前精神病學。 2018 Oct 16; 9：497。 doi：10.3389 / fpsyt.2018.00497。
Valero-SolísS1, 格拉內羅河2,3, 費爾南德斯 - 阿蘭達F.2,4,5, 管家T2,4, 梅斯特 - 巴赫G.2,4, Mallorquí-BaguéN2,4, Martín-Romera V.6, AymamíN4, Gómez-PeñaM4, Del Pino-GutiérrezA7, BañoM4, 莫拉加斯湖4, MenchónJM4,5,8, Jiménez-Murcia S.2,4,5.
抽象
背景和目的： 世界範圍內行為成癮的患病率增加導致危險/保護因素對這些疾病的具體貢獻的病因學研究有所增長。 這項研究的目的是評估患者的性別，疾病發作年齡和疾病持續時間對行為成癮的臨床特徵的相對作用。
方法： 我們的樣本包括被診斷患有賭博症的尋求治療的患者（GD， n = 3,174），網絡賭博障礙（IGD， n = 45），強迫性購買（CB， n = 113）和性成癮（SA， n 34）。
結果： 自變量與結果之間的關聯模式與行為成癮亞型密切相關：（a）對於GD-男性，該疾病的早期發作與GD嚴重程度有關，而對於GD-女性早發與新奇性尋求有關; （b）對於IGD男性，遲發與成癮嚴重程度，較差的精神病理狀態，高危害避免和自我超越水平相關; （c）對於CB女性，早發與較高的獎勵依賴性評分和較低的自我超越水平有關，較長的持續時間預測較高的累積債務; 對於CB-男性來說，早發和長時間與避免傷害，自我導向，自我超越和合作性的高分相關; （d）對於SA男性，遲發和持續時間較長與高度無序的嚴重程度相關。
討論和結論： 這些發現與製定針對不同行為成癮的預防和治療計劃相關。
關鍵詞： 年齡; 行為成癮; 強迫性購買; 賭博障礙; 網絡賭博障礙; 性成癮
結論：30386263
PMCID： PMC6198171
作者： 10.3389 / fpsyt.2018.00497
簡介
行為成癮包括一系列不同的情況，其特點是強迫參與短期獎勵，非物質相關的行為，儘管知道嚴重的不良後果，但可能會產生持久性（1 - 3）。 在這些問題的過程中，個人失去了對過度或有問題行為的控制，從而導致他們生活中的家庭，工作和社會領域出現嚴重損害（4, 5）。 在病情的早期階段，高水平的衝動力旨在獲得即時獎勵（積極強化），但在病情過程中，成癮行為變得強迫，旨在減少負面情緒狀態（負強化）（6）。 在這一系列研究中，還有人認為，維度和跨診斷分類可以更好地解釋症狀的重疊和所有這些條件下的共同臨床特徵，合併症，甚至對治療的反應（2).
最常見的行為成癮亞型是賭博障礙（GD），強迫性購買（CB），性成癮（SA）和網絡遊戲障礙（IGD）。 在最新版本的DSM-5中，GD被列入名為“物質相關和成癮性疾病”的新診斷類別，同時討論並排除了包括其他行為成癮（如CB，SA和IGD）的可能性由於缺乏經驗證據。
行為成癮發生在兩性的人群中，但患病率因子類型而異：男性報告GD，IGD和SA的百分比較高，而女性報告的CB率較高（7）。 就年齡而言，這些疾病在整個生命週期中都會發生，但兩個階段似乎有更高的脆弱性：青春期/成年早期和老年（8).
探索發病年齡的貢獻的研究表明，發病較早的患者形成一個具有較高水平的反社會人格特徵和衝動性的亞組，而後發病的患者構成一個更容易患抑鬱和焦慮的亞型，他們將賭博用作適應不良的調節其負面情緒的機制（9, 10）。 GD的早期發作（與較晚發病相比）似乎也與情緒障礙的較低患病率，B群人格障礙的較高患病率，人格特質感覺尋求的較高得分和自我指導的較低得分相關（11, 12).
關於CB，報告了不精確和不可靠的流行率結果，範圍從1到20％，取決於樣本的來源，定義和測量工具（13 - 17）。 CB的現有流行病學數據還表明，尋求治療的CB患者通常患有多種精神疾病，合併酒精和/或其他藥物，飲食失調，情緒障礙，焦慮和其他衝動控制障礙是最常見的（18）。 已經描述了CB的強烈的性別依賴性差異：女性的風險，患病率，發病率和濫用頻率更高（1).
