互聯網色情使用障礙的趨勢：男性和女性對色情刺激的注意偏見的差異（2018）

由於互聯網已成為應對若干目標或滿足某些需求的重要工具，很明顯許多人也將其用於性目的（Döring，2009）。 大多數互聯網色情用戶都會受到積極影響，例如個人性生活的豐富或性想像的靈感（Grov，Gillespie，Royce和Lever，2011年; Hald＆Malamuth，2008年; 保羅，2009; Shaughnessy，Byers，Clowater和Kalinowski，2014年）。 然而，一些用戶似乎開發了過度使用模式，其特點是使用時間增加以及對使用的控制減少，並且由於他們不受控制地使用互聯網色情內容而遭受嚴重的負面後果（格里菲斯，2012）。 由於色情內容的易訪問性和可承受性以及用戶的匿名感（Cooper，1998），互聯網色情用途似乎對其上癮的潛力有風險（格里菲斯，2001; Meerkerk，van den Eijnden和Garretsen，2006年; Young，Pistner，O'Mara和Buchanan，1999年）。 關於其他幾種Internet應用程序（例如，社交網絡或購物），討論了是否可以將不受控制和過度使用Internet色情製品的現象視為一種特定的Internet使用障礙（Brand，Young，Laier，Wölfling和Potenza，2016年; 加西亞和蒂博特，2010年; 庫斯，格里菲斯，卡里拉和比利厄斯，2014年; Laier＆Brand，2014年）。 雖然有爭議地討論過，但一些作者認為互聯網色情使用障礙（IPD）是一種成癮性疾病，可與網絡遊戲障礙或賭博障礙相媲美。 因此，應用成癮框架有助於研究潛在的IPD潛在的心理機制。 在物質使用障礙中進行了深入研究的機制之一是增加了對成癮相關線索的注意偏向（布拉德利，莫格，萊特和菲爾德，2003年; Field，Marhe和Franken，2014年; van Hemel-Ruiter，de Jong，Ostafin和Wiers，2015年).

注意力偏見被描述為受成癮相關線索影響的個體感知的認知過程（菲爾德與考克斯（2008））。 例如，注意偏倚假設的理論背景是Robinson和Berridge的激勵敏感理論（1993）。 羅賓遜和貝里奇（1993）指出，由於提示的激勵顯著性，具有成癮性疾病的人表現出對注意力的快速轉移，這與成癮行為（例如吸毒）有關。 激勵顯著性被認為是經典調節過程的結果（羅賓遜和貝里奇，2000年, 2001, 2008）。 在開發和維持IPD的背景下，這些注意力偏差可能會干擾決策行為，從而在性喚起方面獲得短期滿足感。 假設性滿足的預期在IPD的發展和維持中起關鍵作用，因為滿足是高度積極（和部分消極）強化（布蘭德（Brand）等人，2011年; 喬治亞和克林格爾巴赫，2012年; 年輕，1998）。 以往研究的結果顯示性喚起的可調節性及其增強潛力（霍夫曼，簡森和特納，2004年; Klucken等，2009並因此表明性喚起作為IPD預測因子的作用（Laier＆Brand，2014年; Snagowski，Laier，Duka和Brand，2016年）。 對於互聯網游戲障礙已經證明了對與成癮行為相關的刺激的注意偏見（董週，趙，2011; Jeromin，Nyenhuis和Barke，2016年; Lorenz等，2012; 梅特卡夫和帕默爾，2011年但迄今為止，並非IPD。

