在線發布2014 Feb 21。 DOI： 10.1007 / s10508-014 - 0261-Y
抽象
關於性的認知評估可能是維持和治療性慾亢進的一個重要組成部分，但它們目前尚未出現在性慾亢進的概念模型中。 因此，我們驗證了一種關於性的適應不良認知的測量，並檢驗了其預測性慾異常的獨特能力。 對60高度性行為的男同性戀和雙性戀男性的試驗樣本進行定性訪談，並對項目進行專家評審，產生了一系列17項目，涉及對性別的適應不良認知。 單獨的202高性行為男同性戀和雙性戀男性樣本完成了性抑制和激發，衝動，情緒失調，抑鬱和焦慮，性強迫症，性慾障礙篩查清單的措施。 美國精神病學協會 DSM-5 性與性別認同障礙工作組（2010）。 因子分析證實存在三個分量表：感知的性需求，性成本和性控制功效。 結構方程模型結果與性慾亢進的認知模型一致，其中放大性別的必要性和取消性別的益處部分地預測了控制一個人的性行為的自我效能最小化，所有這些都預示著有問題的性慾過度。 在多變量邏輯回歸中，取消性別收益的資格預測了性慾過度中的獨特方差，即使在調整現有的關於性慾亢進的研究的核心構造的作用後，AOR = 1.78，95％CI 1.02，3.10。 結果表明，認知方法可以更好地理解性慾亢進，以及開發治療方法的重要性，這些方法鼓勵對性行為的結果和控制其性行為的能力進行適應性評估。
簡介
有問題的性慾亢進是一種臨床綜合症，其特徵是反復發作，難以控制性幻想，衝動或與重大個人痛苦和不良後果相關的行為（Kafka，2010）。 對理解和治療有問題的性慾亢進的興趣日益增加，需要確定其關鍵預測因子和合適的治療目標。 對有問題的性慾過度的現有概念性理解依賴於強迫性，衝動控制，情緒調節和行為過剩的成癮模型（Kafka，2010; 金士頓和費爾斯通，2008年）。 這一文獻中一個顯著的差距包括對性的適應不良認知，我們指的是那些在整個發展過程中形成的思想，這些思想是個體對性，其意義及其後果的嚴格偏見或非功能性態度，信念和期望的特徵。
儘管適應不良的認知在理解許多精神疾病的病因，維持和治療方面發揮著關鍵作用，包括那些最常與性慾過度共患的精神疾病（Raymond，Coleman和Miner，2003年），這種認知在有問題的性慾亢進中的作用還有待探索。 其他精神疾病的適應不良認知，如重度抑鬱症和心境惡劣（貝克，拉什，肖和埃默里（1987））， 社交焦慮 （克拉克和威爾斯，1995年）， 廣泛性焦慮症 （Wells，1999）， 物質使用 （Witkiewitz和Marlatt，2004年）和衝動控制障礙，包括病理性賭博（Sharpe＆Tarrier，1993年）和kleptomania（Kohn，2006），描述對情境意義的不准確評估，一個人行為的後果，或一個人對生活環境或個人行為施加控制的能力（Beck等人，1987）。 利用這些其他精神疾病的認知模型（例如， Sharpe＆Tarrier，1993年），我們假設對性的適應不良的認知可能包含，例如，關於性別的意義或結果或一個人對其性行為施加控制的能力的不准確估計。
我們回顧了現有的有問題的性慾過度的概念模型，並發現雖然這些模型目前沒有明確地提及適應不良的認知，但它們仍然可以在認知中理解高性慾的病因，維持和治療方面發揮重要作用。 例如，性慾亢進的強迫症模型（科爾曼，1987, 1990強調使用性來最小化或避免威脅情緒狀態，如焦慮。 該模型中的相關認知過程可能包括有偏見的威脅評估和感知到的性別必要性的放大（例如，解決負面情緒）。 此外，從病態賭博到物質使用的問題行為的衝動控制模型識別出對獎勵大小，獎勵意外事件和獎勵延遲的偏見感知作為驅動衝動行為（Sharpe＆Tarrier，1993年; Witkiewitz和Marlatt，2004年）。 有問題的性慾過度的衝動控制模型（例如， Raymond等人，2003因此，也可能從考慮自我控制和個人風險的偏見看法所起的作用中受益（Logue，1988; 米歇爾和貝克，1975年）。 性慾亢進的情緒調節模型（班克羅夫特＆烏卡迪諾維奇，2004; 金士頓和費爾斯通，2008年）允許適應不良的認知，例如對情緒引發事件的偏見意義評估（例如， Joormann＆Siemer，2011年）。 最後，成癮的成癮模型（Carnes，1983; 古德曼，1997），其中有問題的性慾異常表示越來越多地濫用性行為來調節消極情緒，可能會產生關於性行為的正面或負面後果的認知偏見，關於性服務自我調節功能的不准確信念，或對一個人的誤解控制自己性行為的能力。
雖然目前有問題的性慾過度的治療方法主要集中在修改的12步驟（例如， Carnes，1983; Pincu，1989），藥物（例如， 卡夫卡和普倫特基，1992年）和行為方法（例如， 戈德與赫夫納，1998年），一些其他方法確實表明了在減少性慾過度行為的過程中針對適應不良認知的重要性。 雖然以認知為重點的治療建議源於案例研究和臨床指導，而非隨機對照試驗，但它們與上述概念模型中適應不良認知的潛在作用相一致。 例如，治療性慾亢進的案例研究和臨床指導討論治療性地高估了性行為的必要性，低估了一個人控制一個人的性行為的能力，同時增強了個人應對和情緒調節技能（例如， 牧羊人，2010; Weiss，2004）。 這種關注減少這些與性別相關的特定偏見的評估也與除了性慾異常之外的有問題的性行為的既定治療方法一致（例如，表現主義，拜物教）（墨菲與佩奇，2008年; Wincze，2000).