以IGD為中心的研究表明，3.7和13.0％之間的成人一般人群符合互聯網使用問題的標準（19, 20），IGD在年輕樣本中更為普遍（21）。 IGD的相關性包括高風險的冒險行為和衝動性，更高的延遲貼現率，對社會拒絕的高度敏感性以及人際衝突中的高水平，傷害避免和人際衝突（22 - 24).
最後，對SA的研究得出結論，男性的患病率明顯高於女性（25 - 28）。 較高的社會經濟水平，人格特質尋求高分和避免傷害分數低是SA的風險因素（29, 30）。 一些病因學研究表明，SA與反社會人格特質，缺乏恐懼，人際主義自信，自我中心主義和高衝動性有關（31).
目前只有GD包含在DSM-5中的事實源於對將行為成癮視為精神障礙缺乏共識（32）。 這可以部分解釋這種疾病與其他行為成癮相關的較高患病率。 確定不被接受為疾病的病症的流行並且不處理標準化診斷工具也是一項挑戰（33）。 因此，具有這些成癮的診斷標準將允許更多地了解其他行為成癮的病因，預防和治療（34）。 同樣，納入其他行為成癮可能會對提供的醫療服務產生影響，並可能有助於減少患者不願尋求治療（34).
目標
據我們所知，有限數量的研究已經測量了臨床異質樣本（包括不同的行為成癮亞型）中性別，起始和成癮行為持續時間的具體貢獻。 因此，本研究的目的是評估這些變量在尋求診斷為GD，IGD，CB和SA的患者的臨床治療狀態中的具體權重。
方法
来临嘉宾
樣本包括在內 n = 3,366連續尋求治療的患者，曾就讀於西班牙巴塞羅那的一家專門從事行為成癮的醫院。 招聘發生在1月-2005和9月-2016之間。 納入標準包括滿足GD，IGD，CB或SA的診斷標準作為諮詢和超過18年齡的主要原因。 排除標準是智力殘疾或嚴重的精神障礙（如精神分裂症或其他精神病或雙相情感障礙）。
由於共存不同的行為成癮而被排除在外的參與者人數很少（n = 5，1患者報告GD + CB，1報告GD + SA，2報告CB + SA，1報告SA + IGD）。 另一方面，由於IGD和SA的子樣本包括極少數女性（n≤2），因此女性參與者被排除在這兩個群體之外以避免結果中的潛在偏差，因為這兩個子樣本中女性的頻率極低。
措施
根據DSM標准進行病理性賭博的診斷問卷（35)
此19項目問卷可用於評估DSM-5（32）GD的診斷標準。 原始版本中外部賭博分數的收斂效度非常好（代表性樣本r = 0.77，賭博治療組r = 0.75;（35）。 本研究中使用的西班牙自適應的內部一致性是一般人群的α= 0.81和賭博治療樣本的α= 0.77（36）。 在該研究中，分析了GD的DSM-5標準的總數，並且樣品中的內部一致性為α= 0.804。
根據Griffiths和Hunt的IGD診斷標準（39, 40)
為了評估IGD診斷並確定疾病的依賴程度，臨床專家考慮了Griffiths和Hunt設計的量表進行了面對面訪談（39, 40）。 這次訪談評估了諸如問題行為的頻率，因互聯網游戲適應不良而導致的日常運作中產生的干擾，禁慾管理中存在的容忍和困難，以及DSM-5標準的數量[根據章節] III，（32）]。
根據DSM-IV-TR的性成癮診斷標準（32)
為了評估SA，管理了一系列項目，這些項目基於DSM-IV-TR中的擬議定義（41）在性別障礙中未另行規定的部分（302.9）。 在進行我們的評估時，下面的臨床描述給予了特別的重視：“對於一系列戀人的重複性關係模式的困擾，這些戀人只有個體經歷過才會被使用。”
氣質和人物庫存修訂（TCI-R）（42)
這是一個可靠有效的240項目問卷，可以衡量七個人格維度：四種氣質（尋求新奇，避免傷害，獎勵依賴和持久性）和三個角色維度（自我導向，合作和自我超越）。 所有項目均採用5點Likert型量表進行測量。 使用經過驗證的西班牙語版本（43）。 西班牙修訂版中的量表顯示出足夠的內部一致性（Cronbach's alphaα平均值為0.87）。 在研究中，一致性指標的範圍從良好（對於尋求新穎性的分量表，α= 0.70）到非常好的（對於持久性分量表，α= 0.859）。
症狀清單修訂（44)