在最近發表的理論框架中，人 - 情感 - 認知 - 執行（I-PACE）模型的相互作用（布蘭德（Brand）等人，2016年對於特定的互聯網使用障礙，作者假設主觀感知的情境觸發和對特定線索的認知反應之間的相互作用。 這個假設是基於雙重過程理論（Bechara，2005因此，成癮行為可以被看作是自動，衝動和更受控制的反射處理之間的相互作用的結果。 考慮到對成癮過程中特定線索的認知和情感反應，注意力偏差是由這兩個過程之間的不平衡引起的，並且更具衝動性而非理性驅動，因為它們是線索反應性的結果（Bechara，2005）。 在成癮的發展過程中與成癮相關的線索反復對抗會加劇注意力偏差，從而增加對這些線索的渴望反應。 對性慾亢進行為的研究可以表明，與健康個體相比，上癮的個體對性刺激的反應更快，注意力增強（Mechelmans等，2014）。 I-PACE模型假設在容易發生IPD症狀的個體中，隱性認知，例如注意力偏差，以及提示反應性和渴望在成癮過程中出現和增加。 雖然渴望主要是指主觀上經歷過消費藥物的需要（Sayette等，2000），提示反應性代表對成癮相關線索的主觀和生理反應（Drummond，2001因此，它是一種比隱性注意偏見更有意識的反應。 因此，我們假設注意力偏見對IPD症狀的影響是由線索反應性和渴望所調節的。

與一般認知相反，色情內容並非專門由男性消費，但女性用戶越來越關注，即使使用時間和內容選擇與男性消費不同（Daneback，Cooper和Månsson，2005年; Ferree，2003; Shaughnessy，Byers和Walsh，2011年）。 儘管有關女性使用者成癮行為的研究數量有限，但有一個經驗證據表明男性和女性使用者之間存在相似之處（Green，Carnes，Carnes和Weinmann，2012年; Laier，Pekal和品牌，2014年）。 男性和女性的結果與先前的研究結果一致，表明性喚起和渴望是IPD發展和維持的主要預測因素，並且基於對內部和外部線索的學習關聯（布蘭德（Brand）等人，2011年; Laier，Pawlikowski，Pekal，Schulte和Brand，2013年）。 此外，研究表明，對性刺激的注意偏見可以獨立於性別而發生。 Kagerer等。 （2014）可以表明男性和女性參與者在對性暗示的注意偏向方面的反應時間沒有差異。 然而，仍然不清楚注意偏倚如何與IPD的症狀相互作用。 由於I-PACE模型的理論假設（布蘭德（Brand）等人，2016年）以及關於男性和女性參與者對性刺激的注意偏見出現的第一個經驗證據（Kagerer等，2014），我們假設：

• H1： 對色情圖片的注意偏見與IPD症狀嚴重程度較高有關。
• H2： 注意力偏見與提示反應性和渴望指標之間存在關聯。
• H3： 注意偏倚與IPD症狀之間的關係與性別無關。
• H4： 注意偏倚對IPD症狀的影響由渴望和提示反應性的指標介導。

成績

表中總結了所有變量的描述性值 1。 男性參與者顯示18.85的s-IATsex的平均得分（SD = 6.22，範圍：12-42），而女性參與者的平均得分為14.34（SD = 4.35，範圍：12-37）。 基於簡短的互聯網成癮測試（s-IAT；針對互聯網使用障礙的症狀的原始調查表）的得分（Pawlikowski等，2013），該樣本由兩名有問題和病態的女性用戶（2.2％）和八名有問題和病態的男性用戶（8.9％）組成。 一個 t - 獨立樣本的測試顯示，男性和女性參與者之間關於IPD症狀（s-IATsex），注意偏倚（維持和整體）和圖片評級（性喚起和吸引力）的顯著差異。 沒有發現渴望指標（喚醒和需要手淫）和200-ms注意偏倚情況（初始AB）的差異（表 1）。 表中顯示了IPD傾向，性喚起和渴望指標以及注意偏倚措施之間的相關性 2。 正如假設的那樣，結果表明了注意偏倚，IPD症狀以及提示反應性和渴望指標之間的關係。

 

表1。 t- 測試獨立樣本，比較男性和女性參與者對IPD傾向，性喚起，渴望和注意力偏見的測量

 

