與強迫性行為障礙和有問題的色情內容使用相關的退縮和容忍 - 基於波蘭全國代表性樣本的預註冊研究（2022）
抽象
背景
強迫性行為障礙 (CSBD) 和有問題的色情內容使用 (PPU) 的成癮模型預測了戒斷症狀的存在和對障礙表型中性刺激的耐受性增加。 然而，在很大程度上缺乏支持這一說法的明確經驗證據。
方法
在預先登記的、具有全國代表性的調查中（n = 1,541 人，女性佔 51.2%，年齡： M = 42.99， SD = 14.38)，我們調查了自我報告的戒斷症狀和耐受性對 CSBD 和 PPU 嚴重程度的作用。
成績
戒斷和耐受都與 CSBD 的嚴重程度顯著相關（β = 0.34; P <0.001並且 β = 0.38; P < 0.001，分別）和 PPU（β = 0.24; P <0.001並且 β = 0.27; P < 0.001，分別）。 在調查的 21 種戒斷症狀類型中，最常報告的症狀是難以停止的頻繁性念頭（對於 CSBD 參與者：65.2% 和 PPU 參與者：43.3%）、總體喚醒增加（37.9%；29.2%）、難以停止控制性慾（57.6%；31.0%）、易怒（37.9%；25.4%）、情緒變化頻繁（33.3%；22.6%）和睡眠問題（36.4%；24.5%）。
結論
當前研究中註意到的與情緒和一般喚醒相關的變化類似於 DSM-5 中針對賭博障礙和網絡遊戲障礙提出的戒斷綜合徵中的症狀群。 該研究為一個未充分研究的主題提供了初步證據，目前的研究結果可能對理解 CSBD 和 PPU 的病因和分類具有重要意義。 同時，作為 CSBD 和 PPU 以及其他行為成癮的一部分，得出關於戒斷症狀和耐受性的臨床重要性、診斷效用和詳細特徵的結論，以及其他行為成癮，需要進一步的研究工作。
簡介
國際疾病分類第 11 次修訂版 (ICD-11； 世界衛生組織[世衛組織]，2020) 是由難以控制一個人在性領域的行為、思想、情緒和衝動的核心模式發展和延續的，從而產生與生活其他領域功能受損相關的負面後果。 傳統上，研究人員根據性成癮（一種“行為成癮”）、性強迫和性衝動模型來描述 CSBD 樣行為，其中成癮模型是最古老的，可以說是文獻中討論最廣泛的模型（回顧模型看到： 班克羅夫特＆烏卡迪諾維奇，2004; Kafka，2010; Walton，Cantor，Bhullar和Lykins，2017年). 儘管 CSBD 被列為 ICD-11 中的一種衝動控制障礙，但作者提出將其歸類為成癮可能更好，類似於賭博障礙，後者在 DSM-5 和 ICD 中被列為行為/非物質成癮-11 (美國心理學會[APA]，2013; Potenza，Gola，Voon，Kor和Kraus，2017年; 世界衛生組織，2020). CSBD 在未來版本的 ICD 和 DSM 分類中可能的重新分類仍在積極討論中（布蘭德（Brand）等人，2020年; Gola等人，2020年; 薩索弗和溫斯坦，2020). 成癮模型可以並且經常應用於有問題的色情使用（PPU），通常被描述為與色情使用相關的控制不力，痛苦和/或負面後果（deAlarcón，de la Iglesia，Casado和Montejo，2019年; Kraus，Voon和Potenza，2016年).
CSBD和PPU的成癮模型
CSBD 的成癮模型假設該障礙符合“行為成癮”的特徵（Potenza等人，2017年). 行為成癮框架提出，參與某些行為，如賭博，可能會產生滿足感，因此會促進強烈的重複參與傾向，最終導致持續的行為，儘管有不利的後果。 由於耐受性和行為參與避免戒斷症狀，行為可能會更頻繁地重複，並且行為控制不佳（例如， Kraus，Voon和Potenza，2016年; Potenza等人，2017年). 支持 CSBD 作為一種成癮性疾病的數據來自多個領域，包括顯示 CSBD 與物質和行為成癮之間大腦結構和/或功能相似性的神經影像學研究（Gola＆Draps，2018年; Kowalewska等人，2018年; 克勞斯，馬蒂諾和波坦察，2016年; Stark，Klucken，Potenza，Brand和Strahler，2018年). 然而，之前的研究尚未提供強有力的證據來支持這種分類的存在（例如， 礦工，雷蒙德，穆勒，勞埃德和林，2009年; 薩索弗和溫斯坦，2020). 因此，進一步的努力應該調查成癮模型的預測，包括戒斷症狀和耐受性（Kraus，Voon和Potenza，2016年).
戒斷症狀
戒斷症狀（也稱為戒斷綜合徵）構成了一系列不良感覺或生理反應，這些反應是在長期、定期或習慣性參與後戒除或限制物質使用或成癮行為時發生的。 許多（如果不是全部）濫用物質可能會出現戒斷症狀（例如， 貝亞德、麥金泰爾、希爾和伍德賽德，2004 年; 科斯滕和奧康納，2003 年; Vandrey、Budney、Hughes 和 Liguori，2008 年) 但也適用於行為成癮（例如，賭博障礙和網絡遊戲障礙）（Blaszczynski、Walker、Sharpe 和 Nower，2008 年; 格里菲斯和史密頓，2002 年; Kaptsis，King，Delfabbro和Gradisar，2016年; King，Kaptsis，Delfabbro和Gradisar，2016年; Lee, Tse, Blaszczynski, & Tsang, 2020; 羅森塔爾和萊西爾，1992). 對於網絡遊戲障礙和其他行為成癮，戒斷綜合症可能包括易怒、情緒煩躁、認知功能和注意力不集中、煩躁不安以及在立即或早期戒斷期間出現的渴望水平升高 (2016)。 事實上，戒斷症狀反映在網絡遊戲障礙的正式標準中（APA，2013). 根據DSM-5，戒斷綜合症可被識別為：“當網絡遊戲被拿走時的戒斷症狀（這些症狀通常被描述為易怒、焦慮或悲傷，但沒有藥物戒斷的身體跡象。”（美國心理學會，2013 年)). 同樣，戒斷症狀在賭博障礙的正式標準中有所描述。 根據這個定義，戒斷症狀包括在試圖停止或減少賭博時的煩躁不安或易怒（APA，2013). 值得注意的是，這兩個定義都指向一組相似的情感變化（而不是身體症狀）。 在 ICD-11 的 (世界衛生組織，2020) 遊戲和賭博障礙的概念化（均屬於“成癮行為所致障礙”類別）戒斷症狀未被確定為正式標準。
據我們所知，只有一項研究定量檢查了 CSBD 樣行為的戒斷症狀 (1997)。 在一次診斷訪談中，52 名性成癮參與者中有 53 名 (98%) 報告了三種或更多類型的症狀，這些症狀是由於退出性活動而出現的，其中最常見的症狀類型是抑鬱、憤怒、焦慮、失眠和疲勞。 最近， 費爾南德斯、庫斯和格里菲思 (2021) 對從專門針對該主題的在線論壇獲取的色情和手淫禁慾報告進行了定性分析。 分析報告的一個子集提到了消極情緒和認知狀態的發生，這可能歸因於戒斷效應； 然而，其他機制也可能在起作用（例如，當性行為不能用作應對機制時，更糟糕的是應對負面情緒狀態（費爾南德斯等人，2021 年））。
在大多數檢查臨床和非臨床樣本中的 PPU 和 CSBD 的研究中，戒斷症狀的評估仍然很差，而且大多數標準化儀器都沒有評估這種現象。 然而，有問題的色情消費量表（Bőthe等人，2018年) 包含幾個與色情使用戒斷症狀相關的項目，被視為 PPU 的組成部分，並且根據可靠性和有效性指數，這些項目似乎是問卷評估的結構的連貫且重要的部分（Bőthe等人，2018年). 該問卷將退縮操作化為（1）激動，（2）壓力大，以及（3）當一個人無法觀看時會錯過色情內容。 雖然重要，但文獻中基本上缺乏對戒斷症狀的更廣泛和更複雜的分析。 據我們所知，沒有其他 PPU/CSBD 標準化措施包括直接評估退出的項目。
公差
