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
在預先註冊的、具有全國代表性的調查（n = 1,541，51.2% 為女性，年齡：M = 42.99，SD = 14.38）中，我們調查了自我報告的戒斷症狀和耐受性在 CSBD 和 PPU 嚴重程度方面的作用。
成績
戒斷症狀和耐受性均與CSBD（β = 0.34；P < 0.001 和β = 0.38；P < 0.001）和PPU（β = 0.24；P < 0.001 和β = 0.27；P < 0.001）的嚴重程度有顯著相關。在所調查的21種戒斷症狀中，最常被報告的症狀包括難以停止的頻繁性幻想（CSBD患者：65.2%；PPU患者：43.3%）、整體性喚起增強（37.9%；29.2% ）、難以控制的性慾（57.6%；31.0%）、易怒（37.9%；25.4%）、頻繁的情緒波動（33.3%；22.6%）以及睡眠問題（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。
引言
根據國際疾病分類第十一版（ICD-11；世界衛生組織[WHO]，2020 ）的定義，強迫性性行為障礙（CSBD）是由個體在性領域難以控制自身行為、思想、情緒和衝動這一核心模式發展和持續的，並由此產生與生活其他領域功能受損相關的負面後果。傳統上，研究人員使用性成癮（「行為成癮」）、性強迫和性衝動模型來描述類似CSBD的行為，其中成癮模型歷史最悠久，並且可以說是文獻中討論最廣泛的模型（關於這些模型的綜述，請參見：Bancroft & Vukadinovic，2004；Kafka，2010；儘管在ICD-11中，認知行為障礙（CSBD）被歸類為衝動控制障礙，但有學者提出，將其歸類為成癮可能更為合適，類似於賭博障礙。賭博障礙在DSM-5和ICD-11中均被歸類為行為/非物質成癮（美國心理學會[APA]，2013；Potenza、Gola、Voon、Kor和Kraus，2017；世界衛生組織，2020）。關於未來ICD和DSM版本中CSBD的重新分類，目前仍在積極討論中（Brand等人，2020；Gola等人，2020；Sassover和Weinstein，2020）。成癮模型可以而且經常被應用於問題性色情使用（PPU），通常被描述為與色情使用相關的控制力差、痛苦和/或負面後果（de Alarcón、de la Iglesia、Casado 和 Montejo，2019；Kraus、Voon 和 Potenza，2016）。
CSBD和PPU的成癮模型
CSBD的成癮模型認為，此障礙符合「行為成癮」的特徵（Potenza等人，2017）。行為成癮框架提出，參與某些行為（例如賭博）可能會帶來滿足感，從而促使個體強烈傾向於重複參與，最終導致即使出現不良後果也繼續進行該行為。由於耐受性的產生以及行為參與可以緩解戒斷症狀，行為可能會更頻繁地重複，同時伴隨著較差的行為控制（例如，Kraus、Voon和Potenza，2016；Potenza等人，2017）。支持將認知行為障礙（CSBD）視為成癮性疾病的數據來自多個領域，包括神經影像學研究，這些研究表明CSBD與物質成癮和行為成癮在大腦結構和/或功能上存在相似性（Gola & Draps, 2018 ; Kowalewska et al., 2018 ; Kraus, Martino , & Potenza, 2016）。然而，先前研究尚未提供強有力的證據來支持這種分類的存在（例如，Miner, Raymond, Mueller, Lloyd, & Lim, 2009 ; Sassover & Weinstein, 2020）。因此，未來的研究應進一步探討成癮模型的預測，包括戒斷症狀和耐受性（Kraus, Voon, & Potenza, 2016）。
戒斷症狀