表2。 對IPD趨勢，注意力偏差以及性喚起和渴望指標的測量的相關性

進行了兩次適度的等級回歸分析，以探討群體變量“性別”與註意力偏向IPD傾向度量之間的潛在相互作用。 此外，計算了用於確定兩種回歸分析的效應大小以及樣本大小的功率的事後功效分析。 作為因變量，選擇了子量表“s-IATsex-craving”，因為假設注意力偏差對渴望的症狀有影響，並且該子量表比“s-IATsex總和得分”更具體地評估對主題的主觀抱怨。 。 組變量“sex”是預測變量，“初始AB分數”用作主持人變量。 在第一步中，組變量“sex”顯示了9.9％的因變量“s-IATsex-craving”的方差的顯著解釋（F = 18.970， p <.001）。 在第二步中添加“初始AB得分”會大大增加對“ s-IATsex-craving”（ΔR² = .020，ΔF = 3.968， p = .048）。 沒有觀察到明顯的相互作用效應（ΔR² = .00，ΔF = 0.027， p = .871）。 但是，回歸模型仍然很有意義，總體解釋了IPD趨勢的方差為12％（R² = .120， F = 7.720， p <.001）。 表中顯示了進一步的回歸值 3。 適度回歸分析顯示中等效應大小 f² = 0.14和0.83的必要功效（1-βerr prob）（科恩，1992）。 簡單的斜坡（圖 3表示“低初始AB”和“高初始AB”的回歸與零沒有顯著差異（t_lowinitialAB = 0.13， p = .895; t_highinitialA = 0.14， p = .886）。 在第二次溫和回歸分析中，“保持的AB”用作主持人變量（組變量和因變量與上述相同）。 因此，組變量“性”對IPD（s-IATsex渴望）的傾向表現出上述顯著影響。 R² = .099（F = 18.970， p <.001）。 維持的AB作為該模型的第二個預測變量，顯示了Δ方差的重要解釋。R² = .034（ΔF = 6.660， p = .011）。 未發現明顯的相互作用效應（ΔR² = .002，ΔF = 0.356， p = .552）。 表中顯示了進一步的回歸值 4。 適度回歸分析顯示中等效應大小 f² = 0.16，必要的功效為0.89（科恩，1992）。 因此，效果大小和功效表明我們不會錯誤地期望和接受空的交互。 簡單的斜坡（圖 4）表示“低維持AB”和“高維持AB”的回歸與零沒有顯著差異（t_{低maintainedAB} = 0.14， p = .893; t_{高maintainedAB} = 0.14， p = .892）。 回歸分析和簡單斜率分析均表明，對性刺激有較高注意力偏見的人在IPD的情況下表現出更強烈的渴望症狀。 因此，結果表明注意偏見在男女中都具有重要作用，因為這兩個注意偏見評分在群體可變生物學性別之外均具有其自身的遞增效度，並且未觀察到組（男性和女性）與註意偏見之間的相互作用。 

 

表3。 第一次中度回歸分析以s-IATsex-craving為因變量

表4。 以s-IATsex-craving為因變量的第二次中和回歸分析

   

圖3。 第一次緩和回歸分析的簡單斜率以s-IATsex-craving為因變量，第一次緩和回歸分析以s-IATsex-craving為因變量，性別為自變量，初始AB為主持人。 沒有找到相互作用，簡單的斜率與零沒有顯著差異

 

 

圖4。 第二次緩和回歸分析的簡單斜率以s-IATsex-craving為因變量，第一次緩和回歸分析以s-IATsex-craving為因變量，性別為自變量，並將AB維持為主持人。 沒有找到相互作用，簡單的斜率與零沒有顯著差異

對於調解模型，潛在變量“提示反應性和渴望”通過渴望測量性喚起t2建模，並且需要手淫t2，因為兩種測量的增量分數與症狀的嚴重程度沒有顯著相關性。 IPD和注意力偏差分數。 假設在觀看色情圖片呈現之前，具有較高症狀嚴重程度的個體已經具有較高的基線渴望。 因此，性喚起的增加很小，但對於患有IPD傾向的個體，t2測量的性喚起仍然較高。 提出的具有IPD症狀（s-IATsex）作為因變量的潛伏水平的結構方程模型顯示出與基礎數據的良好擬合。 RMSEA是0.067（p = 279），CFI為0.985，TLI為0.962和SRMR為0.028。 χ² 測試與10.72無關（p = .097）和χ²/df 是1.79。 總體而言，所提出的模型解釋了IPD症狀方差的24.1％（R² = .241， p = .015）。 具有β權重的潛在中介模型如圖XNUMX所示。 5。 由初始AB建模並維持AB的潛在變量“注意偏倚”對IPD的症狀有直接影響，這是由s-IATsex的兩個分量表（s-IATsex-control和s-IATsex-craving）建模的（ β= .310， SE = 0.154， p = .044）。 此外，注意偏見對潛在變量“提示反應性和渴望”具有直接影響，其表現為主觀性喚起和觀看色情圖片後需要手淫（β= .297， SE = 0.145， p = .041）。 此外，提示反應性和渴望對IPD症狀有直接影響（β= .299， SE = 0.093， p <.001）。 總體而言，注意偏見顯示出對IPD症狀的間接影響（β= .089， SE = 0.045， p = .047），表示對提示反應性和渴望的指標有部分中介作用。

