泰 | 施泰 |
| 1.先天 | 4.93（3.94） | |||||
| 2.YBOCS | 15.70（6.87） | 0.54 *** | ||||
| 3。 BDI | 31.76（10.39） | 0.39 *** | 0.52 *** | |||
| 4. 斯泰-S | 36.18（13.36） | 0.45 *** | 0.57 *** | 0.83 *** | ||
| 5. STAI-T | 36.63（14.56） | 0.42 *** | 0.52 *** | 0.80 *** | 0.88 *** |
縮寫：SAST-性成癮篩查測試； YBOCS-耶魯-布朗強迫症量表； BDI-貝克抑鬱量表； STAI-S / T- Spielberger特質和狀態焦慮量表。
***P <0.01。
多元回歸分析表明，包含性別（β = -0.06， P = 0.34），Y-BOCS（β = 0.42， P <0.001），BDI（β = -0.06; P = 0.7）和STAI特性（β = 0.18， P = 0.22）和STAI狀態（β = 0.07， P = 0.6）的得分顯著影響了性成癮評分的差異[F （4,174）= 21.43， P <0.001， R2 = 0.33，科恩 f = 0.42]，並且已經解釋了這些評分的33.3％的方差。 但是，只有Y-BOCS分數可以顯著預測性成癮。 公差的統計參數範圍在0.3到0.89之間，VIF測量器的範圍在1.1到3之間，並且它們已經表示出適當的共線性。 看到 表3 用於回歸分析。 為了探討性別對強迫症和性成癮等級之間關係的調節作用，我們進行了進一步的分析，結果表明性別對強迫症和性成癮之間的關係沒有調節作用（β = 0.12， P = 0.41; β = 0.17， P 0.25）。
表3。研究1 –強迫症，抑鬱和焦慮等級對所有參與者性成癮評分的影響線性回歸（n = 175）
| 變量 | B | SE | 偏相關 | β |
| BO寶 | 0.24 | 0.04 | 0.36 | 0.42 *** |
| BDI | - 0.23 | 0.04 | - 0.03 | - 0.06 |
| 斯泰 | 0.05 | 0.04 | 0.04 | 0.194 |
| 施泰 | 0.02 | 0.03 | 0.1 | 0.08 |
| F（4,174）= 21.43 ***; R2 = 0.33 | ||||
縮寫：SAST-性成癮篩查測試； YBOCS-耶魯-布朗強迫症量表； BDI-貝克抑鬱量表； STAI-S / T- Spielberger特質和狀態焦慮量表。
P <0.001 ***。
總之，結果表明，男性，女性的抑鬱，特質和狀態焦慮，強迫症和成癮評分之間呈正相關。 其次，回歸分析表明，強迫得分對性成癮率的變化有貢獻，他們解釋了33.3％的變化。
研究2
方法
来临嘉宾
該研究招募了一百三十九名平均年齡為24.75歲（SD = 0.33）的參與者。 納入標準為20-65歲的男性和女性，他們定期使用互聯網進行性活動。 有98位女性（71％）和41位男性（29％）。 女性的平均年齡為24歲（SD = 5），男性的平均年齡為25歲（SD = 4）。 當前樣本的大部分具有學術或同等學歷（29％），其餘樣本（71％）具有至少12年的學習時間。 此外，一小部分參與者失業（2％），學生（11％），大部分參與者從事兼職工作（16％）或全職工作（71％）。 大部分樣本是單身（73.7％）或已婚或有伴侶（26.3％）。
措施
人口統計調查問卷
一份人口統計調查表包括有關性別，年齡，婚姻狀況，生活類型，宗教，教育，就業的項目。 問卷使用希伯來語，並且在先前的研究中得到了驗證。
巴拉特衝動量表（BIS / BAS）
BIS / BAS是一種問卷調查表，用於測量由 Patton，Stanford和Baratt（1995）。 問卷共有30項。 Likert量表的分數範圍從1“很少/很少”到4“幾乎總是/總是”。 問卷已通過Cronbach內部平均一致性檢驗 α = 0.83。 在我們的研究中，問卷的Cronbach內部一致性為 α = 0.83。