耐受性反映了隨著時間的推移對特定物質或行為的敏感性降低，這導致需要服用越來越高劑量的物質（或更頻繁地參與某種行為或更極端的行為）以達到相同水平的反應（或相同程度的參與會導致較弱的反應）。 與戒斷症狀的存在類似，在成癮過程中對大多數濫用物質（例如， Colizzi & Bhattacharyya, 2018 年; 珀金斯，2002). 然而，關於耐受性和 CSBD 的數據是有限和間接的，例如，與左下殼核對色情照片的反應相關的色情使用歷史較長（庫恩和加里納特，2014年). 鑑於容忍對 CSBD 分類為成癮性疾病的可能重要性，該問題值得進一步研究。 根據 CSBD 的成癮模型，耐受性可能至少表現為兩種方式：（1）更高頻率或更多時間用於性行為以達到相同的喚醒水平，以及（2）消耗更多刺激性色情材料，參與新型的性行為，因為一個人變得不敏感並尋找更多的刺激以達到相同水平的性興奮。 正如所指出的 葡萄酒 (1997), 39 名自認為性成癮的人中有 53 名 (74%) 報告說更頻繁地參與成癮行為以達到相同的反應。 因此，在該研究中，報告的耐受性低於戒斷症狀（74% 對 98% 的樣本）。 在最近的研究中，使用色情內容的學生中有 46% 表示轉向了新型色情內容，而該組中有 32% 的人表示需要觀看更極端（例如暴力）的色情內容（杜利特和日姆斯基，2019). 雖然這些變化可能反映了對性刺激的耐受性，但這個問題需要在更大的臨床和非臨床樣本中進一步研究。
雖然大多數評估 PPU 和 CSBD 的工具不包括容忍度評估，但前面提到的有問題的色情消費量表將對色情使用的容忍度概念化並評估為 PPU 的核心組成部分（Bőthe等人，2018年). 與戒斷症狀類似，耐受性也是 DSM-5 中引入的賭博障礙正式標準的一部分（APA，2013). 與這種概念化相一致，寬容反映在需要用越來越多的錢去賭博以達到預期的興奮（APA，2013). 然而，在 ICD-11 的賭博和遊戲障礙概念化中，容忍度並未作為正式標準包含在內（世界衛生組織，2020).
退縮和寬容作為行為成癮的組成部分：批判性觀點
重要的是要注意戒斷症狀的位置和顯著性以及對行為成癮診斷框架的耐受性仍未確定。 首先，正如一些成癮研究人員所爭辯的那樣，容忍和戒斷可能不是多種物質成癮的核心組成部分，因此不應作為行為成癮症狀分類的重要組成部分（Starcevic，2016). 與此相關的是，一些主要關注網絡遊戲障礙的研究表明，耐受性和戒斷症狀對於區分有問題的用戶和高頻無問題的用戶可能不是很有用（例如， Billieux、Flayelle、Rumpf 和 Stein，2019; Castro-Calvo 等人，2021 年). 此外，增加參與特定的、可能上癮的行為（包括性活動或使用色情內容）的頻率可能不一定反映出容忍度的提高。 相反，增加用於性活動和/或參與這些行為的新形式的時間可以歸因於其他動機，包括性好奇和探索動機或滿足對性行為的心理親密需求（參見： Billieux，Schimmenti，Khazaal，Maurage和Heeren，2015年; Blaszczynski 等人，2008 年; Starcevic，2016). 戒斷症狀也是如此，因為類似戒斷的經歷可能反映了對一個人緩解性緊張和體驗快樂的方式的不良心理反應，以及性和情感親密感受到限制（見： 格蘭特（Grant），波坦察（Potenza），溫斯坦（Weinstein）和戈里利克（Gorelick），2010年; Kaptsis 等人，2016 年). 此外，值得注意的是，目前的辯論主要基於特定於網絡遊戲和賭博障礙研究的數據（例如， Blaszczynski 等人，2008 年; Castro-Calvo 等人，2021 年); 因此，從此類研究中得出的結論可能無法轉移到 CSBD 和 PPU（以及其他行為成癮），因此需要進一步的工作來調查戒斷和耐受在 PPU 和 CSBD 診斷框架內的作用。
目前的學習
鑑於目前的知識狀況和上述審查的可用文獻，我們設計並預註冊了一項調查 CSBD 和 PPU 以及戒斷和耐受的研究。 與之前討論的概念一致，對於當前的研究，我們將性活動方面的退縮定義為一系列不利的認知、情緒和/或生理變化，這些變化是由於放棄或限制以前習慣性形式的參與而直接導致的性行為，由於對這種活動的心理和生理依賴而發生。 對性活動的耐受性被定義為隨著時間的推移對性行為和刺激的敏感性降低，導致需要進行更多刺激/強化的行為形式或增加行為的頻率，以達到相同水平的刺激（有關相關定義，請參閱，例如， Bőthe等人，2018年; Kaptsis 等人，2016 年; King等，2016年, 2017). 在當前的研究中，我們試圖收集有關退縮和耐受方面的具體特徵的信息，包括它們在有和沒有 CSBD 和 PPU 的個體中的頻率和強度。 此外，包括年齡和性別在內的重要社會人口學特徵似乎與有問題的性行為顯著相關（Kowalewska、Gola、Kraus 和 Lew-Starowicz，2020 年; 庫比茨和布里肯，2021; Lewczuk，Szmyd，Skorko和Gola，2017年; Studer、Marmet、Wicki 和 Gmel，2019 年)，因此我們也計劃將這些指標作為調整後的因素納入我們的分析。 此外，之前的研究還表明，有問題的性行為會受到親密關係的顯著影響（庫馬爾等人，2021 年; Lewczuk、維茲拉和戈拉，2022 年), 和更高的性行為頻率, 包括更高的色情消費與更高的 PPU 和 CSBD 症狀嚴重程度有關 (陳等人，2022; Gola，Lewczuk和Skorko，2016年; Lewczuk、Glica、Nowakowska、Gola 和 Grubbs，2020 年; Lewczuk、Lesniak、Lew-Starowicz 和 Gola，2021 年; 也可以看看： Bőthe、Tóth-Király、Potenza、Orosz 和 Demetrovics，2020)，我們還在分析中包括了這些額外因素。 這使我們能夠調查一方面是戒斷症狀和耐受性之間的關係，另一方面是 CSBD 和 PPU 症狀之間的關係，是否沒有被有問題的性行為症狀與這些因素的關係所解釋。 例如，以這種方式擴大我們的分析使我們能夠檢查耐受性和 PPU 症狀之間的關係是否沒有被 PPU 可能與色情使用的基本頻率和持續時間的關係所強調（因為色情使用的習慣可能與公差和 PPU）。 因此，我們將年齡、性別、關係狀況以及色情內容的使用頻率和持續時間作為我們分析中的調整變量。 由於我們的樣本代表了波蘭一般成年人口，我們還試圖調查 CSBD 和 PPU 的患病率。
主要預測：如預註冊表格 (https://osf.io/5jd94) 中所述，我們預測戒斷症狀和耐受性將是 CSBD 和 PPU 嚴重程度的重要和積極的統計預測指標，在調整社會人口因素（例如，性別、年齡）、色情內容使用模式（使用頻率和持續時間）以及關係狀況。 我們還假設色情內容的使用頻率與 CSBD 和 PPU 有很強的關聯。 正如之前的研究表明的那樣（格魯布斯，佩里，威爾特和里德，2019年; Lewczuk、Glica 等人，2020 年; Lewczuk，Nowakowska，Lewandowska，Potenza和Gola，2021年），我們假設男性，年齡較小（我們預計只有弱關係的年齡）和較高的色情使用（持續時間和頻率）將與較高的 CSBD 和 PPU 症狀嚴重程度相關。
方法
程序和样本
調查數據是通過在線研究平台 Pollster (https://pollster.pl/). 參加者（n = 1,541) 被招募來代表波蘭一般成年人口，年齡在 18-69 歲之間。 代表性是根據波蘭統計局提供的官方規範（2018 年性別和年齡規範；2017 年教育、國家地區、居住地大小規範）確定的。 這些規範以前被我們的研究團隊用於類似目的（Lewczuk等，2022).