   

圖5。 提出了潛在水平的結構方程模型，以IPD症狀為因變量。 發現直接和間接影響表明，對於提示反應性的指標和對IPD症狀嚴重程度的渴望，對注意偏倚的部分調解

討論區

作為該研究的主要結果，我們在男性和女性參與者的樣本中發現了針對性刺激的注意偏向與IPD的症狀嚴重性之間的假設關係。 此外，注意偏向和IPD症狀之間的關係是由線索反應和渴望的指標調節的。 結果表明男性和女性個體對整體和維持狀態的注意偏差存在差異，但在視覺探測任務的初始狀態下沒有。 然而，回歸分析可以顯示兩種時間條件下的性別和注意偏差都預示著IPD傾向，兩者的相互作用並沒有進一步解釋IPD症狀的變異。 該結果表明，注意力偏差在IPD症狀中起作用，並且似乎獨立於性別而發生。

結果與Brand等人提出的I-PACE模型一致。 （2016），強調內隱認知在包括IPD在內的互聯網使用障礙的發展和維持中的重要作用。 內隱認知被認為是性喚起和特定傾向指標之間相互作用的結果，例如，性暗示引發的高性興奮性以及在使用互聯網色情時體驗滿足感。 我們可以證明，由於色情線索的呈現以及性喚起和隨後手淫的需要引起的主觀性喚起與註意力偏差的指標有關，並且部分地調節了注意力偏見對IPD的影響。 因此，結果支持關於成癮相關線索的激勵顯著性的理論假設，並且與針對物質使用障礙中的線索反應性和渴望的研究一致（菲爾德與考克斯（2008）; 菲爾德，莫格和布拉德利，2005年; 羅賓斯＆艾爾曼，2004年）。 具體的隱性和情感認知，例如注意力偏見，是對獎勵線索的條件反應的直接結果，並且通過經驗豐富的滿足得到積極的強化。 注意偏向對IPD趨勢的這種影響可以在本研究中顯示出來。 對於性慾暗示的個體，觀察到類似的結果，與健康個體相比，他們對性暗示的反應快於中性。Mechelmans等，2014).

我們發現，與女性個體相比，男性個體對維持條件和整體AB的注意偏差更高，但對於初始AB則不然。 這些結果部分與其他研究相反，後者無法顯示任何性別差異（Kagerer等，2014; Prause，Janssen和Hetrick，2008年）。 這可以通過本研究中刺激的選擇來解釋，因為用於“視覺探測任務”的色情圖片可能對男性具有比女性更強的獎勵性格，因此吸引了男性用戶的注意。 Kagerer等人在研究中展示的圖片。 （2014）是一種表現出硬性和軟性交的刺激的組合，並且是由男性和女性研究者先前選擇的。 該程序適用於確保同性喚起兩性的圖片集。 本研究中的性別差異支持了這一假設，即用於誘導渴望的色情圖片的價格和性喚起評級以及男性使用更高的色情內容。 此外，男性和女性一般表現出對互聯網性別相關內容的不同使用。 雖然男性用戶更喜歡一般的孤獨喚醒內容，例如色情內容，但女性用戶通過網絡攝像頭尋求更多互動應用，例如聊天室或性愛（Shaughnessy等，2011）。 因此，與女性相比，男性參與者可能會受到色情線索的強烈吸引，這可能是調理過程的結果。