該問卷評估了廣泛的心理問題和精神病理症狀。 該調查問卷包含90項目，並測量九個主要症狀維度：軀體化，強迫症，人際關係敏感，抑鬱，焦慮，敵意，恐懼焦慮，偏執觀念和精神病。 它還包括三個全球綜合指數：（1）一個全球嚴重程度指數（GSI），旨在衡量整體心理困擾; （2）陽性症狀窘迫指數（PSDI），用於測量症狀的強度; 和（3）陽性症狀總數（PST），反映自我報告的症狀。 使用經過驗證的西班牙語版本（45）。 西班牙驗證量表獲得了良好的心理測量指標，內部平均一致性為0.75（Cronbach's alpha）。 這項研究分析了GSI整體評分，作為衡量整體精神病理狀態的指標（在我們的樣本中，此標準的一致性非常好，α= 0.981）。
程序
經驗豐富的心理學家和精神病學家，在成癮性疾病領域擁有超過15年的臨床經驗，進行了兩次面對面的臨床訪談，以收集臨床信息並指定每位患者的臨床診斷。 本研究中分析的所有測量值均對應於治療開始前的基線評估。
統計分析
使用Windows的Stata 15進行統計分析。 皮爾森相關係數測量了發病年齡和成癮性問題持續時間與人格和臨床特徵之間的關係。 用負二項式回歸和線性多元回歸（累積債務和SCL-90-R GSI評分）測量患者的性別，發病時間和問題持續時間對成癮嚴重程度和心理病理狀態的具體貢獻。 這些模型包括並測試了按性別和按性別進行的互動：（a）對於相關的互動參數，將參與者年齡的單一影響估計為三組，分別針對年齡的四分位數1和3。發病[早（在20歲之前發病），中（在20至35歲之間發病）和晚（在35歲之後發病）]； （b）對於不相關的交互參數，估計並解釋了主要影響。 為每種診斷亞型（GD，CB，IGD和SA）獲得了獨立的模型。 沒有研究IGD和SA的性別貢獻，因為這些子樣本中由於頻率較低而沒有女性被包括在這些子樣本中。
倫理
該研究是根據最新版的赫爾辛基宣言進行的。 Bellvitge大學醫院倫理委員會（西班牙巴塞羅那）批准了該研究，並從所有最終參與者處獲得了簽署的知情同意書。
成績
樣品的特徵
表的上半部分 Table11 包括對研究社會人口學變量的描述。 總樣本的平均實際年齡為42.5歲（SD = 13.5，範圍在18和75年齡之間），行為成癮的平均發病年齡為29.9歲（SD = 11.5）和平均值該病症的持續時間為6.2年（SD = 5.9）。
表1
樣本描述：社會人口統計學和臨床變量。
| GD; n = 3,174 | IGD; n = 45 | CB; n = 113 | SA; n = 34 | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| n | % | n | % | n | % | n | % | χ2 | p | |
| 性別 | ||||||||||
| 女性 | 283 | 8.9 | 0 | 0 | 85 | 75.2 | 0 | 0 | 502.6 | <0.001 |
| 男性 | 2891 | 91.1 | 45 | 100 | 28 | 24.8 | 34 | 100 | ||
| 起源 | ||||||||||
| 西班牙 | 2934 | 92.4 | 39 | 86.7 | 111 | 98.2 | 33 | 97.1 | 8.65 | 0.034 |
| 移民 | 240 | 7.6 | 6 | 13.3 | 2 | 1.8 | 1 | 2.9 | ||
| 教育及經驗 | ||||||||||
| 主 | 1905 | 60.0 | 24 | 53.3 | 43 | 38.1 | 9 | 26.5 | 85.40 | <0.001 |
| 次要 | 1092 | 34.4 | 20 | 44.4 | 46 | 40.7 | 16 | 47.1 | ||
| 大學 | 177 | 5.6 | 1 | 2.2 | 24 | 21.2 | 9 | 26.5 | ||
| 民用狀況 | ||||||||||
| Single | 1212 | 38.2 | 41 | 91.1 | 43 | 38.1 | 9 | 26.5 | 57.43 | <0.001 |
| 已婚–伴侶 | 1534 | 48.3 | 3 | 6.7 | 51 | 45.1 | 17 | 50.0 | ||