戒斷症狀（也稱為戒斷症候群）是指長期、規律或習慣性地使用物質或成癮行為後，停止使用或限制使用時出現的一系列不良感覺或生理反應。戒斷症狀可能出現在許多（如果不是全部）濫用物質中（例如，Bayard、McIntyre、Hill 和 Woodside，2004；Kosten 和 O'Connor，2003；Vandrey、Budney、Hughes 和 Liguori，2008），也可能出現在行為成癮中（例如，賭博障礙和網絡遊戲障礙、Sharsz 200、Sharsz 00k 、 Ftk和 Smeaton，2002；Kaptsis、King、Delfabbro 和 Gradisar，2016；King、Kaptsis、Delfabbro 和 Gradisar，2016；Lee、Tse、Blaszczynski 和 Tsang，2020；Rosenthal 和 Lesieur，1992）。對於網路遊戲成癮和其他行為成癮，戒斷症候群可能包括易怒、情緒低落、認知功能和注意力下降、躁動不安以及戒斷初期或立即戒斷時出現的強烈渴求（2016）。事實上，戒斷症狀已納入網路遊戲成癮的正式診斷標準（APA，2013）。根據DSM-5，戒斷症候群可定義為：「停止網路遊戲後出現的戒斷症狀（這些症狀通常表現為易怒、焦慮或悲傷，但沒有藥物戒斷的生理體徵。」（APA，2013））。同樣，賭博成癮的正式診斷標準中也描述了戒斷症狀。根據這個定義，戒斷症狀包括嘗試停止或減少賭博時出現的躁動或易怒（APA，2013）。值得注意的是，這兩個定義都指向類似的情緒變化（而非生理症狀）。在 ICD-11（世界衛生組織，2020 年）對遊戲和賭博障礙（均屬於「成癮行為引起的障礙」類別）的概念化中，戒斷症狀並未被確定為正式標準。
據我們所知，目前僅有一項研究定量分析了類似性行為障礙（CSBD）的戒斷症狀（1997）。在診斷訪談中，53名性癮患者中有52名（98%）報告了因停止性活動而出現的三種或三種以上症狀，其中最常見的症狀類型包括憂鬱、憤怒、焦慮、失眠和疲勞。近期，Fernandez、Kuss和Griffiths（2021）對來自一個專門討論此主題的線上論壇的色情和手淫戒斷報告進行了定性分析。部分分析報告提到了負面情緒和認知狀態的出現，這可能歸因於戒斷反應；然而，其他機制也可能發揮作用（例如，當無法將性行為作為應對機制時，個體應對負面情緒狀態的能力會下降（Fernandez等人，2021））。
在大多數針對臨床和非臨床樣本的色情成癮（PPU）和性功能障礙（CSBD）研究中，戒斷症狀的評估仍然不足，而且大多數標準化工具也未對這一現象進行評估。然而，問題性色情消費量表（Bőthe等人，2018）包含若干與色情使用戒斷症狀相關的條目，這些條目被視為PPU的組成部分。基於信度和效度指標，這些條目似乎是該問卷所評估結構中一個連貫且重要的組成部分（Bőthe等人，2018）。問卷將戒斷症狀操作化為：（1）焦慮不安，（2）壓力過大，以及（3）無法觀看色情內容時的失落感。儘管戒斷症狀很重要，但文獻中普遍缺乏更廣泛、更複雜的分析。據我們所知，目前尚無其他PPU/CSBD標準化測量工具包含直接評估戒斷症狀的條目。
公差
耐受性反映了個體對特定物質或行為的敏感性隨時間推移而降低，導致需要服用越來越高劑量的物質（或更頻繁地進行某種行為，或採取更極端的形式）才能達到相同的反應水平（或相同的參與程度導致反應減弱）。與戒斷症狀類似，大多數濫用物質在成癮過程中都會出現耐受性增加的情況（例如，Colizzi & Bhattacharyya，2018；Perkins，2002）。然而，關於耐受性和複雜系統性行為障礙（CSBD）的數據有限且間接，例如，較長的色情使用史與左側殼核對色情照片的反應較低相關（Kühn & Gallinat，2014）。鑑於耐受性對於將CSBD歸類為成癮性疾病可能具有重要意義，因此該問題值得進一步研究。根據性行為成癮（CSBD）的成癮模型，耐受性至少可能以兩種方式表現出來：（1）為了達到相同的性喚起水平，需要增加性行為的頻率或時間；（2）隨著性喚起水平的降低，個體逐漸變得麻木，轉而尋求更具刺激性的刺激物以達到相同的性興奮水平，從而消費更多刺激性的色情內容，嘗試新的色情內容，嘗試新性行為類型。正如Wines（1997）所指出的，在53名自我認定為性成癮的個體中，有39人（74%）表示為了獲得相同的性快感，他們會更頻繁地進行成癮行為。因此，在該研究中，耐受性的報告頻率低於戒斷症狀（樣本中74% vs 98%）。在最近的一項研究中，46%的色情製品使用者表示他們轉向了新的色情製品類型，其中32%的人表示需要觀看更極端（例如暴力）的色情製品（Dwulit & Rzymski，2019）。雖然這種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。