我們訂購的樣本量為 n = 1,500 來自 Pollster，如預註冊報告中所述。 然而，Pollster 又收集了 41 名參與者，我們認為沒有理由將他們排除在分析之外——因此最終樣本由 1,541 人組成。
樣本由 51.2% 的女性組成（n = 789) 和 48.8% 的男性 (n = 752) 年齡在 18 至 69 歲之間 (M 年齡= 42.99; SD = 14.38）。 當前分析的樣本特徵、使用的措施以及目標和計劃已通過開放科學框架 https://osf.io/5jd94 預先註冊。 當前分析所依據的數據可在 https://osf.io/bdskw/ 上獲得，並開放供其他研究人員使用。 有關參與者的教育程度和居住地面積的更多信息，請參閱 附錄.
措施
繼其他研究（例如， Grubbs，Kraus和Perry，2019年)，在調查開始時，給出了色情製品的定義（“任何露骨的色情電影、視頻剪輯或展示生殖器區域的圖片，旨在引起觀眾的性興奮 [這可以在互聯網上、雜誌上、一本書，或電視]”）。
當前分析中調查的變量及其操作如下：
強迫性行為障礙 嚴重程度用 CSBD-19 量表衡量（Bőthe、Potenza 等人，2020 年). 答案選項介於 1 (完全不同意）和4（完全同意). 問卷經過標準的翻譯和回譯過程，最終版本得到了原始工具的主要作者的認可。 在分析中，我們使用了通過 CSBD-19（19 個項目； α = 0.93) 和原始版本中提出的 50 分的診斷分數 (Bőthe、Potenza 等人，2020 年).
有問題的色情使用 使用 5 項（α = 0.84) 簡短的色情屏幕 (克勞斯等人，2020). 答案選項：0（決不），1（有時），2（頻繁). 在分析中，我們使用了四分的診斷截止分數（克勞斯等人，2020).
性行為戒斷症狀 由我們自己新創建的可能戒斷症狀清單進行評估，該清單基於先前用於評估其他行為成癮中的戒斷綜合徵的措施以及文獻綜述。 為了創建問卷，我們還匯總了先前關於行為成癮的研究中報告的戒斷症狀類型（Blaszczynski 等人，2008 年; 格里菲斯和史密頓，2002 年; Kaptsis 等人，2016 年; King等，2016年; Lee等，2020; 羅森塔爾和萊西爾，1992), 包括自我報告的性成癮者報告的戒斷症狀 (葡萄酒，1997) 並刪除了重複項或高度相關的項。 由此產生的問卷（α = 0.94）是一個廣泛的衡量標準，由 21 種可能的戒斷症狀類型組成，包括對認知、情感和身體領域可能的戒斷綜合症的評估（與特定戒斷症狀對應的樣本項目包括“更頻繁的性想法，難以停止”、“煩躁”或“頻繁的情緒變化”）。 答案選項包括 1 (決不），2（有時），3（常）和4（常常).
公差 使用我們自己新創建的 5 項問捲進行評估（α = 0.80) 基於之前 PPU 研究中使用的標準化耐受性測量 (Bőthe等人，2018年) 以及對其他行為成癮耐受性研究的文獻綜述（例如， Blaszczynski 等人，2008 年; 金，牧群和德爾法布羅（2017）). 五個項目（答案量表：1 – 絕對沒有5, 肯定是的) 反映了對性刺激的耐受性可能表現出來的五種可能方式（示例項目：“我看的色情內容比過去更加極端和多樣化，因為它們更刺激”）。
量表的全部內容已預先註冊，連同適當的說明，在 附錄 （所有項目另外給出 表3 和 4).
性行為的頻率 根據之前的研究（Grubbs，Kraus和Perry，2019年; Lewczuk、Glica 等人，2020 年; Lewczuk、Nowakowska 等人，2021 年)，我們通過詢問參與者在過去 1 個月內 (2) 觀看色情內容、(3) 自慰和 (12) 與伴侶發生性關係的頻率來評估性活動的頻率（8 分制的回答量表介於 決不 和 每天一次或更多次).
色情內容的使用期限 根據之前的研究（Grubbs，Kraus和Perry，2019年; Lewczuk、Glica 等人，2020 年; Lewczuk、Nowakowska 等人，2021 年) 作為色情使用模式的附加描述符，我們詢問參與者平均每週觀看色情內容的時間。
社會人口學特徵 包括年齡（以歲為單位）、性別（0 – 女性；1 – 男性）、教育程度、居住地面積、國家地區和收入（見 程序和样本 特徵小節）進行評估，以確保樣本的代表性。 此外，年齡、性別和 關係狀態 （1 – 在戀愛關係中 [正式或非正式]，2 – 單身）被預先註冊並用作調整變量，在分析中統計預測 CSBD 和 PPU 症狀。
統計分析
在第一步中，我們分析了所有分析變量之間的雙變量相關性。 其次，我們調查了整個樣本中每種特定戒斷症狀的發生率，並在高於和低於 CSBD 和 PPU 診斷閾值的組之間進行了比較。 對反映耐受性的項目重複進行相應的分析。 對於上述流行率比較，我們使用了 χ2（卡方）檢驗，與相應的 Cramer's V 效應量估計。 與之前的研究一致，我們考慮的值 V = 0.10 作為小效應量，0.30 作為中等效應量，0.50 作為大效應量（科恩，1988). 此外，比較高於和低於 CSBD 和 PPU 診斷閾值的組，我們還進行了 Mann-Whitney U 測試。 我們選擇此測試是因為我們發現峰度水平升高 (2.33 [標準誤差 = 0.137]) 以及偏度略微升高 (1.33 [0.068])（例如， 頭髮等，2021) 戒斷症狀。 隨著 Mann-Whitney 的結果 U 測試，我們還報導了科恩的 d 效應量估計。 定義為 科恩（1988）， 的價值 d = 0.2 可以被認為是一個小的影響大小， d = 0.5 中等效應量和 d = 0.8 一個大的影響大小。 在最後的分析步驟中，我們進行了線性回歸，其中戒斷症狀和耐受性（以及控制變量：性別、年齡、關係狀態）被視為 CSBD 和 PPU 嚴重程度（因變量）的統計預測因子（作為自變量） . 正如我們在預登記報告中計劃的那樣，僅在報告每月或更頻繁地進行性活動（色情使用、手淫和/或二元性交）的人群中調查戒斷症狀的嚴重程度和耐受性（n = 1,277 人中有 1,541 人）。 我們沒有看到一個強有力的理由來調查那些性活動頻率低於每月一次的人可能會戒斷。 所有分析均在 R 統計環境中進行（R核心團隊，2013).