隨著對有問題的性慾亢進的性質和評估的研究積累（Kafka，2010），從而鼓勵這種綜合徵的治療方法的擴散，有必要確定其維持和治療中的所有可能因素，包括適應不良認知的潛在作用。 重要的是要注意，通過對性的適應不良認知，我們指的是那些在整個發展過程中形成的嚴重偏見或適應不良的思想，它們描述了個體目前對性，態度，意義和後果的態度，信念和期望。 通過這種方式，我們的構造與不適應性認知在其他心理健康問題中的定義和作用相一致，例如物質使用，病理性賭博和重度抑鬱（例如， Beck等人，1987）。 這種適應不良認知的定義不包括性幻想，圖像或思想入侵。 現有的性慾過度概念模型將這些事件概念化為先行刺激，而不是維持性慾過度的認知過程，這些過程適合於基於標準認知的治療方法。
考慮到在這一群體中引發這一問題的獨特心理社會因素，包括跨越發展的少數壓力因素，有問題的性慾異常是同性戀，雙性戀和其他男男性接觸者特別關注的問題（Parsons，Grov和Golub，2012年; Parsons等，2008）以及有問題的性慾過度與艾滋病風險之間的關係（道奇等人，2008; 格羅夫，帕森斯和賓比，2010年）。 與異性戀男性相比，除了遇到與性慾異常相關的不成比例問題（鮑姆與菲什曼，1994年; 密西爾丁，費爾德斯坦，彭贊蘭和帕森斯，2005年），同性戀和雙性戀男子與其他因素的比率升高相關，這些因素表明與性慾亢進和適應不良的認知過程有關，包括童年性虐待（Purcell等，2007）和社會偏見和恥辱相關的壓力源（Muench＆Parsons，2004年; Pincu，1989）。 這些壓力因素與心理健康問題相結合，例如有問題的性慾亢進，形成一系列風險或同步性的協同作用，同時威脅到這一群體的健康（Parsons等，2012; Stall等人，2003）。 因此，鑑定任何一種這些健康風險的可治療成分有可能破壞該人群所面臨的相互關聯的健康消耗級聯風險。
目前的研究
基於對性別的適應不良認知在維持有問題的性慾過度中起主要作用的假設，我們試圖創建一種有效的方法來捕捉這種結構，並測試其在調整關鍵詞後預測之前未探索的，獨特的性慾變異的能力。到目前為止研究中發現的性慾過度的相關性。 這項關於性別適應不良認知在預測有問題的性慾亢進中的作用的第一次調查代表了一個高度優先的研究目標，因為這種情況的一些現有治療方法可能無法解決認知對性的潛在重要作用或無意中鼓勵維持認知性慾亢進（例如，相信一個人無法控制他的性行為）。 通過創建關於性的適應不良認知的心理測量學測量方法，並檢查其預測有問題的性慾中的獨特和以前無法解釋的方差的能力，我們希望提出一個更完整的問題，並提供一個新的治療目標，顯示對許多心理有效健康問題。
本研究的目的和假設包括以下內容：
瞄準1。 生成項目以包含在男同性戀和雙性戀男性中關於性的適應不良認知的度量。
瞄準2。 建立項目的因子結構，識別離散的分量表，並確定分量表之間的結構關係。
瞄準3。 建立對性別的適應不良認知的能力，以預測在先前研究中已建立的關鍵預測因子的有問題的性慾過度調整中的獨特方差。 我們假設對性的適應不良認知會顯著預測有問題的性慾過度，正如操作上所定義的那樣。 精神疾病診斷與統計手冊 (DSM-5）性與性別認同障礙工作組（美國精神病學協會，2010），調整（1）抑鬱和焦慮症狀，（2）衝動（Schwartz和Abramowitz，2003年），（3）情緒失調，（4）性抑制和興奮的問題（班克羅夫特＆烏卡迪諾維奇，2004）和（5）性強迫症（Kalichman＆Rompa，1995年, 2001).
方法
本文的分析是根據正在進行的一項針對紐約市高度性行為的同性戀和雙性戀身份識別男性的研究數據進行的，主要針對性慾亢進的問題。 該研究的主要目標是招募在性行為方面相似的同性戀和雙性戀男性，但他們的性思想和行為在他們的生活中造成問題的程度不同 - 這是性慾亢進的定義特徵。 本文的分析側重於參加該項目的202男性的初始隊列。
參與者和程序
從2月2011開始，我們開始使用招聘策略的組合招募參與者：（1）受訪者驅動的抽樣; （2）社交和性網絡網站上基於互聯網的廣告; （3）電子郵件通過紐約市同性戀聚會列表服務器爆炸; 和（4），在紐約市場地積極招募，如同性戀酒吧/俱樂部和性愛派對。 通過在線調查網站Qualtrics，通過簡短的調查對從互聯網或現場招聘班次中招募的參與者進行了預篩選（www.qualtrics.com）或分別通過iPod Touch進行移動調查。 除了與我們篩查的其他研究相關的變量之外，這個預篩選評估的性伴侶數量。 所有參與者都完成了一個簡短的，基於電話的篩選面試，以確認資格，其定義為：（1）至少18歲; （2）生物學上男性，自我認定為男性; （3）在之前的90天內至少有九個不同的男性性伴侶，在之前的30天中至少有兩個; （4）自我認同為同性戀，雙性戀或其他非異性戀身份（例如，同性戀）; 和（5）每日訪問互聯網，以完成基於互聯網的評估（即在家調查，每日日記）。
參與者被排除在項目之外，如果他們證明嚴重的認知或精神疾病損害會干擾他們的參與或限制他們提供知情同意的能力，如小型精神狀態檢查（MMSE）的23或更低分數所示（佛斯坦，佛斯坦和麥克休，1975年）或DSM-IV-IR（SCID）結構化臨床訪談的精神病症狀或自殺部分的活動和非管理症狀的證據（首先是Spitzer，Gibbon和Williams，2002年).