| 離婚–分居 | 428 | 13.5 | 1 | 2.2 | 19 | 16.8 | 8 | 23.5 | ||
| 社會指數 | ||||||||||
| 高 | 46 | 1.4 | 1 | 2.2 | 4 | 3.5 | 2 | 5.9 | 53.27 | <0.001 |
| 中等偏上 | 138 | 4.3 | 0 | 0.0 | 18 | 15.9 | 4 | 11.8 | ||
| Medium | 339 | 10.7 | 6 | 13.3 | 14 | 12.4 | 4 | 11.8 | ||
| 中低 | 967 | 30.5 | 12 | 26.7 | 32 | 28.3 | 14 | 41.2 | ||
| 低 | 1684 | 53.1 | 26 | 57.8 | 45 | 39.8 | 10 | 29.4 | ||
| 就業 | ||||||||||
| 失業的 | 1414 | 44.5 | 36 | 80.0 | 53 | 46.9 | 15 | 44.1 | 22.69 | <0.001 |
| 就業 | 1760 | 55.5 | 9 | 20.0 | 60 | 53.1 | 19 | 55.9 | ||
| a以前的諮詢 | ||||||||||
| 沒有 | 374 | 11.8 | 2 | 4.4 | 13 | 11.5 | 2 | 5.9 | 3.43 | 0.330 |
| 是 | 2800 | 88.2 | 43 | 95.6 | 100 | 88.5 | 32 | 94.1 | ||
| 意思 | SD | 意思 | SD | 意思 | SD | 意思 | SD | F | P | |
| 年齡，開始和持續時間 | ||||||||||
| 年齡（歲） | 42.8 | 13.5 | 22.6 | 8.4 | 42.6 | 11.5 | 42.6 | 11.9 | 33.76 | <0.001 |
| 發病障礙（歲） | 29.9 | 11.5 | 19.3 | 8.1 | 32.9 | 12.0 | 33.7 | 13.0 | 16.82 | <0.001 |
| 持續時間障礙（年） | 6.2 | 6.0 | 3.3 | 2.5 | 6.8 | 5.8 | 6.0 | 5.7 | 3.90 | 0.009 |
| 心理學：SCL-90R | ||||||||||
| GSI得分 | 1.05 | 0.72 | 0.86 | 0.76 | 1.58 | 0.91 | 1.25 | 0.78 | 20.21 | <0.001 |
| 個性特徵：TCI-R | ||||||||||
| 尋求新奇 | 108.9 | 14.3 | 103.7 | 13.1 | 114.9 | 14.4 | 110.8 | 14.3 | 7.85 | <0.001 |
| 傷害避免 | 101.1 | 17.0 | 102.6 | 22.8 | 111.0 | 19.7 | 102.1 | 17.5 | 10.80 | <0.001 |
| 獎勵依賴 | 98.5 | 14.8 | 92.3 | 17.1 | 103.2 | 17.0 | 100.5 | 15.2 | 5.84 | 0.001 |
| 堅持 | 108.5 | 20.1 | 93.6 | 20.8 | 106.8 | 18.8 | 103.6 | 21.1 | 8.20 | <0.001 |
| 自指向性 | 127.0 | 21.1 | 127.1 | 25.7 | 124.1 | 23.9 | 116.9 | 19.6 | 2.91 | 0.033 |
| 合作性 | 130.4 | 16.3 | 126.8 | 18.5 | 133.9 | 15.7 | 127.4 | 15.1 | 2.57 | 0.053 |
| 自我超越 | 64.0 | 15.3 | 57.2 | 14.1 | 65.4 | 16.5 | 63.1 | 14.0 | 2.97 | 0.031 |
備註.
GD：賭博障礙。 IGD：網絡遊戲障礙。 CB：強迫性購買。 SA：性成癮.
SD：標準偏差。 - 此措施不適用於此組.