倫理
研究程序是根據赫爾辛基宣言進行的。 華沙紅衣主教 Stefan Wyszyński 大學的機構審查委員會批准了這項研究。 所有受試者都被告知該研究，並且都提供了知情同意書。
成績
在第一步中，我們呈現所有分析變量之間的雙變量相關性（表格1). 報告的戒斷症狀的嚴重程度與 CSBD-19 測量的 CSBD 嚴重程度呈正相關（r = 0.50; P < 0.001) 和 BPS 評估的 PPU 嚴重程度 (r = 0.41; P < 0.001)。 耐受性也與 CSBD 呈正相關（r = 0.53; P < 0.001) 和 PPU 嚴重性 (r = 0.46; P < 0.001)。 此外，無論是退出（r = 0.22; P < 0.001) 和公差 (r = 0.34; P < 0.001）與色情使用頻率呈正相關（表格1).
表格1。
描述性統計和相關指數（Pearson's r) 估計變量之間關係的強度
| M（SD） | 範圍 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | |
| 1。 年齡 | 42.99（14.38） | 18.00-69.00 | - | ||||||
| 2.色情使用頻率 | 3.42（2.34） | 1.00-8.00 | - 0.20** | - | |||||
| 3. 使用色情內容的時間（分鐘/週） | 45.56（141.41） | 0.00-2790.00 | - 0.08* | 0.31** | - | ||||
| 4. CSBD 嚴重程度（CSBD-19 總分） | 32.71（9.59） | 19.00-76.00 | - 0.07* | 0.32** | 0.15** | - | |||
| 5. PPU嚴重程度（BPS General Score） | 1.81（2.38） | 0.00-10.00 | - 0.12** | 0.49** | 0.26** | 0.50** | - | ||
| 6. 戒斷症狀 | 30.93（9.37） | 21.0-84.00 | - 0.14** | 0.22** | 0.14** | 0.50** | 0.41** | - | |
| 7。 公差 | 10.91（4.56） | 5.00-25.00 | 0.01 | 0.34** | 0.15** | 0.53** | 0.46** | 0.37** | - |
* P <0.05； ** P <0.001。
所有參與者的 CSBD 患病率估計為 4.67%（n = 三月二十五日 n = 1,541），包括 6.25% 的男性（n = 三月二十五日 n = 752) 和 3.17% 的女性 (n = 三月二十五日 n = 789). 所有參與者的 PPU 患病率估計為 22.84%（n = 三月二十五日 n = 1,541），男性佔 33.24%（n = 三月二十五日 n = 752) 和 12.93% 的女性 (n = 三月二十五日 n = 789）。
在報告使用色情內容的個人中（報告在上一年至少使用過一次色情內容的參與者， n = 1,014之XNUMX n = 1,541) CSBD 的患病率為 5.62%（男性為 6.40%，女性為 4.37%）。 同組PPU患病率為32.35%（男性38.24%，女性22.88%）。
接下來，我們提供分析變量的均值和標準差：整個樣本中使用色情內容的戒斷、容忍度、頻率和持續時間，以及分為低於和高於 CSBD 和 PPU 閾值的組（表格2). 組間比較表明，得分高於 CSBD 閾值的參與者的戒斷程度更高（M 以上= 43.36; SD 以上 = 12.83; M 下面= 30.26; SD 下面= 8.65， U = 8.49; P <0.001； d = 1.20) 和公差 (M 以上= 16.24; SD 以上 = 4.95; M 下面= 11.10; SD 下面= 4.43， U = 7.89; P <0.001； d = 1.10) 低於得分低於閾值的人。 同樣，得分高於 PPU 閾值的參與者也有更高水平的戒斷症狀（M 以上= 36.80; SD 以上 = 9.76; M 下面= 28.98; SD 下面= 8.36， U = 13.37; P <0.001； d = 0.86) 和公差 (M 以上= 14.37; SD 以上 = 4.63; M 下面= 10.36; SD 下面= 4.13， U = 14.20; P <0.001； d = 0.91; 看到 表格2).
表格2。
均值（標準差）和組間比較（使用 Mann-Whitney U 測試，標準化值，具有相應的科恩 d 效應大小）對於有和沒有 CSBD 和 PPU 的組
| CSBD | 曼-惠特尼 U | 科恩的 d | PPU | 曼-惠特尼 U | 科恩的 d | |||
| 高於閾值（n = 66） | 低於閾值（n = 1,211） | 高於閾值（n = 319） | 低於閾值（n = 958） | |||
| M (SD) | M (SD) | M (SD) | M (SD) | M (SD) | ||
| 提款 | 43.36（12.83） | 30.26（8.65） | 8.49** | 1.20 | 36.80（9.76） | 28.98（8.36） | 13.37** | 0.86 |
| 公差 | 16.24（4.95） | 11.10（4.43） | 7.89** | 1.10 | 14.37（4.63） | 10.36（4.13） | 14.20** | 0.91 |
| 色情使用的頻率 | 5.12（2.52） | 3.75（2.32） | 4.74** | 0.57 | 5.45（1.82） | 3.28（2.25） | 15.63** | 1.06 |
** P <0.001。
此外，我們還展示了針對 21 種可能的戒斷症狀中的每一種所獲得的分數。 表格3 顯示每個症狀類別的均值和標準差，以及報告經歷每個症狀的人的百分比（在整個樣本中，以及低於和高於 CSBD 和 PPU 的閾值）。 中描述的百分比指數 表格3 反映支持特定症狀存在的“經常”和“非常經常”反應的綜合分數。 在整個樣本中，56.9% 的參與者沒有報告出現任何戒斷症狀，15.7% 的參與者報告有 4.6 種或更多症狀，10% 的參與者報告有 XNUMX 種或更多症狀。 最常報告的症狀是更頻繁的性想法，難以停止（在得分高於 CSBD 閾值的參與者中：CSBD以上 = 65.2%； 高於 PPU 的閾值：PPU以上 = 43.3%), 整體覺醒增加 (CSBD以上 = 37.9%； PPU以上 = 29.2%), 難以控制的性慾水平 (CSBD以上 = 57.6%； PPU以上 = 31.0%), 煩躁 (CSBD以上 = 37.9%； PPU以上 = 25.4%), 頻繁的情緒變化 (CSBD以上 = 33.3%； PPU以上 = 22.6%), 和睡眠問題 (CSBD以上 = 36.4%； PPU以上 = 24.5%)。 報告最少的身體症狀：噁心（CSBD以上 = 6.1%； PPU以上 = 3.1%), 胃痛 (CSBD以上 = 13.6%； PPU以上 = 6.0%), 肌肉疼痛 (CSBD以上 = 16.7%； PPU以上 = 7.5%), 身體其他部位的疼痛 (CSBD以上 = 18.2%； PPU以上 = 8.2%), 和其他症狀 (CSBD以上 = 4.5%； PPU以上 = 3.1%) (表格3).