簡短的互聯網成癮測試（s-IAT-sex）
s-IAT-sex是一種問卷，用於衡量由 Wéry，Burnay，Karila和Billieux（2015）。 它基於由開發的網絡成癮測試 Pawlikowski，Altstötter-Gleich和Brand（2013） 將“互聯網”或“在線”上的項目替換為“在線性活動”和“性網站”。 問卷共有12個項目，每個項目的評分範圍為1到5，從1（從不）到5（始終），並通過對項目求和來計算總分。 問卷已通過 Wéry等。 （2015年） 平均Cronbach內部一致性為 α = 0.90。 在我們的研究中，問卷的Cronbach內部一致性為 α = 0.89。
性成癮篩查測試（SAST）（Carnes，1991）已通過驗證 胡克等。 （2010年） 顯示克朗巴赫的 α 為0.85-0.95。 在我們的研究中，有克朗巴赫 α 為0.79。 SAST未經過驗證可提供任何分類數據，並且已被用作連續變量，但未用於對性上癮者進行分類。
程序
問卷在社交網絡和使用有問題的在線性行為的個人論壇上在線做廣告。 參與者已經在互聯網上回答了問卷。 參與者還被告知，該研究調查了性成癮，並且出於研究目的，調查表將保持匿名。
統計和數據分析
在Windows v.21（IBM Corp. Armonk，NY，美國）的社會科學統計軟件包（SPSS）上進行了結果分析。 為了測試正態分佈，進行了向性成癮測量者的LAN轉換。 偏度（S = −0.2，SE = 0.2）和峰度（K = -0.81，SE = 0.41）表示正態分佈。 由於轉換後的度量和原始度量的結果都相同，因此報告了原始數據的結果。
使用皮爾遜卡方檢驗分析了涉及性別，年齡，婚姻狀況，生活類型，教育程度，就業和互聯網使用情況的數據。 使用多元回歸分析來衡量衝動性和有問題的在線性活動量度對性成癮評分方差的貢獻。 在Bonferroni校正後，報告了回歸模型的重要結果（P <0.0125）。 使用公式計算Bonneferoni校正 α嚴重= 1-（1-α改變）k。 規模效應 F 是使用科恩公式計算的 F 效果大小的平方= R 平方/ 1−R 平方。
倫理
該研究得到大學機構審查委員會（IRB，赫爾辛基委員會）的批准。 所有參與者均已簽署知情同意書。
成績
樣品特徵
性成癮問卷的得分錶明，可以按照以下標準對45名參與者（18名男性和27名女性）進行性成癮分類，將92名參與者分類為非性成癮。 卡內斯（1991） （SAST分數> 6）。 男性比女性更容易上癮[t （1,135）= 2.17， P = 0.01，科恩 d = 0.41]。 男性在“簡短互聯網成癮測試”（s-IAT-sex）中的得分也高於女性[t （1，58）= 2.17， P <0.001科恩氏 d = 0.95; 表明根據Cohen的標準，性別對互聯網成癮的影響很大]。 男女之間的衝動（BIS / BAS）得分沒有差異t（1，99）= -0.87; P = 0.16）。 看到 表4 在所有參與者中進行問卷調查。
表4。研究2 –男性和女性參與者的問卷調查評分 M （SD）
| 男性（n = 41） | 女性（n = 98） | 總計（n = 139） | |
| SAST | 5.47（3.41） | 4.14（3.2） | 4.53（3.3） |
| 性愛 | 1.78（0.67） | 1.25（0.51） | 1.4（0.6） |
| BIS / BAS | 2（0.28） | 2.07（0.39） | 2.05（0.36） |
縮寫：“ s-IAT-sex”-簡短的互聯網成癮測試，用於衡量性活動； BIS / BAS- Barratt衝動量表； SAST-性成癮篩查測試。
s-IAT-sex，BIS / BAS和SAST之間的關聯
皮爾遜相關性測試表明，衝動（BIS / BAS），有問題的在線性活動（s-IAT-sex）和性成癮評分（SAST）之間呈正相關（請參閱 表5).