表的下半部分 Table11 顯示臨床變量的分佈和診斷亞型之間的比較。 IGD組包括最年輕的參與者，其中紊亂發作和紊亂持續時間最低。 關於人格評分，CB總體上認可了新奇尋求，傷害避免，獎勵依賴和自我超越的最高分，其次是GD。
發病年齡和病程與臨床和性格測量之間的關係
枱燈 Table22 包括相關矩陣，以評估每個行為成癮的發病年齡（歲）和臨床測量的持續時間（年）之間的關聯。 對於GD組，出現了兩個關聯：在男性子樣本中，早期發作與更高數量的DSM-5標準相關，而在女性子樣本中，早期發作與更高的新奇性尋求分數相關。
表2
BA的發病年齡和持續時間與臨床和人格特徵之間的關係。
| GD | IGD | CB | SA | |||||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 女士 N = 283時 | 男士 N = 2,891時 | 男士 N = 45時 | 女士 N = 85時 | 男士 N = 28時 | 男士 N = 34時 | |||||||
| 發病 | Durat. | 發病 | Durat. | 發病 | Durat. | 發病 | Durat. | 發病 | Durat. | 發病 | Durat. | |
| DSM-5總標準 | - 0.24 | 0.10 | - 0.19 | 0.05 | 0.44 | - 0.05 | - | - | - | - | - | - |
| 累積債務 | - 0.14 | 0.00 | - 0.01 | 0.04 | - | - | - 0.15 | 0.25 | 0.03 | 0.18 | - 0.59 | 0.50 |
| 心理學：SCL-90R | ||||||||||||
| GSI得分 | - 0.11 | 0.04 | - 0.04 | 0.10 | 0.25 | 0.11 | - 0.03 | 0.06 | 0.36 | - 0.11 | - 0.18 | 0.07 |
| 個性特徵：TCI-R | ||||||||||||
| 尋求新奇 | - 0.18 | 0.15 | - 0.25 | 0.02 | 0.01 | - 0.05 | - 0.19 | - 0.04 | - 0.05 | 0.23 | 0.16 | - 0.14 |
| 傷害避免 | - 0.15 | - 0.06 | 0.07 | 0.07 | 0.26 | 0.08 | - 0.12 | - 0.12 | 0.34 | - 0.21 | - 0.08 | 0.07 |
| 獎勵依賴 | 0.02 | 0.06 | 0.04 | - 0.07 | - 0.10 | - 0.11 | - 0.27 | 0.07 | - 0.07 | 0.17 | 0.17 | - 0.06 |
| 堅持 | - 0.02 | - 0.06 | - 0.03 | - 0.07 | - 0.10 | 0.02 | 0.02 | 0.12 | - 0.01 | 0.27 | - 0.18 | 0.09 |
| 自指向性 | 0.06 | - 0.04 | 0.06 | - 0.09 | - 0.23 | - 0.15 | 0.07 | 0.09 | - 0.25 | 0.25 | - 0.03 | 0.14 |
| 合作性 | 0.01 | 0.00 | 0.09 | - 0.07 | - 0.13 | - 0.06 | - 0.05 | 0.13 | - 0.28 | 0.01 | 0.02 | 0.24 |
| 自我超越 | 0.19 | - 0.03 | 0.16 | 0.05 | 0.35 | 0.22 | 0.29 | 0.08 | 0.19 | 0.31 | 0.01 | 0.08 |
注意。 GD，賭博障礙; IGD，網絡遊戲障礙; CB，強迫性購買; SA，性成癮.
注意。 粗體：相關性介於中等（| r |> 0.24）至良好範圍（| r |> 0.37）之間。 —不適用於該組.
對於被診斷患有CB的女性，較年輕的發病年齡與較高的獎勵依賴性評分和較低的自我超越水平相關，並且較長的問題持續時間與較高的累積債務相關。 對於這種診斷亞型（CB）的男性：（a）發病的早期年齡與較低的SCL-90R評分和危害避免水平，以及較高的自我導向性和合作性評分有關; （b）病症的持續時間較長與持續性，自我導向性和自我超越性的人格特徵水平較高有關。
對於符合SA標準的男性，持續時間較長與較高的敵意評分有關。
性別，發病年齡和病程對疾病嚴重程度的貢獻
枱燈 Table33 包含不同的回歸模型，評估性別，年齡和疾病持續時間對行為成癮嚴重程度測量的具體貢獻。 已經針對每種病症（GD，CB，IGD和SA）和每種嚴重性測量（DSM-5標準的數量，累積debs和SCL-90R GSI得分）獲得單獨的模型。 例如，Model-1評估研究的獨立變量（性別，年齡和持續時間）對DSM-5標準的因變量數量的貢獻，特別是GD子樣本。 對於每個回歸，非標準化B參數，標準誤差（SE），95％置信區間（B的95％CI），對比統計（負二項式回歸的Wald-chisquare和線性回歸的T）和 p- 報告值。
表3
性別，發作和持續時間對不同BA亞型的貢獻。
| B | SE | 95％CI（B） | c統計 | p | ||
|---|---|---|---|---|---|---|