表格3。
整個分析樣本中分析的特定戒斷症狀的百分比、均值（標準差），以及有和沒有 CSBD 和 PPU 的組，以及組間比較（使用 Mann-Whitney U 測試，標準化值，以及 χ 2 使用相應的效果大小估計進行測試：Cohen's d 和 Cramér's V)
| CSBD | 曼-惠特尼 U | 科恩的 d | χ 2| 克萊默的 V | PPU | 曼-惠特尼 U | 科恩的 d | χ 2| 克萊默的 V | ||||
| 全部 （n = 1,277） | 高於閾值（n = 66） | 低於閾值（n = 1,211） | 高於閾值（n = 319） | 低於閾值（n = 958） | |||||
| % |M (SD) | % |M (SD) | % |M (SD) | % |M (SD) | % |M (SD) | |||||
| 更頻繁的性想法很難停止 | 19.4% | 1.83 (0.86) | 65.2% | 2.79 (0.87) | 16.9% | 1.77 (0.82) | 8.56** | 1.20 | 93.01** | 0.27 | 43.3% | 2.39 (0.93) | 11.5% | 1.64 (0.74) | 13.01** | 0.90 | 154.43** | 0.35 |
| 增加覺醒 | 17.6% | 1.81 (0.77) | 37.9% | 2.29 (0.91) | 16.5% | 1.79 (0.76) | 4.54** | 0.60 | 19.68** | 0.12 | 29.2% | 2.14 (0.77) | 13.8% | 1.70 (0.74) | 8.91** | 0.58 | 38.97** | 0.18 |
| 易怒 | 14.4% | 1.71 (0.77) | 37.9% | 2.30 (0.93) | 13.1% | 1.68 (0.75) | 5.63** | 0.74 | 31.09** | 0.16 | 25.4% | 2.04 (0.79) | 10.8% | 1.61 (0.74) | 9.12** | 0.57 | 41.59** | 0.18 |
| 情緒變化頻繁 | 13.2% | 1.66 (0.75) | 33.3% | 2.27 (0.87) | 12.1% | 1.63 (0.73) | 6.21** | 0.80 | 24.80** | 0.14 | 22.6% | 1.98 (0.76) | 10.0% | 1.56 (0.72) | 9.34** | 0.58 | 32.99** | 0.16 |
| 性慾水平難以控制 | 13.0% | 1.61 (0.79) | 57.6% | 2.73 (0.90) | 10.6% | 1.55 (0.74) | 10.10** | 1.43 | 122.28** | 0.31 | 31.0% | 2.12 (0.91) | 7.0% | 1.44 (0.67) | 12.84** | 0.85 | 122.30** | 0.31 |
| 壓力增加 | 12.0% | 1.61 (0.75) | 39.4% | 2.27 (0.97) | 10.5% | 1.57 (0.72) | 6.27** | 0.82 | 49.59** | 0.20 | 23.5% | 1.92 (0.85) | 8.1% | 1.51 (0.68) | 8.05** | 0.53 | 53.60** | 0.21 |
| 睡覺問題 | 11.8% | 1.57 (0.77) | 36.4% | 2.15 (1.03) | 10.5% | 1.54 (0.74) | 5.30** | 0.69 | 40.20** | 0.18 | 24.5% | 1.95 (0.89) | 7.6% | 1.44 (0.68) | 9.96** | 0.64 | 65.02** | 0.23 |
| 躁動 | 9.5% | 1.66 (0.68) | 36.4% | 2.33 (0.88) | 8.0% | 1.63 (0.65) | 6.74** | 0.91 | 58.66** | 0.21 | 18.2% | 1.99 (0.71) | 6.6% | 1.56 (0.64) | 9.76** | 0.64 | 37.58** | 0.17 |
| 睡意 | 8.2% | 1.43 (0.71) | 30.3% | 2.06 (0.99) | 7.0% | 1.39 (0.67) | 6.60** | 0.79 | 44.97** | 0.19 | 17.9% | 1.76 (0.86) | 5.0% | 1.32 (0.61) | 9.75** | 0.60 | 52.43** | 0.20 |
| 注意力不集中的問題 | 8.1% | 1.51 (0.70) | 37.9% | 2.24 (0.95) | 6.5% | 1.47 (0.66) | 7.40** | 0.95 | 82.26** | 0.25 | 16.9% | 1.85 (0.78) | 5.2% | 1.39 (0.63) | 10.38** | 0.64 | 43.86** | 0.19 |
| 情緒低落 | 7.7% | 1.45 (0.68) | 27.3% | 2.06 (0.93) | 6.6% | 1.41 (0.65) | 6.66** | 0.81 | 37.73** | 0.17 | 15.4% | 1.74 (0.79) | 5.1% | 1.35 (0.61) | 8.99** | 0.55 | 35.46 | 0.17** |
| 內疚或尷尬 | 7.6% | 1.41 (0.67) | 31.8% | 2.12 (0.97) | 6.3% | 1.37 (0.63) | 7.52** | 0.91 | 58.18** | 0.21 | 17.6% | 1.72 (0.84) | 4.3% | 1.31 (0.57) | 8.73** | 0.56 | 60.09** | 0.22 |
| 決策困難 | 6.9% | 1.42 (0.66) | 33.3% | 2.18 (0.94) | 5.5% | 1.37 (0.62) | 8.26** | 1.02 | 75.84** | 0.24 | 14.7% | 1.71 (0.77) | 4.3% | 1.32 (0.59) | 9.56** | 0.58 | 40.76** | 0.18 |
| 頭痛 | 6.5% | 1.38 (0.66) | 27.3% | 1.94 (0.99) | 5.4% | 1.35 (0.62) | 5.91** | 0.72 | 49.42** | 0.20 | 12.5% | 1.56 (0.77) | 4.5% | 1.31 (0.60) | 5.80** | 0.36 | 25.52** | 0.14 |
| 強烈的心跳 | 5.2% | 1.36 (0.61) | 19.7% | 1.88 (0.90) | 4.5% | 1.33 (0.58) | 6.18** | 0.73 | 29.23** | 0.15 | 10.0% | 1.58 (0.71) | 3.7% | 1.28 (0.55) | 7.73** | 0.46 | 19.58** | 0.12 |
| 難以解決任務和問題 | 4.6% | 1.39 (0.62) | 25.8% | 2.00 (0.91) | 3.5% | 1.36 (0.58) | 6.86** | 0.84 | 70.56** | 0.24 | 9.4% | 1.69 (0.70) | 3.0% | 1.29 (0.55) | 10.75** | 0.64 | 22.09** | 0.13 |
| 肌肉疼痛、僵硬或肌肉痙攣 | 4.5% | 1.36 (0.61) | 16.7% | 1.79 (0.97) | 3.8% | 1.34 (0.58) | 4.36** | 0.56 | 24.30** | 0.14 | 7.5% | 1.50 (0.72) | 3.4% | 1.32 (0.57) | 4.20** | 0.27 | 9.34* | 0.09 |
| 身體其他部位的疼痛（例如，手臂、腿、胸部、背部） | 4.0% | 1.29 (0.58) | 18.2% | 1.67 (0.85) | 3.2% | 1.27 (0.55) | 4.78** | 0.56 | 36.54** | 0.17 | 8.2% | 1.43 (0.71) | 2.6% | 1.24 (0.52) | 4.88** | 0.31 | 19.16** | 0.12 |
| 腹痛 | 3.8% | 1.29 (0.57) | 13.6% | 1.61 (0.88) | 3.2% | 1.27 (0.54) | 3.60** | 0.46 | 18.77** | 0.12 | 6.0% | 1.40 (0.65) | 3.0% | 1.25 (0.53) | 4.13** | 0.25 | 5.68** | 0.07 |
| 噁心 | 1.6% | 1.13 (0.41) | 6.1% | 1.45 (0.75) | 1.4% | 1.11 (0.38) | 6.53** | 0.58 | 8.39* | 0.08 | 3.1% | 1.21 (0.50) | 1.1% | 1.10 (0.38) | 4.36** | 0.24 | 5.84* | 0.07 |
| 其他症狀 | 1.6% | 1.07 (0.36) | 4.5% | 1.23 (0.63) | 1.5% | 1.06 (0.34) | 4.05** | 0.32 | 3.62 | 0.05 | 3.1% | 1.13 (0.48) | 1.1% | 1.05 (0.31) | 3.87** | 0.20 | 5.84* | 0.07 |
* P <0.05； ** P <0.001。
額外的組間排名比較（Mann-Whitney U 測試）低於 CSBD 和 PPU 閾值與高於閾值的組之間表明，對於每個症狀類別以及 CSBD 和 PPU，得分高於診斷閾值的組也報告了每種戒斷症狀的更高結果（P < 0.001； 看 表格3). 對於 16 種戒斷症狀中的 21 種，我們至少表示了中等效應量估計值（Cohen's d >0.5) 對於 CSBD 和 PPU 的這些比較 (表格3). 最後對應的 χ 2對低於和高於 CSBD 和 PPU 診斷閾值的組進行的測試也對每種症狀產生了顯著結果，不包括“其他症狀”組——這些比較獲得了小到中等的效果（Cramer's V 在 0.05 和 0.35 之間；見 表格4).