表5。研究2-所有參與者的所有問卷上的Pearson相關性（n = 139）
| 因子 | M （SD） | SAST | 性愛 | BIS / BAS |
| SAST | 4.53（3.3） | 1 | ||
| 性愛 | 1.4（0.6） | 0.53 *** | ||
| BIS / BAS | 2.05（0.36） | 0.35 ** | 0.22 * | - |
縮寫：“ s-IAT-sex”-簡短的互聯網成癮測試，用於衡量性活動； “ BIS / BAS”-Barratt衝動量表； “ SAST”-性成癮篩查測試。
*P <0.05； **P <0.01。
男性和女性的多元回歸分析表明，該模型已將性別（β = -0.01， P = 0.84）s-IAT-性別（β= 0.47， P <0.001），BIS / BAS（β = 0.24， P = 0.001）的得分顯著影響了性成癮評分的差異[F （2,134）= 34.16， P <0.001， R2 = 0.33，科恩 f = 0.42]，並且已經解釋了這些評分的33％的方差。 公差指數在0.7到0.9之間，VIF測量器在1到1.24之間，並且它們表示適當的共線性。 表6 顯示了男性和女性成癮得分的回歸分析。 為了研究性別和其他變量對性成癮的調節作用，進行了進一步分析，以評估s-IAT-sex×性別（β = 0.06， P = 0.77），以及BIS / BAS×性別（β = 0.5， P = 0.46）在預測性成癮方面並不顯著。
表6。研究2：所有參與者中性別和衝動等級對有問題的在線性行為得分的影響的線性回歸（n = 139）
| 變量 | B | SE | 偏相關 | β |
| 性別 | - 0.11 | 0.57 | - 0.17 | - 0.1 |
| 性愛 | 2.61 | 0.4 | 0.45 | 0.47 *** |
| BIS / BAS | 2.17 | 0.65 | 0.28 | 0.24 *** |
| F（3,133）= 22.64; [R2 = 0.33 *** | ||||
縮寫：“ s-IAT-sex”-簡短的互聯網成癮測試，用於衡量性活動； “ BIS / BAS”-Barratt衝動量表； “ SAST”-性成癮篩查測試。
***P <0.001。
婚姻狀況
單身參與者得分更高（M = 1.50，SD = 0.66），比已婚參與者（M s-IAT-性別問卷（= 1.16，SD = 0.30）（t （1,128）= 4.06， P <0.001）。 單身參與者的得分也更高（M = 4.97，SD = 3.38（比已婚參與者（M = 3.31，SD = 2.78）t （1,135）= 2.65， P <0.01）。 最後，單身女性參與者得分更高（M = 1.33，SD = 0.58（比已婚女性參與者（M s-IAT-性別問卷（= 1.08，SD = 0.21）（t （1，92）= 4.06， P 0.003）。
總之，結果表明衝動性，有問題的在線性活動與性成癮評分之間呈正相關。 其次，回歸分析表明，衝動性和有問題的在線性行為得分對性成癮評分的方差有所貢獻，並解釋了33％的方差。
討論區
人們對CSBD及其可能包含在《診斷與統計》第五版（DSM-5）中的研究越來越感興趣（美國精神病學協會，2013）或ICD 11，現在已將其包含為衝動控制障礙（Kraus等，2018）。 由於該主題很重要且與臨床相關，因此需要進一步的研究，直到在下一版DSM中將其識別為臨床疾病為止。 本研究支持CSBD與強迫症，焦慮症和抑鬱症並存的先前發現（Klontz，Garos和Klontz，2005年），儘管這一組患者中只有少數被診斷為強迫症（15％ 黑色，2000; 和在 Shapira，Goldsmith，Keck，Khosla和McElroy，2000年）。 對大量強迫症患者的進一步研究（Fuss等，2019）顯示，目前患有強迫症和其他情緒合併症，強迫症和衝動控制障礙的患者，CSBD的終生患病率很高。
與其他行為成癮一樣，CSBD屬於強迫行為和衝動行為（Grant等人，2010）。 在一般人群中，強迫症（OCD）的患病率為1-3％（Leckman等，2010）。 強迫症的症狀通常與強迫性行為有關（Klontz等人，2005年). 雷蒙德等。 （2003年） 是第一個提出強迫性行為（CSB）概念的人，該概念在現象學上類似於強迫症。 CSB的特點是反復出現強烈的性幻想，衝動和性行為，導致嚴重的障礙。 強迫症是侵入性的，通常與緊張或焦慮有關，因此強迫性行為旨在減輕這種緊張和焦慮。 米克和霍蘭德（2006） 他們強調了CSB和OCD合併症的重要性，並建議使用選擇性2000-羥色胺再攝取抑製劑（SSRI）進行治療以及對該疾病的認知行為治療。 DSM-IV批評這種方法，因為具有強迫性行為的人通常會從這種行為中找到樂趣，並且只有在這種行為有害時，他才會嘗試抵制這種行為（美國精神病學協會，422年，第XNUMX頁）。 儘管強迫症患者可能對性內容有痴迷的想法，但通常伴隨著負面情緒而沒有性喚起。 因此，我們希望這些患者在這種情緒下會減少性慾。
有進一步的證據表明CSBD與焦慮和抑鬱症並存（Klontz，Garos和Klontz，2005年）。 一項研究發現，在CSBD男性中，這一比例為28％，而在普通人群中，這一比例為12％（Weiss，2004）。 有進一步的證據表明，患有CSBD的人在沮喪或焦慮時對性有過分的興趣（班克羅夫特＆烏卡迪諾維奇，2004）。 大多數同性戀者和異性戀者報告在抑鬱或焦慮時性慾下降，但少數（15％至25％）報告性慾增加，而焦慮症多於抑鬱。 抑鬱症期間性慾的增加可能是需要他人進行個人觸摸或欣賞的結果。 那些在抑鬱症中對性興趣降低的人可能會因為自尊心較低而這樣做（班克羅夫特＆烏卡迪諾維奇，2004）。 進一步的研究表明，CSBD患者中有42–46％患有焦慮症，而33–80％則患有情緒障礙（米克和霍蘭德，2006年）。 在一組療法中接受CSBD治療的一組患者顯示出心理壓力，抑鬱，強迫症，對性和性喚起的關注，抑鬱和焦慮的減輕，並且這些變化在隨訪6個月後一直保持（Klontz，Garos和Klontz，2005年).