儘管大多數評估色情成癮（PPU）和成癮行為障礙（CSBD）的工具並未包含對耐受性的評估，但前文提及的問題性色情消費量表（Problematic Pornography Consumption Scale）將對色情製品的耐受性概念化並作為PPU的核心組成部分進行評估（Bőthe et al., 2018）。與戒斷症狀類似，耐受性也是DSM-5中引入的賭博障礙正式診斷標準的一部分（APA, 2013）。根據這個概念，耐受性體現為需要不斷增加賭博金額才能獲得預期的刺激感（APA, 2013）。然而，在ICD-11對賭博和遊戲障礙的概念化中，耐受性並未被列為正式診斷標準（WHO, 2020）。
退縮和寬容作為行為成癮的組成部分：批判性觀點
值得注意的是，戒斷症狀和耐受性在行為成癮診斷框架中的地位和重要性仍未有定論。首先，正如一些成癮研究者所論證的，耐受性和戒斷症狀可能並非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關鍵要素（Starcevic，2016）。與之相關的是，一些研究——主要集中於網路遊戲成癮——表明，耐受性和戒斷症狀可能不足以區分問題用戶和高頻非問題用戶（例如，Billieux、Flayelle、Rumpf 和 Stein，2019；Castro-Calvo 等人，2021）。此外，參與某種潛在成癮行為（包括性行為或色情製品使用）的頻率增加，並不一定反映出耐受性的增強。相反，性活動時間的增加和/或嘗試新的性行為方式可能歸因於其他動機，包括性好奇和探索動機，或滿足對性行為帶來的心理親密感的需求（參見：Billieux、Schimmenti、Khazaal、Maurage 和 Heeren，2015；Blaszczynski 等人，2008；Starcevic，2016）。戒斷症狀也可能如此，因為類似戒斷的體驗可能反映了個體對緩解性緊張和體驗性快感的方式產生的不良心理反應，以及性親密和情感親密受到限制的情況（參見：Grant、Potenza、Weinstein 和 Gorelick，2010；Kaptsis 等人，2016）。此外，值得注意的是，目前的論點主要基於針對網路遊戲和賭博障礙的研究數據（例如，Blaszczynski 等人，2008；Castro-Calvo 等人，2021）；因此，從這些研究中得出的結論可能無法推廣到 CSBD 和 PPU（以及其他行為成癮框架中的作用功能。
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）所述，我們預測戒斷症狀和耐受性將是CSBD和PPU嚴重程度的顯著正向統計預測因子，即使在調整了社會人口學因素（例如性別、年齡）、色情使用模式（使用頻率和持續時間）以及戀愛關係狀態後，該預測仍然成立。我們也假設色情使用頻率與CSBD和PPU密切相關。正如先前研究表明（Grubbs、Perry、Wilt和Reid，2019；Lewczuk、Glica等人，2020；Lewczuk、Nowakowska、Lewandowska、Potenza和Gola，2021），我們假設男性、年齡較小（我們預期年齡和持續時間與嚴重的時間和變化性較弱的時間相關性。
方法
程序和样本
調查數據透過線上調查平台Pollster（ https://pollster.pl/ ）收集。參與者（n = 1,541）的招募旨在代表波蘭18至69歲的成年人口。代表性目標依據波蘭統計局提供的官方標準（2018年性別和年齡標準；2017年教育程度、所在地區和居住地規模標準）。這些標準先前已被我們的研究團隊用於類似目的（Lewczuk等人，2022）。
根據預註冊報告中所述，我們向 Pollster 訂購了n = 1,500的樣本。然而，Pollster 又收集了 41 名參與者，我們認為沒有理由將他們從分析中排除——因此，最終樣本包含 1,541 人。
樣本由51.2%的女性（n = 789）和48.8%的男性（n = 752）組成，年齡介於18至69歲之間（平均年齡= 42.99歲；標準差= 14.38）。樣本特徵、所用測量方法以及本分析的目的和計劃已透過開放科學框架（Open Science Framework，OSF）進行預先註冊（https://osf.io/5jd94）。本分析所依據的數據可在https://osf.io/bdskw/ 取得，並可供其他研究人員使用。有關參與者教育程度和居住地規模的更多信息，請參見附錄。
措施
參考其他研究（例如，Grubbs、Kraus 和 Perry，2019 年），在調查開始時給出了色情的定義（“任何展示生殖器部位的露骨性電影、視頻片段或圖片，旨在喚起觀看者的性慾[這可能出現在互聯網、雜誌、書籍或電視上]”）。