表格4。
整個分析樣本中分析公差項目的百分比、均值（標準差），以及具有和不具有 CSBD 和 PPU 的組，以及組間比較（使用 Mann-Whitney U 測試，標準化值，以及 χ 2 使用相應的效果大小估計進行測試：Cohen's d 和 Cramér's V)
| CSBD | 曼-惠特尼 U | 科恩的 d | χ 2| 克萊默的 V | PPU | 曼-惠特尼 U | 科恩的 d | χ 2| 克萊默的 V | ||||
| 全部 （n = 1,277） | 高於閾值（n = 66） | 低於閾值（n = 1,211） | 高於閾值（n = 319） | 低於閾值（n = 958） | |||||
| % |M(SD) | % |M (SD) | % |M (SD) | % |M (SD) | % |M (SD) | |||||
| (1) 我目前需要更刺激的性活動，以達到與過去相同的性喚起水平。 | 30.5% | 2.69 (1.31) | 50.0% | 3.47 (1.23) | 29.5% | 2.65 (1.31) | 4.81** | 0.65 | 12.42** | 0.10 | 45.8% | 3.21 (1.23) | 25.5% | 2.52 (1.30) | 8.26** | 0.55 | 46.48** | 0.19 |
| (2) 我看的色情片比過去更極端、更多樣化，因為它們更刺激。 | 15.8% | 2.00 (1.26) | 40.9% | 3.12 (1.45) | 14.5% | 1.94 (1.22) | 6.69** | 0.88 | 32.90** | 0.16 | 34.5% | 2.86 (1.35) | 9.6% | 1.72 (1.09) | 14.11** | 0.93 | 111.24** | 0.30 |
| (3) 我花在性活動上的時間比過去多了。 | 11.3% | 2.05 (1.12) | 45.5% | 3.26 (1.29) | 9.4% | 1.99 (1.08) | 7.67** | 1.07 | 81.26** | 0.25 | 21.0% | 2.56 (1.19) | 8.0% | 1.88 (1.05) | 9.37** | 0.61 | 40.21** | 0.18 |
| (4) 隨著時間的推移，我注意到我需要進行越來越多的新型性行為，才能體驗到相同的性喚起或達到性高潮。 | 17.2% | 2.19 (1.19) | 42.4% | 3.24 (1.30) | 15.9% | 2.13 (1.16) | 6.64** | 0.91 | 30.98** | 0.16 | 21.7% | 2.80 (1.22) | 12.4% | 1.98 (1.10) | 10.54** | 0.71 | 62.12** | 0.22 |
| (5) 總的來說，性活動對我來說常常不如過去那麼令人滿意。 | 22.7% | 2.43 (1.26) | 40.9% | 3.15 (1.30) | 21.7% | 2.39 (1.25) | 4.50** | 0.59 | 13.13** | 0.10 | 33.2% | 2.93 (1.21) | 19.2% | 2.27 (1.24) | 8.27** | 0.54 | 26.81** | 0.14 |
** P <0.001。
接下來，我們分析了反映整個樣本以及高於 CSBD 或 PPU 診斷閾值的組的耐受性的每個項目（參見 表格4). 值呈現在 表格4 代表每個陳述被標記為真實的參與者的百分比。
需要進行更刺激的性行為以達到相同的喚醒水平是最常得到支持的說法（CSBD以上 = 50.0%； PPU以上 = 45.8%)。 參與者還經常報告花在性活動上的時間增加（CSBD以上 = 45.5%； PPU以上 = 21.0%)。 此外，42.4% 的 CSBD 高風險參與者和 21.7% 的 PPU 高風險參與者報告說，他們需要進行越來越多的新型性活動才能達到相同的性喚起水平或達到性高潮。 對於 40.9% 的受訪者得分超過 CSBD 診斷閾值和 33.3% 的 PPU，性活動變得不如以前令人滿意。 此外，34.5% 有 PPU 風險的受訪者和 40.9% 有 CSBD 風險的受訪者報告說，他們從事更極端和多樣化形式的色情內容，因為它們更刺激。 額外的排名比較（Mann-Whitney U 測試）低於 CSBD 和 PPU 閾值與高於閾值的組之間表明，對於五個耐受性方面中的每一個，得分高於診斷閾值的組報告了顯著更高的結果（所有 P的 < 0.001，中型到大型效應量估計值，請參見 表格4). 最後， χ 2對同一組進行的測試也對每個公差分量產生了顯著的結果，大多數效果大小很小（Cramer's V 在 0.10 和 0.30 之間； 表格4).
在最後的分析步驟中，我們將戒斷症狀和耐受性視為 CSBD 和 PPU 嚴重程度的統計預測因子，調整性別、年齡、關係狀態、色情使用頻率和持續時間（表格5). 兩種戒斷症狀（β = 0.34; P < 0.001) 和公差 (β = 0.38; P < 0.001) 與 CSBD 嚴重程度呈正相關。 PPU 嚴重程度也是如此（退出： β = 0.24; P < 0.001； 寬容： β = 0.27; P < 0.001)。 色情內容的使用頻率也與 PPU 呈正相關（β = 0.26; P < 0.001) 和 CSBD 症狀嚴重程度。 CSBD 與退縮之間的關聯強度以及容忍度似乎弱於 CSBD 和色情使用頻率（β = 0.06; P < 0.001)。 色情使用的持續時間與 PPU 呈正相關（β = 0.09; P < 0.001)，但不是 CSBD。 此外，男性兩種 CSBD 的嚴重程度都更高（β = 0.11; P < 0.001) 和 PPU (β = 0.14; P < 0.001)。 年齡與 CSBD 嚴重程度無顯著相關性，與 PPU 症狀僅有輕微的負相關關係（β = -0.05; P = 0.043）。 我們的模型解釋了 CSBD (40%) 和 PPU (41%, 由 R 2ADJ）（表格5).