關於預測互聯網色情問題甚至病態使用的症狀，參與者的性別是一個重要的預測因素。 這一結果似乎與一些研究相反，這些研究顯示女性用戶也容易上癮（Daneback，Ross和Månsson，2006年; Green等人，2012年; Laier等，2014即使他們更喜歡社交互動應用程序。 雖然已知男性樣本的患病率高於女性樣本（羅斯（Ross），蒙森（Månsson）和丹妮巴克（Daneback），2012年），因為男性用戶更頻繁地使用互聯網色情內容。 該樣本中的患病率雖然不具代表性，但與其他2.2％問題和病理性女性用戶以及8.9％問題和病理性男性用戶（基於原始s-IAT的截止分數; Pawlikowski等，2013).

對性暗示的注意偏向增強預示著IPD傾向。 物質使用障礙領域的一些研究結果支持了內隱認知對成癮行為的影響（綜述見 Field等，2014年）和行為成癮（Mechelmans等，2014）。 然而，沒有發現參與者對IPD傾向的性別和注意力偏差的相互作用。 顯然，IPD症狀與對性暗示的關注之間的關係獨立於生理性行為，即使男性將色情線索評為比女性參與者更具吸引力和吸引力。 一種解釋可能是視覺系統是進化編程的，以吸引線索的注意力，這些線索具有生物學意義和觀察者的獎勵特徵，例如性刺激（LeDoux，1996; Rolls，2000）。 這種與非藥物獎勵相關的更普遍的注意偏見，也被稱為文學中的價值驅動注意力（安德森，2016），也可能解釋了相關性的較小影響。 性圖片可能與毒品和非毒品獎勵都有關，因此也發生在男性和女性的非臨床樣本中。 但是，必須注意的是，刺激的選擇並沒有針對男女，而是符合男性用戶的偏好。 Kagerer等。 （2014）認為女性對性暗示的關注在受到Schimmack研究中發現的同性模型時會受到干擾（2005）。 就IPD傾向而言，這些性刺激對女性個體也很重要。 可以假設，互聯網色情的預期和經歷的滿足積極地強化了與成癮相關的線索的激勵顯著性，而結果，與互聯網色情相關的決策情境中的注意偏見等內隱認知的影響可能會獨立於性別而得到加強。

這項研究有一些局限性。 我們通過對非臨床樣本進行研究，研究了具有臨床相關性的假設。 因此，在將來的研究中，仍然有必要用臨床樣本解決注意力偏倚對IPD症狀的影響。 此外，在視覺探測任務中使用的性刺激的選擇需要針對女性參與者進行調整併進行預先測試，以確保女性的注意力不會受到任何干擾因素的干擾，例如同性模式的性交。 此外，從色情材料中選擇中性圖片作為剪裁可能不是最合適的解決方案。 但是，我們在顏色和顏色強度的可比性方面創建了這些中性的圖片，而沒有顯示出人體的任何性別相互作用。 因此，整個樣本不僅對錶現出IPD傾向的個體，可能會增加對性暗示的關注和關注。 考慮到眾所周知，刺激的顏色也會對注意力產生影響，因此對這些切口的選擇是為了使圖片中的顏色相同。 與性暗示相比，未來的研究應該提供更獨特的控制。 此外，為了更詳細地註意注意力偏差的影響，應擴展視覺探針範式以測量與中性/中性提示配對中的中性提示相比，在性和中性提示配對中對中性提示的反應時間，正如在Kagerer等人的研究中所進行的。 （2014）。 這種情況有助於理解，如果個人因性別線索而在反應時間中分心並放慢速度。 最後，必須嚴格提到在視覺探測任務之前進行色情圖片展示，導致對范式內反應時間的潛在偏見。

JS，RS，MB和JP設計了這項研究。 數據收集由JS和JP進行。 MB，CL和JP進行了統計分析並解釋了結果。 JP撰寫了手稿的第一稿和最終稿。 MB監督對數據的解釋和稿件的撰寫。 所有作者都參與並批准了稿件的最終版本。

作者宣稱不存在競爭利益。

參考