當前分析中調查的變量及其操作如下：
強迫性行為障礙的嚴重程度以 CSBD-19 量表進行測量（Bőthe、Potenza 等，2020）。答案選項從 1（完全不同意）到 4（完全同意）。問卷經過標準的翻譯和回譯流程，最終版本由原量表的主要作者批准。在分析中，我們使用了 CSBD-19 量表（19 個條目；α = 0.93）的總分以及原版量表（ Bőthe、Potenza 等，2020 ）中提出的 50 分診斷分數。
我們使用包含5個題項的簡式色情篩選量表（α = 0.84）（Kraus等人，2020 ）來測量問題性色情製品的使用。答案選項：0（從不）、1（有時）、2（經常）。在分析中，我們採用了4分的診斷臨界值（Kraus等人，2020）。
我們根據先前用於評估其他行為成癮戒斷症候群的測量方法以及文獻綜述，自行編制了一份新的戒斷症狀清單，用於評估性行為戒斷症狀。為了編制這份問卷，我們總結了先前行為成癮研究中報告的戒斷症狀類型（Blaszczynski et al., 2008 ; Griffiths & Smeaton, 2002 ; Kaptsis et al., 2016 ; King et al., 2016 ; Lee et al. , 2020, Rosenthal ; Wines, 1997），並刪除了重複或高度相關的條目。最終得到的問卷（α = 0.94）是一項涵蓋 21 種可能戒斷症狀類型的綜合測量工具，包括對認知、情緒和生理領域可能出現的戒斷綜合徵的評估（與特定戒斷症狀對應的示例條目包括“難以停止的更頻繁的性幻想”、“易怒”或“頻繁的情緒變化”）。答案選項包括 1（從不）、2（有時）、3（經常）和 4（非常頻繁）。
我們使用自行編製的包含5個條目的問卷（ α = 0.80）來評估耐受性。該問卷基於先前PPU研究中使用的標準化耐受性測量方法（Bőthe等人，2018）以及其他行為成癮耐受性研究的文獻綜述（例如，Blaszczynski等人，2008；King、Herd和Delfabbro，2017）。這五個條目（答案等級：1 -絕對否，5 -絕對是）反映了對性刺激耐受性的五種可能表現形式（例如：「我現在觀看的色情片類型比以前更極端、更多樣化，因為它們更刺激」）。
量表的全部內容已預先註冊，並附有相應的說明，詳見附錄（所有項目另見表3和表4）。
性行為頻率根據先前的研究（Grubbs、Kraus 和 Perry，2019；Lewczuk、Glica 等人，2020；Lewczuk、Nowakowska 等人，2021），我們透過詢問參與者在過去 12 個月內進行以下行為的頻率來評估性行為的頻率：與伴侶（1）手分制回答量表，從「從不」到「每天一次或更多」）。
根據先前的研究（Grubbs、Kraus 和 Perry，2019；Lewczuk、Glica 等人，2020；Lewczuk、Nowakowska 等人，2021），作為色情使用模式的補充描述，我們詢問參與者平均每週觀看色情內容的分鐘數。
為確保樣本的代表性，我們評估了社會人口學特徵，包括年齡（歲）、性別（0 – 女性；1 – 男性）、教育程度、居住地規模、所在國家/地區和收入（請參閱「程序和樣本特徵」小節）。此外，我們還預先登記了年齡、性別和戀愛關係狀態（1 – 處於戀愛關係中[正式或非正式]；2 – 單身），並將其作為調整變量，用於統計預測 CSBD 和 PPU 症狀。
統計分析
首先，我們分析了所有分析變數之間的雙變量相關性。其次，我們調查了每種特定戒斷症狀在整個樣本中的發生率，並比較了CSBD和PPU診斷閾值以上組和閾值以下組的發生率。對反映耐受性的條目重複了相應的分析。對於上述發生率的比較，我們使用了χ²檢驗，並計算了相應的Cramer's V效應量估計值。與以往研究一致，我們將V值0.10視為小效應量，0.30視為中等效應量，0.50視為大效應量（Cohen，1988）。此外，在比較CSBD和PPU診斷閾值以上組和閾值以下組時，我們也進行了Mann-Whitney U檢定。我們選擇此檢定是因為我們發現戒斷症狀的峰度（2.33 [標準誤差 = 0.137]）和偏度（1.33 [0.068]）均略有升高（例如，Hair 等，2021 ）。除了 Mann-Whitney U檢定的結果外，我們還報告了 Cohen's d效應量估計。