| 賭博紊亂; n = 3,174 | ||||||
| [模型1] a標準：DSM-5標準 | ||||||
| （截距） | 2.126 | 0.095 | 1.94 | 2.31 | 505.20 | 0.001 |
| 性別（0：女性; 1：男性） | - 0.075 | 0.070 | - 0.21 | 0.06 | 1.16 | 0.282 |
| 持續時間（年） | 0.002 | 0.003 | 0.00 | 0.01 | 0.44 | 0.508 |
| 發病年齡（歲） | - 0.005 | 0.002 | - 0.01 | 0.00 | 9.18 | 0.002 |
| [模型2] a標準：累積債務 | ||||||
| （截距） | 10.068 | 0.256 | 9.57 | 10.57 | 1543.67 | 0.001 |
| 持續時間（年） | 0.012 | 0.004 | 0.01 | 0.02 | 10.58 | 0.001 |
| d性別（早發） | 0.579 | 0.304 | - 0.02 | 1.18 | 3.63 | 0.057 |
| d性別（中等發病率） | 0.323 | 0.106 | 0.12 | 0.53 | 9.29 | 0.002 |
| d性別（發病遲到） | 0.950 | 0.108 | 0.74 | 1.16 | 77.35 | <0.001 |
| 發病年齡（女性） | - 0.027 | 0.007 | - 0.04 | - 0.01 | 16.28 | <0.001 |
| 發病年齡（男性） | 0.023 | 0.002 | 0.02 | 0.03 | 106.92 | <0.001 |
| 互動：性發作 | 0.050 | 0.007 | 0.04 | 0.06 | 50.62 | 0.001 |
| [模型3] b標準：SCL-90R GSI | ||||||
| （截距） | 1.703 | 0.158 | 1.39 | 2.01 | 10.74 | 0.001 |
| 持續時間（年） | 0.011 | 0.002 | 0.01 | 0.02 | 5.08 | <0.001 |
| d性別（早發） | - 0.433 | 0.163 | - 0.75 | - 0.11 | - 2.65 | 0.008 |
| d性別（中等發病率） | - 0.634 | 0.074 | - 0.78 | - 0.49 | - 8.63 | <0.001 |
| d性別（發病遲到） | - 0.422 | 0.073 | - 0.57 | - 0.28 | - 5.76 | <0.001 |
| 發病年齡（女性） | - 0.007 | 0.004 | - 0.02 | 0.00 | - 1.76 | 0.048 |
| 發病年齡（男性） | - 0.002 | 0.001 | 0.00 | 0.00 | - 1.46 | 0.143 |
| 互動：性發作 | 0.005 | 0.004 | 0.00 | 0.01 | - 1.82 | 0.068 |
| 強勢購買; n = 113 | ||||||
| [模型4] a標準：累積債務 | ||||||
| （截距） | 11.149 | 0.437 | 10.29 | 12.00 | 652.20 | 0.001 |
| 性別（0：女性; 1：男性） | - 0.497 | 0.246 | - 0.98 | - 0.01 | 4.07 | 0.044 |
| 持續時間（年） | 0.064 | 0.019 | 0.03 | 0.10 | 11.39 | 0.001 |
| 發病年齡（歲） | - 0.022 | 0.012 | - 0.05 | - 0.00 | 3.64 | 0.050 |
| [模型5] b標準：SCL-90R GSI | ||||||
| （截距） | 1.861 | 0.342 | 1.18 | 2.54 | 5.44 | 0.001 |
| 持續時間（年） | - 0.010 | 0.016 | - 0.04 | 0.02 | - 0.66 | 0.508 |
| d性別（早發） | - 0.430 | 0.572 | - 1.56 | 0.70 | - 0.75 | 0.453 |
| d性別（中等發病率） | - 0.735 | 0.284 | - 1.30 | - 0.17 | - 2.59 | 0.011 |
| d性別（發病遲到） | 0.043 | 0.318 | - 0.59 | 0.67 | 0.13 | 0.893 |
| 發病年齡（女性） | - 0.003 | 0.009 | - 0.02 | 0.01 | - 0.36 | 0.719 |
| 發病年齡（男性） | 0.024 | 0.015 | - 0.01 | 0.05 | 1.61 | 0.112 |
| 互動：性發作 | - 0.733 | 0.406 | - 1.54 | 0.07 | - 1.81 | 0.074 |
| 互聯網賭博紊亂; n = 45（僅限男士） | ||||||
| [模型6] a標準：DSM-5標準 | ||||||
| （截距） | 0.752 | 0.540 | - 0.31 | 1.81 | 1.94 | 0.164 |