我們在登記前的90天內至少有9名性伴侶實施了高度性行為活動，其中至少有兩名合作夥伴在之前的30天內。 這些截止點是基於先前的研究（Grov等人，2010; Parsons，Bimbi和Halkitis，2001年; Parsons等，2008），包括基於概率的城市MSM樣本（Stall等人，2002, 2003）發現9合作夥伴比性行為的男同性戀和雙性戀男性的平均性伴侶數量多2-3倍。 為了本研究的目的，性伴侶被定義為與參與者從事性活動的任何男性伴侶接觸，該伴侶可能導致性高潮，包括但不限於接受/插入性肛交，接受性/插入口交，手動或口服接受或進行肛門刺激，以及相互手淫。 所有資格標準均在基線預約時確認，性別標準使用時間表後續訪談確認，其中日曆用於回憶一個人的每日性行為（索貝爾與索貝爾，1992年).
參與該研究涉及家庭（基於互聯網）和辦公室評估。 在一名研究人員通過電話確認參與者的資格後，參與者被發送鏈接，在他們第一次在辦公室預約之前在家完成基於互聯網的調查，大約需要一個小時才能完成。 作為在線調查的一部分，獲得了完成家庭調查的初步知情同意書。 參與者隨後在研究現場完成了一系列兩個基線預約，並在他們第一次面對面預約開始時提供了知情同意，以便他們全面參與為期一年的項目。 所有程序均由紐約城市大學的機構審查委員會審查和批准。 本文專門關注基線家庭調查數據，以檢查新創建的儀器的心理測量屬性，旨在衡量對性的適應不良認知。
措施
關於性別量表的適應不良認知
在開展關於性別量表的適應不良認知（MCAS）以用於本研究之前，進行了一項試驗性研究，其中包含對60男性的定性訪談。 定性訪談隨後逐字轉錄。 除了評估參與者的性行為，性行為以及一個人的性行為背景的一般方面外，訪談還包含有關參與者在性行為之前和之後的典型思想內容的具體問題。 第一作者閱讀每個成績單，以便對參與者經歷過性慾亢進的認知和行為因素進行評估。 作為這一過程的結果，第一作者開發了一個似乎與性慾亢進有關的適應不良認知的初步清單。
我們隨後利用這些適應不良的認知和迭代的自由列表方法來生成尺度項目，旨在檢查人們經歷各種適應不良認知的程度。 我們諮詢了臨床和社會心理學家，他們是男同性戀和雙性戀男性中性行為和性風險領域的專家，他們提供了有關項目內容和建議修訂的反饋。
作為這個迭代過程的結果，我們開發了三個我們希望捕獲的適應不良認知的一般領域:( 1）放大性別的必要性（即放大的必要性子量表），（2）取消性別的好處（即，取消資格）益處子量表）和（3）最小化一個人控制性思想和行為的自我效能（即，最小化自我效能量表）。 我們共開發了17項目：七項與擴大性行為必要性相關的項目（例如，“我需要性別以使我看起來感覺良好”），七項與取消性別利益相關的項目（例如，“性別導致” “弊大於利”，以及與性自我效能最小化有關的三個項目（例如，“只是考慮性行為通常會讓我找到它”）。 在量表中捕獲的認知很可能只是在他們是性別思維的主導模式的程度上是適應不良的。 因此，我們利用了來自1的強度增加的響應選項（決不）到5（一直以來）以一種典型的適應不良思想的全有或全無的方式捕捉思想變得越來越兩極化的程度。
用於這些分析的所有定量測量均作為家庭調查的一部分完成。 在同意繼續進行調查後，參與者完成了性強迫症和性慾亢進措施以及人口統計調查問卷，隨後是每項額外措施。 所有測量都被分為主題塊（例如，恥辱，性行為，心理健康）和調查中的塊的順序，並且塊內的測量都是隨機的，以便均勻地分佈可能由連續定位和啟動產生的順序效應。
人口統計
要求參與者報告幾個人口統計特徵，包括年齡，種族/民族，性取向，教育背景，關係狀況和艾滋病毒狀況。 除了使用自由回應格式評估的年齡外，使用標準的預定義響應選項評估人口統計特徵，並在必要時將其濃縮為有意義的類別（表1).