根據Cohen (1988)的定義，d = 0.2 可視為小效應量，d = 0.5 為中等效應量，d = 0.8 為大效應量。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、婚姻狀況）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）。正如我們在預先註冊報告中所計劃的，我們僅對每月或更頻繁進行性活動（色情製品使用、自慰和/或雙人性交）的人群（1,541人中的1,277人）進行了戒斷症狀嚴重程度和耐受性的調查。我們認為沒有必要對性活動頻率低於每月一次的人進行戒斷症狀的調查。所有分析均在R統計環境（ R Core Team，2013 ）中進行。
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
首先，我們展示了所有分析變數之間的雙變量相關性（表1）。報告的戒斷症狀嚴重程度與CSBD-19量表測量的CSBD嚴重程度（r = 0.50；P < 0.001）和BPS量表評估的PPU嚴重程度（r = 0.41；P < 0.001）均呈正相關。耐受性也與CSBD（r = 0.53；P < 0.001）和PPU嚴重程度（r = 0.46；P < 0.001）皆呈正相關。此外，戒斷症狀（r = 0.22；P < 0.001）與耐受性（r = 0.34；P < 0.001）皆與色情使用頻率呈正相關（表 1）。
表格1。
描述性統計和相關係數（皮爾遜相關係數r）用於估計變數之間關係的強度
| 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。
所有參與者中，慢性睡眠呼吸中止症（CSBD）的盛行率估計為4.67%（n = 72/ n = 1,541），其中男性為6.25%（n = 47/ n = 752），女性為3.17% （ n = 25/ n = 789）。所有參與者中，持續性尿失禁（PPU）的盛行率估計為22.84%（n = 352/ n = 1,541），其中男性為33.24%（n = 250/ n = 752），女性為12.93%（n = 102/ n = 789）。
在報告使用過色情製品的人群中（在過去一年中至少使用過一次色情製品的參與者，n = 1,014，總人數n = 1,541），性功能障礙的盛行率為 5.62%（男性為 6.40%，女性為 4.37%）。在同一人群中，色情成癮的盛行率為 32.35%（男性為 38.24%，女性為 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。
計算有無 CSBD 和 PPU 組的平均值（標準差）和組間比較（使用 Mann-Whitney U檢驗，標準化值，以及相應的 Cohen's d 效應量）。
| CSBD | 曼-惠特尼 U | 科恩的 d | 每單位價格 | 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) | ||
| 供應商提款 | 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。
對整個分析樣本中特定戒斷症狀的百分比、平均值（標準差），以及有無 CSBD 和 PPU 的組別的百分比、平均值（標準差），以及組間比較（使用 Mann-Whitney U檢定、標準化值以及χ 2檢定，並給出相應的效應量估計值：Cohen's d 和 Cramér's V）。
| CSBD | 曼-惠特尼 U | 科恩的 d | χ 2| 克萊默的 V | 每單位價格 | 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。
對CSBD和PPU閾值以下組和閾值以上組進行額外的組間等級比較（Mann-Whitney U檢定）表明，對於每一種症狀類別，無論是CSBD還是PPU，高於診斷閾值的組在每一種戒斷症狀上的結果也更高（ P < 0.001；見表3 ）。在21種戒斷症狀中，有16種症狀的比較結果顯示， CSBD和PPU的效應量至少為中等（Cohen's d > 0.5）（表3）。最後，對CSBD和PPU診斷閾值以下組和閾值以上組進行的相應χ²檢定也顯示，除「其他症狀」組外，每種症狀的效應量均顯著－這些比較的效應量為小到中等（Cramer's V介於0.05和0.35之間；見表4）。