| 持續時間（年） | 0.005 | 0.072 | - 0.14 | 0.15 | 0.01 | 0.940 |
| 發病年齡（歲） | 0.020 | 0.021 | - 0.02 | 0.06 | 0.93 | 0.335 |
| [模型7] b標準：SCL-90R GSI | ||||||
| （截距） | 0.231 | 0.372 | - 0.52 | 0.983 | 0.62 | 0.539 |
| 持續時間（年） | 0.051 | 0.049 | - 0.05 | 0.150 | 1.05 | 0.298 |
| 發病年齡（歲） | 0.023 | 0.014 | - 0.01 | 0.052 | 1.63 | 0.110 |
| 性別成癮; n = 34（僅限男士） | ||||||
| [模型8] a標準：累積債務 | ||||||
| （截距） | 14.942 | 1.237 | 12.52 | 17.37 | 145.88 | 0.001 |
| 持續時間（年） | 0.151 | 0.193 | - 0.23 | 0.53 | 0.62 | 0.432 |
| 發病年齡（歲） | - 0.259 | 0.045 | - 0.35 | - 0.17 | 32.84 | <0.001 |
| [模型9] b標準：SCL-90R GSI | ||||||
| （截距） | 1.651 | 0.449 | 0.74 | 2.57 | 3.68 | 0.001 |
| 持續時間（年） | - 0.005 | 0.025 | - 0.06 | 0.05 | - 0.18 | 0.856 |
| 發病年齡（歲） | - 0.011 | 0.011 | - 0.03 | 0.01 | - 1.01 | 0.321 |
在GD組中，較高數量的DSM-5標準與早期發病相關（B = -0.005; p = 0.002），但對於該患者的性別或疾病持續時間沒有統計學貢獻，並且對於該標準，性別與發病時間和持續時間之間沒有相互作用（表1中的模型XNUMX） Table3）。3）。 對於這個BA子類型，當考慮累積債務標準時（表中的Model-2） Table3）3這項措施對於持續時間較長的患者有所增加，並且性別與發病年齡的相互作用也保持相關：（a）性別的單一效應表明男性傾向於累積更多的債務，這種差異隨著發病年齡的增加而增加; （b）發病年齡的單一效應表明，對於女性而言，發病越早，累積債務越高，而對於男性，發病年齡越大，債務越高。
對於SCL-90-R GSI標準（表中的Model-3） Table3）3），更嚴重的精神病理狀態與疾病持續時間的延長有關，並且發病時的相互作用也與解釋這一結果有關：（a）性別的單一效應證明女性與男性相比總是記錄更高的精神病理學水平，但影響大小差異取決於疾病的發病年齡（20和35之間發病率最高）; （b）該病症的早期發病年齡僅是女性較差的精神病理狀態的統計學預測因子，而該病症的發病與解釋男性的GSI水平無關。
對於CB集團，由於購買累積債務（表中的Model-4） Table3）3）對於持續時間長且發病年齡早的女性而言，這種情況有所增加。 性別，年齡和持續時間之間沒有相互作用。 該模型針對CB中的全球精神病理學水平進行了調整（表中的Model-5） Table3）3通過發作保留了相互作用性，並且該回歸的結果顯示，與男性相比，女性的精神狀態更差，但僅針對報告該發病的中等發病年齡的患者（20和35年齡之間）。
對於IGD和SA子樣本，性別未包括在模型中，因為這些組中沒有女性。 對於IGD，沒有出現持續時間和起始的統計貢獻來解釋DSM-5標準的數量（表中的Model-6） Table3）3）和全球精神病理學水平（表中的Model-7） Table3）。3）。 對於SA組中的男性，發病年齡較小的患者的累積債務增加（表中的Model-8） Table3）3），持續時間和發作不是心理狀態的貢獻者（表中的Model-9） Table33).
討論和結論
本研究評估了患者性別，發病年齡和行為成癮持續時間與臨床表型（包括疾病的嚴重程度，精神病理狀態和人格特徵）之間的關係。 測試了GD，IGD，CB和SA之間的差異，目的是闡明行為成癮亞型的潛在調節作用。
性別，發病和持續時間與嚴重程度和精神病理狀態的關聯
我們的結果表明，總體上，具體的關係模式取決於行為成癮診斷。 總體而言，我們的工作為行為成癮的多維成分提供了新的經驗證據，根據診斷亞型和患者的不同，行為成癮的發病率，疾病持續時間或人格特質等變量的貢獻起著不同的作用。性別。 先前的研究已經發現有關行為成癮個體差異的相似結果，並指出必須將它們概念化為一組異質的臨床疾病（1, 48).
發病年齡的具體相關因素似乎也取決於診斷亞型和患者的性別。 這種潛在的相互作用在GD和CB中尤為顯著：a）GD中，發病較早與男性的嚴重程度相關，b）CB中，發病較早與女性的成癮性問題的嚴重程度較高相關（女性的成癮率較高）。與男性相比，該診斷亞型與先前報導的聚類研究和潛在特徵分析一致（18, 49).
性別，發病和持續時間與人格維度的關聯
行為成癮與人格成癮的持續時間之間的關係模式也有所不同，具體取決於診斷亞型和參與者的性別。 在GD中，較早的發病年齡與男性較高的新穎性尋求有關，這似乎與男性樣本的病因研究一致，這些男性樣本將發病年齡視為與GD相關的新穎性尋求水平之間的中介機制（例如疾病的嚴重程度和心理病理學） （11).