表1
樣本的人口學特徵
| 變量 | n | % |
|---|---|---|
| 種族/民族 | ||
| 黑色 | 33 | 16.3 |
| 拉丁美洲人 | 30 | 14.9 |
| 白色 | 114 | 56.4 |
| 亞洲/本地虎/太平洋島民 | 4 | 2.0 |
| 多種族/其他 | 16 | 7.9 |
| 其他/未知 | 5 | 2.5 |
| HIV狀況 | ||
| 負 | 121 | 59.9 |
| 積極 | 81 | 40.1 |
| 性取向 | ||
| 同性戀，同性戀或同性戀 | 172 | 85.6 |
| 雙性戀 | 24 | 11.9 |
| 其他非異性戀身份 | 6 | 2.5 |
| 就業狀況 | ||
| 全職 | 70 | 34.7 |
| Part-time | 50 | 24.8 |
| 關於殘疾 | 23 | 11.4 |
| 學生（待業） | 18 | 8.9 |
| 失業的 | 41 | 20.3 |
| 最高學歷 | ||
| 高中文憑/ GED以下 | 23 | 11.4 |
| 一些大學或副學士學位 | 61 | 30.2 |
| 學士或其他四年制學位 | 66 | 32.7 |
| 研究生學位 | 52 | 25.7 |
| 關係狀態 | ||
| Single | 159 | 78.7 |
| 合作 | 43 | 21.3 |
| M | SD | |
| 年齡（以年為單位） | 37.03 | 11.35 |
有問題的性慾亢進
參與者完成了性感紊亂篩查清單（HDSI），這是一種由人工智能提出的儀器 美國精神病學協會 DSM-5 性與性別認同障礙工作組（2010）。 該量表包括總共七個項目，分為兩個部分（A和B部分），衡量在前六個月內達到的標準。 A部分由五個項目組成，用於衡量經常性和強烈的性幻想，衝動和行為（例如，“在過去的6月份，我使用性幻想和性行為來應對困難的情緒，例如，憂慮，悲傷，無聊，沮喪，內疚或羞恥“）和B部分由兩個項目組成，這些項目通過這些幻想，衝動和行為來衡量痛苦和損傷（例如，”在過去的6月份，頻繁和激烈的性幻想，衝動和行為都有在個人，社會，工作或我生活中的其他重要領域給我帶來了重大問題“）。 回答來自0（從來沒有）到4（幾乎總是如此），總計提供從0到28的總嚴重性分數。 項目證明了該樣本中內部一致性很強的證據（α= 0.90）。 已經提出了需要將響應重新編碼為二分法的多項診斷標準，其中3或4的值被編碼為1而所有其他值被編碼為0。 在重新編碼之後，對於性慾亢進的正面篩選被操作，因為在A部分中存在至少4的5陽性關鍵變量，在B部分存在1的至少2。之前的研究發現，規模及其截止具有很強的可靠性（Parsons等，2013).
性抑制和興奮
參與者完成了性抑制和性激勵量表的簡短14項目版本（Bancroft，Graham，Janssen和Sanders，2009年; 班克羅夫特＆詹森（2000）），它測量理論上構成性反應基礎的兩個過程（即激發和抑制）。 該措施包括評估由社交情況引起的喚醒的六個項目（例如，“當一個有性吸引力的陌生人偶然觸摸我時，我很容易被喚醒”），四個項目評估由於擔心無法進行性行為導致的抑制（例如， “當我有一個分散注意力的想法，我很容易失去勃起”），並評估四個項目，評估性行為的潛在負面後果導致的抑制（例如，“如果我自己自慰，我意識到有人可能會來任何時候進入房間，我都會失去勃起“）。 響應選項範圍從1（強烈反對）到4（非常同意）。 出於我們分析的目的，對來自每個子量表的項目的響應進行平均以形成一個激勵指數和兩個抑制指數（即，“性抑制I”對應於對無法進行性行為和“性抑制II”的擔憂）對應於潛在負面經歷引起的抑制）。 這三個分量表的內部一致性範圍從0.70到0.81。
衝動
參與者完成了30項目Barratt Impulsiveness Scale版本11（BIS-11）（Patton，Stanford和Barratt，1995年）。 該量表包含測量六種特定類型的衝動的項目，這些衝動加載到三個一般領域：注意衝動（例如，“我有賽車思考”），運動衝動（例如，“我花費或收取超過我的收入”），以及非 - 計劃衝動（例如，“我對現在比對未來更感興趣”）。 響應選項範圍從1（很少/從來沒有）到4（幾乎總是/永遠）對各項進行求和，得出衝動總分，範圍從30到120。 該量表的內部一致性良好（α= 0.84）。
情緒調節的困難
參與者通過情緒調節量表（DERS）完成了36項目困難（格拉茨和羅默，2004年）衡量調節情緒的一般問題以及情緒調節的六個特定困難領域。 與會者對1進行了大規模的回應（幾乎從不[0-10％]）到5（差不多總是[91-100％]）對於每個項目，為了本文的目的，我們使用了滿量程分數，計算為36項目的平均響應。 該指標的內部一致性很強（α= 0.94）
焦慮和抑鬱
參與者完成了簡明症狀量表（BSI）的12項目焦慮和抑鬱分量表（Derogatis，1975），其中包含總共53項和九個症狀維度。 兩個分量表中的每一個都包含六個項目，用於衡量抑鬱症的症狀（例如，“對未來感到無望”）或焦慮（例如，“感覺如此不安，你不能坐好”）。 回應選項範圍從0（一點也不）到4（非常）。 通過對六個項目進行求和來計算每個子量表分數，並且將兩個分量表的總和組合以形成更一般的情緒相關和焦慮症狀學的分數。 將兩個分量表組合成具有強內部一致性的單個指數（α= 0.93）。
性強迫症