表格4。
整個分析樣本中分析的耐受性項目的百分比、平均值（標準差），以及有無 CSBD 和 PPU 的組別的百分比、平均值（標準差），以及組間比較（使用 Mann-Whitney U檢定、標準化值以及χ 2檢定及其相應的效應量估計值：Cohen's d 和 Cramér's V）。
| CSBD | 曼-惠特尼 U | 科恩的 d | χ 2| 克萊默的 V | 每單位價格 | 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 診斷閾值的各組中耐受性的每一項指標（見表4）。表 4中的數值代表每項陳述被標記為「真」的參與者百分比。
需要更刺激的性行為才能達到相同的性喚起水平，是受訪者最常認同的說法（CSBD 患者佔50.0%；PPU 患者佔45.8%）。受訪者也常報告性活動時間增加（CSBD 患者佔45.5%；PPU 患者佔21.0%）。此外，42.4% 的 CSBD 高風險族群和 21.7% 的 PPU 高風險族群表示，他們需要嘗試更多新的性活動類型才能達到相同的性喚起程度或性高潮。對於 CSBD 診斷閾值以上的受訪者，40.9% 的人表示性活動不如以前令人滿意；對於 PPU 診斷閾值以上的受訪者，這一比例為 33.3%。此外，34.5% 的 PPU 高風險族群和 40.9% 的 CSBD 高風險族群表示，他們會觀看更極端、更多樣化的色情內容，因為這些內容更能刺激性。對CSBD和PPU閾值以上組與閾值以下組進行額外的等級比較（Mann-Whitney U檢定）表明，在五個耐受性維度中，得分高於診斷閾值的組報告的結果顯著更高（所有P值均<0.001，效應量估計為中等至較大，見表4）。最後，對相同組別進行的χ²檢定也得出每個耐受性成分均具有顯著性結果，但效應量大多較小（Cramer's V介於0.10和0.30之間；表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 | 每單位價格 | |
| β (P) | β (P) | |
| 供應商提款 | 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 |
註：性別（0 – 女性，1 – 男性）；感情狀態（0 – 單身；1 – 戀愛中）
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
與戒斷相關的最常見症狀是難以停止的性幻想增加、整體性喚起增強以及難以控制的性慾。這並不令人意外，因為這些變化至少在一定程度上反映了個體在難以緩解性緊張（無論是完全無法緩解，還是無法以個體習慣的頻率緩解）時的自然反應，儘管這種反應可能更為強烈。雖然目前ICD-11對性功能障礙的界定並未明確包含戒斷症狀，但在戒斷期間難以控制性幻想增多或性慾增強可能與性功能障礙中「多次嘗試控製或顯著減少重複性行為均告失敗」（Kraus等人，2018，第109頁）這一組成部分有關。換言之，難以控制性行為（ICD-11中提出的性功能障礙的重要組成部分，世界衛生組織，2020）可能部分是由於個體試圖停止或限制性行為時出現的戒斷症狀所致。這種經驗可能會讓人感到難以承受、無法控制和不正常，但透過恢復性行為，這些感覺可能會消散。
此外，與目前仍在討論/爭論的其他行為成癮（例如遊戲成癮）相比，認知行為障礙（CSBD）的戒斷症狀可能更為明顯（例如，Kaptsis等人，2016）。這是因為CSBD的戒斷症狀可能由持續存在的性慾（可能代表一種生理需求）所加劇。而且，持續存在的性慾本身也可能構成多種戒斷症狀出現的生理因素。例如，性慾增強可能導致性幻想更加頻繁，進而引發注意力不集中、認知能力下降和決策困難，而這些又可能進一步加劇其他負面情緒和壓力感。
如上所述，性慾亢進在停止性活動後也經常被提及，這可能反映了性喚起的增強。一般來說，與性喚起過高相關的問題（易怒、性慾或性慾過強）比性喚起不足的問題（如嗜睡）更為常見。然而，減少性行為的時間，將更多時間投入其他活動中，也可能產生更高的性喚起。戒色互助小組（NoFap）的成員（Sproten，2016）（即停止觀看色情片和自慰的人）有時會報告，在持續一段時間的禁慾後，他們的精力、活動能力和工作效率都會有所提高。當一部分人停止強迫性性行為時，這些效果可能也會發生。未來需要進行涉及臨床樣本和縱向測量的研究，以進一步探討戒除色情片和/或自慰的影響。