在這項研究中，抑鬱評分對性成癮的評分沒有顯著貢獻。 由於在某些情況下，抑鬱症會降低性慾，在某些情況下會增加性慾（班克羅夫特＆烏卡迪諾維奇，2004）抑鬱與強迫性行為之間的關係可能由其他因素介導。 由於焦慮對性成癮的評估有很大貢獻，因此抑鬱可能是焦慮與CSBD之間的中介因素。
儘管這項研究在女性與男性之間具有獨特的比例，但在女性參與者中絕大多數，但對男性和女性進行單獨回歸分析的結果表明，強迫症，抑鬱和焦慮評分對性成癮評分方差的貢獻要高得多在男性中，這解釋了40％的方差，而在女性中則為20％，儘管作為一般因素，當同時分析男性和女性時，性別對回歸沒有貢獻，這可能是由於男性數量較少。 這一發現支持了先前的研究，顯示了CSBD中的性別差異，特別是在使用色情網站和從事網絡性愛方面（Weinstein等，2015）。 另一方面，我們之前使用約會應用程序的研究並未顯示性別差異（Zlot等人，2018）。 因此，使用互聯網進行在線性行為的個人之間的性別差異問題需要進一步研究。
強迫性行為也伴有精神焦慮症，包括社交焦慮症，心境障礙，注意力缺陷多動障礙（Bijlenga等人，2018年; Bőthe等人，2019a，b; 加西亞和蒂博特，2010年; 米克和霍蘭德，2006年; Semaille，2009）影響機能失調（Samenow，2010年）和創傷後應激障礙（Carnes，1991）。 一些研究發現，性成癮與煩躁不安的情緒或壓力大的生活事件相關聯或對它們的反應（Raymond，Coleman和Miner，2003年; 里德，2007; 里德和木匠，2009年; 里德（Reid），木匠，史派克曼（Spackman）和威利斯（Willes），2008年).
衝動性，強迫性和CSBD（Wetterneck，Burgess，Short，Smith和Cervantes，2012年）。 互聯網使色情內容更易於獲取和豐富，這促進了以前沒有的性喚起水平（2010年大眾; Wetterneck等，2012）。 有人認為CSBD處於脈衝-強迫量表（Grant等人，2010）。 衝動性是指沒有計劃或未預先考慮的行為，它與愉悅，喚醒和滿足感相關聯，並開始成癮週期，而強制性則保持了持續性CSBD（Karila等，2014; Wetterneck等，2012).