參與者完成了性強迫症量表（SCS）（Kalichman等，1994; Kalichman＆Rompa，2001年）。 SCS是對男同性戀和雙性戀男性使用最廣泛的性強迫行為，性關注和性侵擾性思維的衡量標準（胡克，胡克，戴維斯，沃辛頓和彭伯西，2010年）。 它由10項目組成（例如，“我希望發生性行為擾亂了我的日常生活”），這些項目均來自1的Likert類型評分（一點也不喜歡我）到4（非常喜歡我）。 將對每個項目的響應相加以得出總分（範圍10-40）。 SCS已被證明在多項研究中具有高可靠性和有效性。 該量表具有很強的內部一致性（α= 0.89）。
分析計劃
我們首先檢查了我們從筆錄閱讀和專家反饋中得出的三個子量表（放大的必要性，不合格的福利和最小的自我效能）是否正確地代表了MCAS量表的結構。 我們進一步尋求檢驗“擴大的必要性”和“喪失資格的利益”量表是否相互正交。 使用Mplus版本6.12，我們對數據進行了驗證性因子分析（CFA）模型，其中將第1–7項加載到了放大的必要性子量表上，將第8–14項加載到了不合格福利子量表上，而將第15–17項加載到了最小化自功效量表。 在CFA中，我們檢查了模型擬合的標準指標（Amtmann等，2010, 2012; Bentler，1990; 胡和本特勒，1999年; 克萊恩，2010; Reise＆Haviland，2005年; West，Finch和Curran，1995年），其中包括大於0.95的比較擬合指數（CFI），小於0.06的近似均方根誤差（RMSEA），大於0.95的Tucker Lewis指數（TLI），以及小於0.08的標準化均方根殘差（SRMR）。 我們還檢查了修改指數，以檢測具有潛在殘差相關性的項目和模型錯配的其他元素。
利用CFA的結果因子，我們接下來進行了結構方程模型（SEM），這使我們能夠檢查三個分量表之間的結構關係，以及它們與對性慾過度的篩選陽性的關係。 我們測試了一個模型，其中放大的必要性和不合格的利益分量表是不相關的。 我們將潛在的最小化自我效能因子歸結為潛在的放大必要性和不合格利益因子（即，我們檢查了這兩個分量表是否預測了最小化自我效能子量表）。 我們將過度性行為篩查結果的明顯（即觀察到的）變量回歸到MCAS的所有三個潛在分量表上（即，我們檢查了三個分量表是否預測了對性慾過度的篩查陽性），並且我們測試了它的直接和間接影響。放大的必要性和不合格的福利分量表用於性慾亢進篩查（即，我們檢查了這兩個分量表對性慾亢進篩查的影響是否部分通過它們與最小化自我效能的關係來調節）。
接下來，我們使用SPSS版本20在潛在建模框架之外進行了一系列探索性分析。 根據CFA的結果，我們將子量表分數計算為子量表中所有項目的平均響應。 我們利用Pearson的相關係數和方差分析（ANOVA）來檢驗MCAS子量表得分與人口統計學特徵之間的關聯。 接下來，我們使用Pearson相關係數檢驗了三個分量表的二元關聯與其他理論或經驗證明的性慾過度的心理社會預測因素（即性興奮，性抑制，衝動，情緒失調，抑鬱/焦慮和性強迫性）。 最後，我們利用邏輯回歸來檢驗MCAS子量表評分對性慾過度篩查結果的預測效用，調整其他前面提到的心理社會預測因子的影響以及HIV狀態，這是一種在測量與性慾相關的結構中的混雜變量（例如， Grov等人，2010; Parsons等，2012, 2013).
結果
從中可以看出 表1，該樣本在年齡，種族/民族，艾滋病毒狀況和就業方面具有高度多樣性。 大多數樣本至少有一些大學或大專教育，大多數男性在初次預約時都是單身。 儘管我們並未嘗試對任何特定的人口統計特徵進行過度抽樣，但我們的樣本在多種因素（尤其是艾滋病病毒感染狀況）方面比MSM的一般人群更加多樣化（Smith等人，2010).
性別量表適應不良認知的因素分析
CFA的結果顯示在 表2。 我們對所有項目進行了初步分析，然後基於模型參數和修改指數對比例進行了迭代修改，以消除心理測量並發症，例如局部依賴性（即項目之間的殘差相關性）和交叉加載到多個因素上。 儘管使用潛在變量可以很容易地統計地處理這些問題，但是當嘗試使用非潛在建模（例如基於平均項目響應而非因子分析結果的計算的子量表得分的簡單線性回歸）時，它們存在困難。 因此，做出這些決定是為了開發可以在潛在建模框架內外成功利用的規模。
表2
三個MCAS分量表的初始和最終驗證因子模型
| 項目 | 初始因子負荷 | 最終因素負荷 | ||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| Unstd。 | SE | H. | SE | Unstd。 | SE | H. | SE | |
| 放大的必要性 | ||||||||
| 1。 我需要性生活才能睡得更好 | 1.00 | a | 0.76 | 0.04 | c | c | c | c |
| 2。 當我感到壓力時，我需要做愛讓我冷靜下來 | 1.01 | 0.09 | 0.80 | 0.03 | 1.00 | a | 0.75 | 0.04 |
| 3。 我需要做愛以幫助應對無聊 | 0.87 | 0.09 | 0.71 | 0.04 | 0.92 | 0.10 | 0.70 | 0.04 |
| 4。 我需要做愛讓自己感覺良好 | 0.82 | 0.10 | 0.61 | 0.05 | c | c | c | c |
| 5。 我需要性生活來幫助我集中註意力 | 0.90 | 0.09 | 0.72 | 0.04 | 0.95 | 0.10 | 0.71 | 0.04 |
| 6。 我需要性別來加深與他人的聯繫 | 0.84 | 0.11 | 0.59 | 0.05 | 0.90 | 0.11 | 0.60 | 0.05 |