易怒、情緒波動頻繁、壓力增大和睡眠問題也常被提及。這些症狀似乎與DSM-5中賭博障礙和網路遊戲障礙的症狀有關（賭博障礙的症狀為躁動和易怒；網路遊戲障礙的症狀為易怒、焦慮或悲傷，（APA，2013））。有人可能會認為，如果這些症狀構成這些障礙的重要診斷標準，那麼在認知行為障礙（CSBD）和網路成癮（PPU）的背景下，也應該考慮類似的症狀。
目前的研究結果與Wines（ 1997 ）的研究結果一致，該研究表明，性成癮患者最常報告的戒斷症狀包括憂鬱、憤怒、焦慮、失眠和疲勞。然而，在本研究中，符合性強迫行為障礙（CSBD）診斷標準的受試者中，戒斷症狀的發生率低於Wines的研究（Wines的研究中，53名受試者中有52名報告了至少一種戒斷症狀）。這並不令人意外，因為Wines的研究對像是臨床患者，他們很可能比我們從一般人群中招募的受試者表現出更嚴重的強迫性性行為症狀。由於本研究規模較大且為非臨床研究，因此提供了補充性的初步數據，這些數據應在經過正式評估和診斷為CSBD的臨床治療人群中進行重複驗證和擴展。
與以往行為成癮的研究一致，本研究報告的身體症狀較少，包括頭痛、心跳加速、胃痛、肌肉疼痛以及身體其他部位的疼痛。戒斷的軀體症狀是物質使用疾患的典型特徵（Bayard et al., 2004 ; Kosten & O'Connor, 2003），但在賭博和網路遊戲疾患等行為成癮中則較少見（APA, 2013）。本研究初步證實了CSBD和PPU存在戒斷症狀，這些臨床特徵應在更大規模、文化多元的臨床樣本中進行進一步研究。
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，迴歸分析表明，色情消費頻率越高，PPU（色情成癮）的嚴重程度也越高。雖然色情消費頻率與CSBD（成癮性行為障礙）之間的雙變量相關性為中等程度的正相關且具有統計意義，但在回歸模型中調整其他變量後，色情消費頻率對CSBD症狀的影響較小，但仍顯著。與我們在預註冊報告中的預測相反，在調整其他變數後，色情消費頻率與CSBD的關聯強度在數值上弱於戒斷和耐受性。此外，色情消費時間對CSBD嚴重程度的影響似乎不如消費頻率顯著。具體而言，色情消費時長僅是PPU嚴重程度的顯著影響因素，而當模型中包含其他指標時，則不再是CSBD嚴重程度的顯著影響因素。所得結果模式與我們先前的研究以及其他研究人員的幾項研究結果一致（Grubbs、Kraus和Perry，2019；Lewczuk、Glica等人，2020）。戀愛關係狀況與色情成癮（PPU）或嚴重程度認知障礙（CSBD）無關。年齡與色情成癮嚴重程度呈現顯著但相對較弱的負相關，這與先前的研究結果一致（Lewczuk、Nowakowska 等，2021），但年齡與嚴重程度認知障礙無關。最後，正如既往文獻所支持的那樣，男性與更多的色情內容使用（Grubbs、Kraus 和 Perry，2019；Lewczuk、Wójcik 和 Gola，2022）以及更嚴重的認知障礙和色情成癮相關（de Alarcón 等，2019；Kafka，2010；Leczwuk）。總體而言，迴歸模型解釋了 CSBD 變異數的 40% 和 PPU 變異數的 41%，這些數值相對較高，尤其考慮到我們分析的主要目的是調查特定的、預先註冊的預測，而不是最大化模型的預測價值。
CSBD 和 PPU 患病率
此外，在目前具有全國代表性的成年人樣本中，所有參與者中認知行為障礙（CSBD）的盛行率為4.67%（男性為6.25%，女性為3.17%），色情成癮（PPU）的盛行率為22.84%（男性為33.24%，女性為12.92%）。在報告使用色情製品的人群中，CSBD的盛行率估計為5.62%（男性為6.40%，女性為4.37%），PPU的盛行率為32.35%（男性為38.24%，女性為22.88%）。基於兩種問卷調查得出的估計值之間的差異，部分原因可能在於評估工具閾值設定的嚴格程度不同。我們團隊先前的研究也使用BPS來估算PPU，結果同樣得出較高的估算值，例如2019年一項針對代表性樣本的研究（n = 1,036；新冠疫情前，Lewczuk、Wizła和Gola，2022）得出17.8%的估算值，以及2020年樣本（新冠的22.92%）透過社群媒體招募19. Wizła等人，2022）。關於PPU測量閾值過高，從而可能導致非病理性性行為過度病理化的問題，一直存在爭議（Kohut等人，2020；Lewczuk、Wizła和Gola，2022；Walton等人，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衡量指標相關的數據。