在CB中，早發與女性自我超越的高回報依賴性和低得分相關，並且在男性中避免傷害和高水平的自我指導和合作得分較低。 這些結果可能表明，遇到這種情況的女性更傾向於尋求更大的認可，並在應對麻煩或壓力情況方面表現出更多的困難，而男性則更注重目標，有效和自信。 此外，對於CB組，較長的病症持續時間與較高的持續性，自我導向性和自我超越性相關，這與先前研究中的觀察結果一致（50, 51）。 鑑於SA組中我們缺乏女性，在這種行為成癮的患者中，不可能將性格維度與性別聯繫起來。 未來的研究包括更多樣化和平衡的樣本將是有益的。 儘管如此，我們確實發現，與GD患者相比，我們的SA樣本支持更高水平的新奇性，而且重要的是，自我導向水平較低。
局限和優勢
儘管具有總體大樣本量（其為大多數分析和比較提供了大的統計功效），但是一些組中的患者數量相對較少。 同樣，由於每種行為成癮與性別之間的密切關係，男女之間的分佈在各組之間非常不平等。 然而，應該爭辯的是，樣本包括所有連續參加參考治療單位並符合納入/排除標準的患者，因此性別分佈與我國出現這些問題的頻率相對應（52），這給我們的結果帶來了很高的外部效度。
另一方面，這項工作旨在了解患者的性別，年齡和病程長短。 特別是 對於在西班牙的一個專業醫療單位登記最高患病率的行為成癮，因此分析了相互排斥的群體。 未來的研究必須旨在分析這些變量對同時出現並發行為成癮的患者的臨床特徵的貢獻。
我們研究的兩個優勢是大樣本量和包含不同BA的診斷標準的不同受試者組。 另一個相關的優勢是包含和分析多種心理測量，包括BA的嚴重程度，整體心理狀態和人格特質。
啟示
這項研究的結果提供了有關行為成癮的多維組成部分的新的經驗證據，對於這些成癮因素，取決於診斷亞型和患者的不同，諸如發病年齡，疾病持續時間或人格特質等變量的貢獻應起不同的作用。性別。 我們的結果對於將來的測試集成模型的研究可能有用，該模型用於描述導致每種行為成癮診斷的發生和發展的潛在機制。 與大多數複雜的，多層面的過程一樣，需要在不同領域進行進一步的研究：病因學研究（例如神經學研究，以識別涉及哪些特定區域，網絡和執行/認知功能），以及臨床研究（以識別完整的每個診斷條件的表型和發育軌跡）。 最終，對行為成癮構造的病因學和病程以及其變異性的根本原因的詳細理解將有助於改善預防和治療工作。 必須特別注意社會人口統計學特徵的貢獻，尤其是性別，根據其他外部變量，性別似乎對患者的臨床狀態具有復雜的貢獻。 精神衛生預防和乾預服務將有益於針對每種診斷亞型進行具有高判別能力的常規篩查和評估工具，並提供有效管理特定表型的有效干預計劃。 這對於某些類型的行為成癮尤其重要，因為對於這些行為成癮的衡量工具很少，標準治療計劃也有限（例如CB或SA）。
作者貢獻
SV-S，RG，FF-A，JM和SJ-M基於先前的結果和NM-B，NA，MG-P，AdP-G，MB和LM的臨床經驗設計了實驗。 SV-S，RG，VM-R，GM-B，TS，FF-A和SJ-M進行了實驗，分析了數據，並撰寫了手稿的初稿。 SJ-M，TS，GM-B，RG和FF-A進一步修改了手稿。
利益衝突聲明
作者聲明，研究是在沒有任何可被解釋為潛在利益衝突的商業或金融關係的情況下進行的。
致謝
通過MinisteriodeEconomíareCompetitividad（授予PSI2011-28349和PSI2015-68701-R）獲得財政支持。 FIS PI14 / 00290，FIS PI17 / 01167和18MSP001-2017I067得到了Ministerio de Sanidad，Servicios Sociales e Igualdad的援助。 CIBERFisiologíaObesidadyNutrición（CIBERobn）和CIBER Salud Mental（CIBERSAM），這兩項都是ISCIII的舉措。 GMB由AGAUR預科資助（2018 FI_B2 00174）資助，由歐洲社會基金（ESF）“ESF”共同資助，為您的未來投資。 在加泰羅尼亞政府商業和知識部大學和研究秘書處的支持下。 我們感謝CERCA計劃和加泰羅尼亞政府的機構支持。 我們還要感謝Fondo Europeo de Desarrollo Regional（FEDER）和他們的節目“Una manera de hacer Europa”（建立歐洲的方式）。
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