| 7。 我需要做愛放鬆一下 | 0.86 | 0.09 | 0.72 | 0.04 | 0.96 | 0.10 | 0.76 | 0.04 |
| 估計因子方差 | 0.84 | 0.14 | b | b | 0.75 | 0.13 | b | b |
| 不合格的福利 | ||||||||
| 8。 我不應該手淫 | 1.00 | a | 0.44 | 0.06 | c | c | c | c |
| 9。 性是浪費時間 | 1.27 | 0.22 | 0.72 | 0.04 | 1.00 | a | 0.78 | 0.04 |
| 10。 性弊大於利 | 1.56 | 0.25 | 0.86 | 0.03 | 1.07 | 0.11 | 0.82 | 0.04 |
| 11。 性是不值得的 | 1.34 | 0.23 | 0.73 | 0.04 | 0.99 | 0.10 | 0.75 | 0.04 |
| 12。 性導致麻煩 | 1.23 | 0.21 | 0.72 | 0.04 | c | c | c | c |
| 13。 如果我可以吃藥來減少我的性慾，我會的 | 1.02 | 0.21 | 0.48 | 0.06 | c | c | c | c |
| 14。 性別只不過是兩個人互相使用以滿足他們的需求 | 0.84 | 0.19 | 0.41 | 0.06 | c | c | c | c |
| 估計因子方差 | 0.30 | 0.10 | b | b | 0.57 | 0.10 | b | b |
| 最大限度地降低自我效能 | ||||||||
| 15。 當一個性的形像或幻想進入我的腦海時，我很難放手 | 1.00 | a | 0.87 | 0.02 | 1.00 | a | 0.87 | 0.02 |
| 16。 一旦我開始考慮性，我就很難停下來 | 1.10 | 0.06 | 0.93 | 0.02 | 1.10 | 0.06 | 0.94 | 0.02 |
| 17。 只是想著性，通常會讓我去尋找它 | 0.89 | 0.06 | 0.79 | 0.03 | 0.89 | 0.06 | 0.79 | 0.03 |
| 估計因子方差 | 0.83 | 0.11 | b | b | 0.84 | 0.11 | b | b |
| 估計協方差 | 估計協方差 | |||||||
| 最小化自我效能的放大必要性 | 0.44 | 0.08 | 0.52 | 0.06 | 0.45 | 0.08 | 0.57 | 0.06 |
| 自我效能最低的不合格福利 | 0.13 | 0.04 | 0.26 | 0.07 | 0.12 | 0.05 | 0.17 | 0.07 |
| 模特適合 | 模特適合 | |||||||
| CFI / TLI | 0.90/0.88 | 0.98/0.97 | ||||||
| AIC /調整工商銀行 | 9067.68/9075.10 | 5714.57/5719.47 | ||||||
| 型號χ2（df) | 278.49（117）， p <.001 | 66.48（42）， p <.01 | ||||||
| RMSEA，95％CI | 0.08 [0.07，0.10] | 0.05 [0.03，0.08] | ||||||
| 短信服務 | 0.10 | 0.05 | ||||||
注意事項。 Unstd。 =不標準化。 SE =標準誤差。 標準。 =標準化。
初始因子加載列 表2 顯示CFA的非標準化和標準化結果，並將所有17項目輸入各自的因子。 從中可以看出 表2，初始模型不能很好地擬合數據 - CFI和TLI均小於0.95且RMSEA高於0.06。 原始模型有幾種錯配的來源。 項目8，13和14相對於其他項目加載到Disqualified Benefits子量表上，因此從將來的迭代中刪除。 項目1由於與項目2的高殘差相關性而被移除，並且項目4由於與放大的必要性子量表上的若干其他項目的殘餘相關而被移除。 剩餘相關性的存在表明，除了感興趣的因素之外，這些項目共享另一個未測量的共同構造，這導致了模型無法解釋的剩餘協變，這可能會影響不使用它們的規模的非潛在用途。協變考慮在內。 由於交叉加載到最小化自我效能子量表上以及與該子量表上的若干項目的潛在殘餘相關性，項目12被移除。
最終的CFA模型具有顯著改善的擬合，除了卡方檢驗統計量之外的所有指數表明基於確定的閾值強烈適合數據。 放大的必要性子量表包含項目2，3，5，6和7; 不合格福利子量表包含項目9-11; 最小化自我效能子量表包含項目15-17。 通過刪除項目也可以改善由此產生的因素 - 例如，不合格利益因素的差異增加了一倍多。 有趣的是，放大的必要性和不合格的利益子量表與最小化的自我效能子量表之間的相關性在原始模型和最終模型之間沒有明顯變化。 模型支持假設必要性和福利分量表之間缺乏相關性。 當允許自由變化並由模型估計時，相關性估計為0.07，不顯著，並且整體模型的擬合度變差。
建模MCAS分量表和超性行為之間的關聯
在確認了三個MCAS分量表的最佳擬合結構之後，我們接下來試圖測試它們之間的結構關係和超性行為篩選結果。 SEM分析的結果顯示在 圖。 1。 SEM分析證實了性行為的認知模型與行為的自我調節功效模型一致，如討論中所述。 模型擬合非常好，所有指標都超過了良好擬合的最低標準。 放大的必要性和不合格的福利分量表對最小化自我效能量表進行了顯著的直接影響，表明這兩個因素的較高水平與更多地降低一個人的性自我效能感相關; 與放棄福利分量表相比，放大的必要性子量表是最小化自我效能的相當強的預測因子。 所有三個分量表都顯著預測了性功能亢進的篩查陽性，並解釋了篩查結果變異的45％。 放大的必要性和不合格的益處對篩選陽性的性慾過度的影響部分地通過最小化的自我效能來介導 - 兩者都通過最小化的自我效能具有顯著的直接效應。 總之，Magnified Necessity是篩查陽性的性慾過度的最強預測因子，與0.55相比，0.32與不合格福利的0.26和最小化自我效能的XNUMX相比。