本研究於新冠肺炎疫情期間（2021年1月）進行，可能對研究結果產生影響。一些研究報告稱，疫情期間色情製品的使用和色情成癮可能有所增加（Döring，2020；Zattoni等，2020），這或許可以解釋本研究中觀察到的高色情成癮率。然而，值得注意的是，其他研究並未發現新冠肺炎疫情期間色情製品使用頻率或色情成癮症狀嚴重程度出現顯著的長期增長（Bőthe等，2022；Grubbs、Perry、Grant Weinandy和Kraus，2022）。
診斷和臨床意義
儘管目前的研究結果尚屬初步，但其在診斷和臨床應用方面具有潛在的重要意義——然而，在得出確切結論之前，應透過基於臨床樣本的未來研究加以證實和拓展。 CSBD症狀中存在的戒斷症狀和耐受性可能表明，應將這些現象納入該疾病的診斷流程。這提示我們，或許需要修改現有的CSBD評估工具，使其也包含耐受性和戒斷症狀的評估，類似於問題性色情消費量表（Problematic Pornography Consumption Scale）對PPU的評估（Bőthe等人，2018）。此外，CSBD和PPU的治療方案應根據具體情況進行調整，並考慮治療過程中可能出現的戒斷症狀（例如，當患者在治療期間限製或避免問題性性行為時，可能會出現這些症狀）。最後，CSBD中耐受性和戒斷症狀的存在證實了疾病的成癮模型，因此，未來的臨床研究或許可以藉鏡其他成癮症的有效治療方法，並檢驗其在CSBD中的療效。然而，由於 CSBD 和更廣泛的行為成癮中的耐受性和戒斷反應仍然是備受討論的概念，迄今為止只收集到了初步證據（Castro-Calvo 等人，2021；Starcevic，2016），這些結論的有效性取決於未來需要採用嚴格的研究方法對不同人群進行重複研究的結果（Griffin、Way 和 Kraus，2021）。
局限和未來的研究
本研究的橫斷面設計在檢驗方向性假設時並非最佳選擇。未來需要採用縱向設計的研究來考察CSBD和/或PPU患者的戒斷症狀和耐受性。本研究並未探討每種戒斷症狀的時間特徵（不同症狀的出現和消退可能存在差異）及其對功能的潛在影響。可以採用更精細的評估方法（例如，生態瞬時評估[EMA]）來研究這些問題（例如，以更生態、更可靠的方式每日追蹤戒斷症狀的出現；Lewczuk、Gorowska、Li和Gola，2020）。此外，本研究也未收集參與者在研究進行期間是否處於性禁慾期或是否調節/限制其性行為的信息，而這些信息可以作為對現有結果的有益補充。與經驗豐富的心理健康專業人員進行的評估相比，本研究報告的結果可能受到多種因素的影響（例如，專業訓練不足、參與者認知能力有限）。為了可靠地評估CSBD成癮模型預測的特徵，未來一個重要的步驟是基於臨床醫生評估，調查臨床群體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（與以往的行為成癮研究相比），但可能仍有一些重要的戒斷症狀類型未被納入研究。應進一步研究CSBD和PPU戒斷症狀的特定結構和特徵，包括在針對尋求治療的CSBD和PPU患者的焦點小組中進行研究。如同討論部分所述，本研究中對PPU的測量（使用簡式色情篩檢量表）可能導致研究人群中這些症狀的過度診斷——這應被視為本研究的局限性，當前結果應使用更保守的PPU測量方法進行重複驗證。由於本研究是在COVID-19疫情期間進行的，因此需要在疫情結束後進行更多研究。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、宗教和其他因素相關（Agocha、Asencio 和 Decena，2013；Grubbs 和 Perry，2019；Perry 和 Schleifer，2019），因此，應在其他文化環境和地理位置中檢驗當前研究結果的普遍適用性，尤其應進一步研究性別、性取向/民族、宗教和等因素可能造成的差異。最後，未來研究也應探討其他一些可能影響成癮性行為障礙/成癮性精神障礙與戒斷症狀和耐受性之間關係的重要因素（包括性慾、性健康和性功能障礙），這些因素並未納入目前的分析。
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。