表格5。
回歸分析，其中戒斷症狀、耐受性和調整變量統計預測 CSBD 和 PPU 嚴重性
| CSBD | PPU | |
| β (P) | β (P) | |
| 提款 | 0.34（<0.001） | 0.24（<0.001） |
| 公差 | 0.38（<0.001） | 0.27（<0.001） |
| 色情使用的頻率 | 0.06（<0.001） | 0.26（<0.001） |
| 使用色情內容的持續時間（分鐘/週） | 0.01（0.764） | 0.09（<0.001） |
| 性別 | 0.11（<0.001） | 0.14（<0.001） |
| 年齡 | -0.03（0.288） | -0.05（0.043） |
| 關係狀態 | -0.00（0.879） | -0.03（0.209） |
| F | 124.09（<0.001） | 128.52（<0.001） |
| R 2ADJ | 0.403 | 0.412 |
注意事項。 性別（0 – 女性，1 – 男性）； 關係狀態（0 – 沒有關係；1 – 有關係）
討論區
目前的研究調查了 CSBD 和 PPU 中的戒斷症狀和對性刺激的耐受性，以及 CSBD 和 PPU 在具有全國代表性的波蘭成人樣本中的患病率估計。 當前研究的意義集中在 (1) 提供戒斷症狀的存在和特徵以及與性行為和刺激相關的耐受性的初步證據，(2) 收集關於它們與 CSBD 和 PPU 症狀嚴重程度的顯著關係的數據，以及結果 (3) 支持關於 CSBD 和 PPU 成癮模型有效性的科學準確結論。
下面，我們總結了這些發現並討論了它們對臨床實踐和未來研究的意義。
戒斷綜合徵和耐受性與 CSBD 和 PPU 的關聯
戒斷症狀嚴重程度與 CSBD 和 PPU 嚴重程度呈正相關； 對於耐受性也觀察到了類似的結果。 此外，與我們的假設一致，在調整社會人口特徵以及色情使用的頻率和持續時間時，戒斷和耐受都與 CSBD 和 PPU 的嚴重程度相關。 此外，平均比較表明，在滿足先前確定的 CSBD 和 PPU 閾值的組中，退出和耐受性更高。 雖然其他研究應進一步調查和擴展這些發現，但這項預註冊研究和分析的結果提供的證據表明，在這個具有代表性的波蘭成年人樣本中，戒斷症狀和耐受性都與 CSBD 相關。 進一步的研究應該調查臨床和社區樣本中 CSBD 發展和維持的戒斷症狀和耐受性。
根據先前的發現，我們假設色情使用頻率與 CSBD 嚴重程度（相對於戒斷症狀和耐受性）有特別密切的關係。 有趣的是，情況似乎並非如此，因為戒斷症狀和耐受性在數值上比頻率與 PPU 尤其是 CSBD 的嚴重程度之間的關係更強。 這些發現的重要性將在下文進一步討論。
特定戒斷症狀類型和耐受成分的患病率
與戒斷有關的最常報告的症狀是更頻繁的性想法，難以停止，整體喚醒增加，難以控制性慾。 這並不奇怪，因為這些變化至少在某種程度上可以反映出對緩解性緊張困難的自然反應，儘管可能會有所提高（根本沒有，或者與一個人習慣的頻率相同）。 儘管目前 ICD-11 對 CSBD 的概念化並未具體包括戒斷症狀，但在戒斷期間控制性想法頻率增加或性慾增加的困難可能與“無數不成功的努力”的 CSBD 成分有關控製或顯著減少重複性行為”（克勞斯等人，2018，頁。 109). 換句話說，難以控制性行為，這是 ICD-11 中提出的 CSBD 的重要組成部分（世界衛生組織，2020), 可能部分是由於當一個人試圖停止或限制他們的性行為時出現戒斷症狀。 這樣的經歷可能會讓人感到難以抗拒、無法控制和反常，這可能會通過恢復性行為而消失。
此外，CSBD 的戒斷症狀可能比其他行為成癮更明顯，目前正在討論/辯論戒斷的存在，如游戲（例如， Kaptsis 等人，2016 年)，因為 CSBD 的退縮可能會因未緩解的性衝動而永久存在，這可能代表生理需要。 此外，未緩解的性衝動可能構成多種戒斷症狀可能發展的生理因素。 例如，經歷更高水平的性慾可能會導致更高頻率的性想法，這可能會導致注意力不集中、認知能力下降並導致難以做出決定，這可能進一步增加其他負面情緒和感知壓力感.
如上所述，在退出性活動時也經常報告一般性興奮，這可能反映了性興奮的增加。 總的來說，與覺醒過度相關的問題（易怒、高覺醒或性慾）比覺醒不足（如嗜睡）更常見。 然而，通過限制用於性行為的時間並將更多時間用於其他活動，可能會產生更高的一般喚醒。 “NoFap”組的成員（運動, 2016)（那些已經停止觀看色情內容和手淫的人）有時會報告說，在持續禁慾一段時間後，他們的精力、活動水平更高，並且完成的工作更多。 當強迫性行為周期停止時，這些影響可能會發生在一部分人身上。 需要涉及臨床樣本和縱向測量的未來研究，以進一步調查色情和/或手淫禁慾的影響。
易怒、頻繁的情緒變化、壓力增加和睡眠問題也經常被報導。 這些症狀似乎與 DSM-5 中報告的賭博障礙和網絡遊戲障礙相關（賭博障礙的煩躁和易怒；網絡遊戲障礙的煩躁、焦慮或悲傷，（APA，2013)). 有人可能會爭辯說，如果這些症狀構成了這些疾病的重要診斷標準，那麼在 CSBD 和 PPU 的背景下應該考慮類似的症狀。
目前的結果也與 Wines 的研究一致（1997) 其中性癮患者最常報告戒斷症狀，如抑鬱、憤怒、焦慮、失眠和疲勞。 然而，在當前的研究中，符合 CSBD 標準的組中戒斷症狀的流行率低於 Wines 的研究（其中 52 名參與者中有 53 名報告了至少一種戒斷症狀）。 這並不奇怪，因為 Wines 的研究涉及一組臨床患者，與我們從普通人群中招募的參與者相比，這些患者很可能經歷了更嚴重的強迫性行為症狀。 由於其大規模、非臨床性質，我們的研究提供了補充的初步數據，這些數據應該在已經正式評估和診斷為 CSBD 的臨床尋求治療組中復制和擴展。
與之前對行為成癮的研究一致，報告的身體症狀程度較輕，包括頭痛、心跳加快、胃痛、肌肉疼痛和身體其他部位疼痛。 戒斷的身體症狀是物質使用障礙的標誌（貝亞德等人，2004 年; 科斯滕和奧康納，2003 年)，但對於賭博和網絡遊戲障礙等行為成癮則不然 (APA，2013). 目前的研究為 CSBD 和 PPU 的戒斷症狀提供了初步支持，這些臨床特徵應該在大量的、文化多樣的臨床樣本中進一步檢查。
對於容忍度，對於 CSBD 參與者和 PPU 參與者，五個調查方面中的每一個都得到了比不滿足這些標準的參與者更強的支持。 在性行為有問題的兩組中，性活動需要更加刺激以達到與過去相同的喚醒水平，這一點得到了最強烈的支持。 然而，這一說法也得到了其他性活躍參與者的高度支持。 然而，反映積極嘗試抵消其影響的寬容方面似乎對 CSBD 和 PPU 症狀嚴重的人更為具體。 這包括 - 對於 CSBD - 增加用於性活動的時間，以及參與新型性行為以體驗相同的性喚起水平或達到性高潮。 對於 PPU——看比以前更極端、更多樣化的色情材料，因為這種材料更刺激。 這種結果模式是可以理解的，因為分析的第一個方面（性活動需要更刺激以達到與過去相同的喚醒水平）也可能與其他因素有關，例如年齡和年齡-相關的性喚起和驅動力下降。 因此，這個方面可能特定於具有 PPU 和/或 CSBD 的參與者。 因此，我們的結果表明，不僅要測量經歷過的對性刺激的耐受性增加，而且尤其是主動（在某些情況下是強迫性的）抵消這種影響的嘗試對於考慮 CSBD 和 PPU 的耐受性可能很重要。
社會人口學特徵、關係狀態和色情使用習慣與 CSBD 和 PPU 之間的關聯