關於性愛適應性認知與有問題的性慾異常之間關聯的結構模型。
係數以標準格式報告。 使用加權最小二乘估計進行超性行為二分法，顯性變量和Probit回歸。 放大的必要性和不合格的收益之間的協方差設置為0，並且每個的方差在所呈現的標準化結果內按比例縮放到1。 *p ≤.05; **p ≤.01; ***p ≤.001。 模型擬合：模型χ2（df）= 51.60（50）， p = .41; CFI = 1.00; RMSEA = 0.01; 概率RMSEA≤.05= 0.97; WRMR = 0.53。
MCAS分量表中的人口差異
使用具有Fisher最不顯著差異（即LSD）事後檢驗的單因素方差分析，我們發現種族/種族背景下的不合格福利分量表的分數存在顯著差異。 黑人男子在取消資格福利分量表上的得分高於拉丁裔（p = .004），白色（p = .02）和未知背景的人（p = .01）; 拉丁裔男性得分低於多種族男性（p = .04）除黑人外; 多種族的男性得分高於背景不明的男性（p = .03）除拉丁裔男子外。 在放大的必要性或最小化的自我效能分量表方面沒有發現顯著的種族/民族差異，我們沒有發現艾滋病病毒感染狀況，就業，教育程度或關係狀況在三個MCAS分量表中存在任何差異。
MCAS子協會的雙變量協會與相關的心理社會變量
我們接下來探討了三個MCAS分量表和其他心理社會變量之間的二元相關性，這些變量在理論上或經驗上被提出來影響性慾亢進。 從中可以看出 表3我們在三個分量表中發現了類似的關聯模式，每個分量表與衝動性，情緒失調，抑鬱/焦慮和性強迫性都有顯著的正相關關係。 放大的必要性和最小化的自我效能量表與性激發顯著正相關，而不合格福利子量表的係數幾乎為零。 所有三個MCAS分量表與性抑制分量表顯著正相關，對應於由於性能衰竭威脅引起的抑制（即性抑制I），而只有不合格福利分量表與性抑制分量表相關聯與抑制因素有關。績效後果的威脅（即性抑制II）。 許多社會心理變量也有很強的聯繫。
表3
關於性功能紊亂和相關心理社會因素的雙變量相關和描述性統計
| 變量 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | 11 |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1。 性功能紊亂篩查 | - | ||||||||||
| 2。 性興奮 | 0.20** | - | |||||||||
| 3。 性抑制我 | 0.19** | 0.12 | - | ||||||||
| 4。 性抑制II | 0.08 | 0.12 | 0.39*** | - | |||||||
| 5。 衝動 | 0.30*** | 0.10 | 0.18* | 0.08 | - | ||||||
| 6。 情緒失調 | 0.40*** | 0.14* | 0.26*** | 0.11 | 0.58*** | - | |||||
| 7。 抑鬱和焦慮 | 0.43*** | 0.17* | 0.27*** | 0.13 | 0.43*** | 0.60*** | - | ||||
| 8。 性強迫症 | 0.50*** | 0.22*** | 0.11 | 0.03 | 0.42*** | 0.41*** | 0.34*** | - | |||
| 9. MCAS –放大的必要性 | 0.36*** | 0.36*** | 0.15* | 0.03 | 0.31*** | 0.42*** | 0.43*** | 0.45*** | - | ||
| 10. MCAS –不合格的福利 | 0.22** | - 0.02 | 0.14* | 0.18* | 0.23*** | 0.18** | 0.21** | 0.16* | 0.06 | - | |
| 11. MCAS –最低自我效能 | 0.39*** | 0.51*** | 0.19** | 0.13 | 0.34*** | 0.43*** | 0.42*** | 0.56*** | 0.51*** | 0.16* | - |
| ％ 要么 Ma | 20.3% | 3.12 | 2.25 | 2.32 | 65.37 | 80.85 | 0.98 | 24.28 | 2.77 | 1.92 | 2.98 |
| n or SD a | 41 | 0.54 | 0.60 | 0.63 | 10.99 | 23.09 | 0.84 | 7.09 | 0.90 | 0.85 | 0.97 |
| 克龍巴赫 α | b | 0.81 | 0.74 | 0.70 | 0.84 | 0.94 | 0.93 | 0.89 | 0.83 | 0.83 | 0.90 |
注意事項。
Logistic回歸預測性功能障礙篩查清單結果
在我們的最終分析中，我們試圖研究新開發的MCAS結構如何與其他基於理論和經驗的過度性行為組成的模型同時進入模型。 該模型針對艾滋病病毒感染狀況進行了調整，因為艾滋病病毒感染狀況已被證明與性慾過度相關的性行為（如性強迫症）密切相關（例如， Grov等人，2010; Parsons等，2012, 2013).