第二項研究的目的是調查衝動性，有問題的在線性活動與CSBD之間的關聯。 衝動和網上有性行為的使用有問題可能是性成癮的指標，因此，重要的是在使用互聯網獲得性伴侶的人群中評估性成癮。 已經確定衝動與網絡色情的使用不當有關（Wetterneck等，2012）和CSBD（Karila等，2014; Weinstein，2014; 溫斯坦等人，2015年）。 儘管在線色情內容的使用有所增加（Carroll等，2008; 金士頓等人，2009; 2010年大眾; Stack等人，2004; Wetterneck等，2012）很少有研究調查此關聯（Wetterneck等，2012）。 這項研究的結果表明，在以女性為主的樣本中，衝動性和網上色情的使用有問題與CSBD有關。 由於有關CSBD的大多數研究都以男性為參與者，因此這一發現特別新穎，因為它暗示患有CSBD的女性也很衝動。 進化論理論通常期望女性應該具有更大的抑制衝動或有力反應的能力。 有支持性證據表明，女性在測量衝動性的認知任務上表現更好，例如滿足感的延遲和主要在童年時期的打折的延遲（參見 溫斯坦與丹農（2015） 以供審核）。 可能有很多人使用在線色情內容來避免親身經歷，而這種避免行為會保持這種強迫性和成癮性的行為（Wetterneck等，2012）。 但是，據報導有矛盾的結果 Bőthe等。 （2019a，b） 表明衝動性和強迫性分別與男性和女性使用有問題的色情內容弱相關。 衝動與性慾之間的關係比男女之間的強迫性要強。 因此，作者認為衝動性和強迫性可能不像某些學者所提議的那樣對有問題的色情使用產生實質性的貢獻。 另一方面，衝動在性慾亢進中可能比在有問題的色情作品使用中更重要。
當前的文獻描述了使用在線色情內容，衝動性和CSBD時的性別差異（Carroll等，2008; Poulsen等人，2013年; Weinstein等，2015; Zlot等人，2018）。 這項研究表明，在線色情內容和CSBD評分的使用存在此類差異，但衝動性沒有差異（與 Wetterneck等。 （2012年））在男性中發現了更高的衝動性。 在現代世界和女權運動的力量不斷增強的情況下，女性可能採取傳統上被認為是男性特徵的策略，例如自信，冒險和衝動。
不出所料，與已婚婦女相比，單身婦女使用在線色情內容的比例更高，CSBD的使用率更高。 在過去幾年中，儘管該媒體之間存在性別差異，但女性使用在線色情內容的人數有所增加。 在一項重要的夫婦研究中，男性色情使用與男性和女性的性素質均呈負相關，而女性色情使用與女性的性素質成正相關（Poulsen等人，2013年）。 如果將這種媒體與提高性行為的質量聯繫起來，似乎婦女認為這種媒體是積極的（德永等人，2017; Vaillancourt-Morel等，2019).
最後，有問題的在線性愛活動通常是秘密進行的，並且是孤立的活動，對家庭成員而言是隱藏的。 因此，與家人，朋友和整個社會的關係薄弱可能會導致男人和女人之間存在問題的在線性行為。 同樣，有臨床證據表明，由於這種有問題的參與，從事有問題的在線性活動的個人會遭受浪漫關係的破壞，因此，單身人士在CSBD量表上的得分會更高。
限制
兩項研究均使用了互聯網上的自我評估問卷，因此回答中可能存在不准確的情況。 由於該研究的數據收集在文獻中已經找到了更好的量表（蒙哥馬利 - 格雷厄姆，2017）。 其次，它們包括較小的樣本量，並且樣本存在潛在偏差。 在兩項研究中，女性人數均超過男性。 在研究1中，已婚或有關係的人比單身者多，而在研究2中，多數是單身（73.7％），少數人已婚或有關係（26.3％）。 在研究1中，兼職工作的比例也存在差異，大多數樣本中有兼職工作（65％），而在研究2中，只有16％。 第三，它們是橫斷面研究，因此無法推斷因果關係。 最後，在兩項研究中，大多數女性可能影響衝動的等級。
結論
第一項研究表明，強迫症在使用互聯網尋找性伴侶的人群中對CSB得分的評分有所貢獻。 第二項研究表明，在使用互聯網進行性活動的人中，衝動性和對在線性活動的使用有問題導致了CSB得分。 在男性中，使用互聯網及其應用程序尋找性伴侶和觀看色情製品的行為非常受男性歡迎，但現在我們證明，互聯網在女性中也很流行。 未來的研究應檢查與使用互聯網尋找性伴侶有關的社會和情境因素。 此外，他們應該通過調查同性戀者來檢查性取向的強迫性和衝動性。 他們還可以將具有強迫性行為的特定人群進行比較，例如，使用有問題的在線性活動的人群與在現實生活中離線尋求強迫性活動的人群。
資金來源
這項研究是在以色列阿里埃勒（Ariel）埃里爾大學（University of Ariel）進行的行為成癮學術課程的一部分。
作者的貢獻
納入本文的所有個人都對導致撰寫本文的科學過程做出了重大貢獻。 作者為該項目的概念和設計，實驗的進行，結果的分析和解釋以及準備出版的稿件做出了貢獻。
利益衝突
作者沒有任何可能被視為影響研究的利益或活動（例如，測試或程序的財務利益，製藥公司的研究經費）。
致謝作為論文作者的所有個人都對導致撰寫論文的科學過程做出了重大貢獻。 作者為該項目的概念和設計，實驗的進行，結果的分析和解釋以及準備出版的稿件做出了貢獻。 所有作者均報告本研究無利益衝突。 第一項研究於5年2018月在瑞士日內瓦舉行的第五屆ICBA會議上進行了介紹。
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