正如假設的那樣，回歸分析表明，那些以較高頻率消費色情內容的人的 PPU 嚴重程度更高。 儘管色情使用頻率與 CSBD 之間的雙變量相關性適中、正且顯著，但在調整回歸模型中的其他變量時，色情使用頻率對 CSBD 症狀的影響很小，但仍然很重要。 在調整其他變量時，CSBD 色情使用頻率的關聯強度在數值上弱於戒斷和容忍，這與我們在預註冊報告中的預測相反。 此外，使用色情內容的持續時間似乎對 CSBD 嚴重程度的影響不如使用頻率顯著。 具體來說，色情使用的持續時間只是 PPU 嚴重程度的一個重要因素，但當其他指標包含在模型中時，對於 CSBD 嚴重程度則不是。 獲得的結果模式與我們之前的研究以及其他研究人員的幾項研究一致（Grubbs，Kraus和Perry，2019年; Lewczuk、Glica 等人，2020 年). 關係狀態與 PPU 或 CSBD 嚴重程度無關。 年齡與 PPU 嚴重程度之間存在顯著但相對較弱的反比關係，這與之前的研究一致（Lewczuk、Nowakowska 等人，2021 年)，但年齡與 CSBD 嚴重程度無關。 最後，正如先前文獻所支持的那樣，男性性別與更多色情內容有關（Grubbs，Kraus和Perry，2019年; Lewczuk、Wójcik 和戈拉，2022 年) 和更大的 CSBD 和 PPU 嚴重性 (de Alarcón 等人，2019 年; Kafka，2010; Lewczuk等人，2017). 總體而言，回歸模型解釋了 CSBD 中 40% 的方差和 PPU 中 41% 的方差，這是相對較高的值，尤其是考慮到我們分析的主要目的是調查特定的、預先登記的預測，而不是最大化預測值時模型。
CSBD 和 PPU 患病率
此外，在目前具有全國代表性的成人樣本中，所有參與者的 CSBD 患病率為 4.67%（男性為 6.25%，女性為 3.17%），PPU 的患病率為 22.84%（男性為 33.24%，女性為 12.92%）女性）。 在報告使用色情內容的個人中，CSBD 的患病率估計為 5.62%（男性為 6.40%，女性為 4.37%），PPU 的患病率為 32.35%（男性為 38.24%，女性為 22.88%）。 基於兩份問卷的估計之間的差異可能部分源於評估工具閾值的嚴格性。 我們團隊之前進行的研究也使用 BPS 來估計 PPU 也產生了很高的估計值，對於 17.8 年對代表性樣本進行的研究，估計值為 2019%（n = 1,036； 疫情前， Lewczuk、維茲拉和戈拉，2022 年)，以及 22.92 年在社交媒體上招募的便利樣本中的 2020%（在 COVID-19 大流行期間）（Wizla 等人，2022 年). PPU 措施的過度包容性閾值問題，以及因此可能對非病理性性活動進行過度病理化的問題，已經得到討論和辯論（科胡特等人，2020 年; Lewczuk、維茲拉和戈拉，2022 年; Walton等，2017). 應進行涉及尋求 CSBD 和 PPU 治療的參與者的研究，以收集更多與 CSBD 和 PPU 的診斷標準和閾值及其措施相關的數據。
當前的研究是在 COVID-19 大流行期間（2021 年 XNUMX 月）進行的，這可能影響了研究結果。 一些研究報告說，在大流行期間，色情內容的使用和 PPU 可能有所增加（Döring，2020; Zattoni 等人，2020 年), 這可能是對當前研究中觀察到的高 PPU 患病率估計的一種可能解釋。 然而，值得注意的是，其他研究並未發現在 COVID-19 大流行期間色情使用頻率或 PPU 症狀嚴重程度的長期顯著增加（Bőthe等人，2022年; 格拉布斯、佩里、格蘭特·韋南迪和克勞斯，2022).
診斷和臨床意義
目前的發現雖然是初步的，但具有潛在的重要診斷和臨床意義——然而，在得出強有力的結論之前，它們應該通過未來的研究得到證實和擴展，同樣基於臨床樣本。 CSBD 症狀圖片中戒斷症狀和耐受性的存在可能表明應將這些現像作為該疾病診斷過程的一部分進行評估。 這表明可能需要更改 CSBD 的當前評估工具，以包括容忍和戒斷成分，類似於評估 PPU 的有問題的色情消費量表（Bőthe等人，2018年). 此外，應相應地調整 CSBD 和 PPU 的治療，並考慮在治療過程中可能出現的戒斷症狀（即，當客戶在治療期間限製或避免有問題的性行為形式時，可能會出現這些症狀）。 最後，CSBD 中存在的耐受性和戒斷症狀證實了該疾病的成癮模型，因此未來的臨床研究可能會受益於測試可有效治療其他成癮的治療方法的有效性。 然而，由於 CSBD 的寬容和退縮以及更廣泛的行為成癮仍然是被廣泛討論的概念，迄今為止僅收集了初步證據（Castro-Calvo 等人，2021 年; Starcevic，2016），這些影響的有效性取決於未來急需的複制結果，採用嚴格的研究方法對不同人群進行複制（格里芬、韋和克勞斯，2021 年).
局限和未來的研究
在調查方向性假設時，當前研究的橫截面設計不是最理想的。 需要使用縱向設計的未來研究來檢查 CSBD 和/或 PPU 的戒斷症狀和耐受性。 目前的研究沒有調查每個戒斷症狀的時間特徵（它們之間的外觀和消散可能不同）或它們對功能的可能影響。 提供更細粒度評估的方法（例如，生態瞬時評估 [EMA]）可用於調查這些問題（例如，每天以生態和更可靠的方式跟踪可能出現的戒斷症狀； Lewczuk、Gorowska、Li 和 Gola，2020 年). 在我們的研究中，我們也沒有收集有關參與者在研究進行時是否處於性禁慾期或規範/限制性行為的信息，這將是對所呈現結果的有用補充。 與涉及經驗豐富的心理健康專業人員的評估相比，多種可能的因素（例如，專業培訓不足、參與者的洞察力有限）可能會影響當前研究報告的結果。 對 CSBD 成癮模型預測的特徵進行可靠評估的重要未來步驟是根據臨床醫生管理的評估調查臨床組中戒斷症狀和耐受性的存在。 此外，儘管我們調查了多種可能的戒斷症狀（與之前的行為成癮研究相比），但研究中可能未包括其他一些重要類型的戒斷症狀。 應進一步檢查 CSBD 和 PPU 戒斷症狀的確切結構和特徵，包括在涉及 CSBD 和 PPU 尋求治療客戶的焦點小組中。 正如討論部分所詳述的那樣，當前研究中 PPU 的測量（使用簡短的色情屏幕）可能導致研究人群中這些症狀的過度診斷——這應該被認為是研究的局限性，目前的結果應該是使用更保守的 PPU 度量進行複制。 由於該研究是在 COVID-19 大流行期間進行的，因此需要在大流行之後進行更多研究。 我們的分析僅基於波蘭參與者。 由於性行為的差異可能與文化、種族、民族、宗教等因素有關（阿戈查、阿森西奧和德塞納，2013 年; Grubbs＆Perry，2019年; 佩里和施萊弗，2019), 應在其他文化環境和地理位置調查當前結果的普遍性，特別是進一步的工作應檢查歸因於性別、種族/民族、宗教和性身份的可能差異。 最後，在未來的工作中，應調查可能影響 CSBD/PPU 與戒斷症狀和耐受性關係的其他重要因素，這些因素不屬於當前分析的一部分（包括性慾、性健康和功能障礙）。
結論
目前的工作提供了性活動領域可能存在戒斷症狀和耐受性及其與 CSBD 和 PPU 症狀的重要關係的初步證據。 最常報告的症狀不僅涉及性領域（更頻繁的性想法，難以停止，難以控制性慾），還涉及情緒（易怒、情緒波動）和功能（睡眠困難）。 因此，性活動戒斷症狀與賭博和網絡遊戲障礙等行為成癮所觀察到的症狀有相似之處。 同時，目前的研究僅提供初步證據，在解釋研究結果時不應低估其在討論部分概述的局限性。 應進行進一步的研究，特別是涉及臨床樣本和臨床醫生評估的診斷，以及縱向設計，以調查詳細特徵、總體重要性（在症狀表現和疾病發展中的關鍵作用與僅次要作用）以及作為 CSBD 和 PPU 戒斷症狀和耐受性的診斷和臨床應用。
資金來源
本手稿的編寫得到了波蘭國家科學中心授予 Karol Lewczuk 的 Sonatina 贈款的支持，贈款號：2020/36/C/HS6/00005。 Kindbridge 研究所為 Shane W. Kraus 提供了支持。
作者的貢獻
概念化：KL、MW、AG； 方法論：KL、MW、AG； 調查：KL、MW、AG； 形式分析：KL、MW、AG； 寫作——原稿：KL、MW、AG、MP、MLS、SK； 寫作 – 評論和編輯：KL、MW、AG、MP、MLS、SK。
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