邏輯回歸的結果顯示在 表4。 我們發現，使用這些變量組合作為預測因子，幾乎87％的參與者被模型正確地分類為性慾異常。 雖然除了一個變量之外的每個變量（即性抑制II）與雙變量分析中的性慾分類相關，但在多變量模型的背景下，只有四個變量具有獨立顯著性：艾滋病病毒陽性與近乎異常分類的可能性幾乎相關三倍抑鬱和焦慮的單位增加與性功能分類的機率增加2.3倍相關，性強迫症的單位增加與性功能分類的機率增加1.2相關。 在對模型中所有其他社會心理預測因素進行調整後，新開發的MCAS取消資格福利子量表得分的單位增加與1.8次數增加的性功能分類相關聯，證明其獨特的作用以前曾因此而無法解釋關於性慾亢進的研究。
表4
Logistic回歸預測性功能障礙篩查清單（HDSI）篩查結果與相關的心理社會指標
| 變量 | B | AOR | 95％CI |
|---|---|---|---|
| 艾滋病毒陽性狀況 a | 1.05 | 2.86* | [1.03，7.97] |
| 性興奮 | 0.31 | 1.36 | [0.50，3.71] |
| 性抑制我 | - 0.09 | 0.92 | [0.38，2.19] |
| 性抑制II | 0.06 | 1.07 | [0.48，2.34] |
| 衝動 | - 0.04 | 0.96 | [0.91，1.02] |
| 情緒失調 | 0.02 | 1.02 | [0.99。 1.05] |
| 抑鬱和焦慮 | 0.83 | 2.30* | [1.16，4.57] |
| 性強迫症 | 0.21 | 1.23*** | [1.12，1.35] |
| MCAS：放大的必要性 | 0.20 | 1.23 | [0.64，2.34] |
| MCAS：不合格的福利 | 0.57 | 1.77* | [1.01，3.10] |
| MCAS：最大限度地降低自我效能 | 0.08 | 1.08 | [0.53，2.18] |
| 模特適合 | |||
| 型號 χ2(df) | 87.84*** (11) | ||
| 納格爾克 R2 | 0.56 | ||
| -2對數似然 | 115.97 | ||
| ％在HDSI上正確分類 | 86.1% | ||
備註。 CI =置信區間; AOR =調整後的比值比。
討論
我們試圖建立第一個能夠捕捉高度性行為的男同性戀和雙性戀男性的性傾向認知的量表。 我們深入定性訪談的結果提出了三個獨立的分量表，由驗證性因素分析支持，包括放大性別的必要性，取消性別的好處，以及最小化一個人的自我效能來控制性思想和行為。 這些分量表的結構關係表明，性行為的認知模型與行為的自我調節功效模型（Bandura，1982，1997）一致，如下所述。 此外，在調整所有現有的性慾過度概念模型（即性激發和抑制，衝動，情緒失調，抑鬱和焦慮以及性強迫性）的關鍵變量之後，性別分量表的不合格利益顯著預測了提出的性慾過度標準。 ）表明繼續研究和臨床關注對性慾亢進的認知預測因子的重要性。
當一個人認為性行為與少數福利和傷害相關，但仍然像我們樣本中的男性那樣經常追求性行為時，他可能會發展出控制其性行為的個人效率低下的信念。 通過這種方式，他開始認為他的行為不是由他自己的意志驅動的，而是由他無法控制的外部環境驅動的。 此外，當一個人認為性行為是日常運作所必需的 - 無論是睡覺，放鬆，應對，聯繫還是集中 - 他都會因此相信這些外在需求，而不是他個人調節性行為的功效，導致他經常尋求性出路。 通過這種方式，適應不良的結果預期（即，不合格的福利，放大的必需品）會導致對一個人的性自我調節功效的不適應感（即，一個人無法控制自己的性行為），這反過來又部分地驅使性慾過度。在這項研究中顯示。 最近的重新制定 班杜拉（1977） 行為自我效能的原始模型（威廉姆斯，2010）為這種結構框架提供強有力的支持（結果預期→自我效能信念→行為）。
在性行為活躍的男同性戀和雙性戀男性中，認為性是浪費時間，弊大於利，而不值得努力與調整所有現有的性慾亢進模型的主要組成部分的模型中的性慾異常相關。 這一發現意味著取消性別利益的資格代表了先前模型中尚未探索的性慾過度的主要預測因素。 雖然個人痛苦是性慾亢進的定義特徵之一，但現有的性慾亢進模型並未指明這種痛苦的根源（Kafka，2010）。 我們的研究結果表明，一個潛在的痛苦來源可能是關於性別結果的適應不良信念，包括正面和負面，以及一個人認為對性行為缺乏控制。 我們發現僅從性別中感知傷害而非利益的特別重要的作用與一種遞歸的性慾過度模型是一致的，即通過其同時導致認知困擾（例如遺憾，羞恥）和服務的能力來維持有問題的性行為。作為二次調節或應對這種痛苦的手段，即使是暫時的。 未來的研究採用圍繞性行為的個人背景和經歷的時滯模型（例如， 霍夫曼，鮑邁斯特，福斯特和沃斯，2012年; Shrier，Shih，Hacker和de Moor，2007年）將能夠進一步澄清有問題的性慾亢進的功能，包括對性的適應不良認知的可能性，既作為先前性和隨後的性行為條件。
對性和性少數男性發育的適應不良認知
與異性戀男性相比，男同性戀和雙性戀男性更有可能在整個生命歷程中報告適應不良的認知，例如低自我價值和絕望。（例如， Hatzenbuehler，2009; Hatzenbuehler，McLaughlin和Nolen-Hoeksema，2008年; Safren＆G.，1999年）。 男同性戀和雙性戀男性可能會經歷更多的性別認知偏見，因為他們不成比例地暴露於童年時期的性虐待，圍繞性取向的少數壓力因素，以及在早期發展過程中經常圍繞新興的同性戀或雙性戀身份的秘密和羞恥感（D'Augelli，2002; Lelutiu-Weinberger等，2011; Pachankis和Bernstein，2012年; Parsons等，2012; Stall等人，2003）。 例如，童年性虐待與認知困擾和反芻有關（Briere＆Elliott，2003年），這反過來部分地調解童年性虐待和消費行為之間的關係，如飲食和物質使用，以應對痛苦（沙林（Sarin）和諾倫·霍克斯瑪（Nolen-Hoeksema），2010年）。 此外，在一個重要的發展時期，隱藏一個人的身份的核心方面，例如一個人的性取向，已被證明有力地塑造了一個人的自我概念和健康行為（Pachankis和Hatzenbuehler，2013年）。 雖然這裡沒有直接測試，但是一個定位青少年發育中關於性的適應不良思想來源的模型與少數民族壓力和其他健康行為的發展模型是一致的。 在男同性戀和雙性戀男性的發展研究中包含一些關於性別的適應不良認知可以進一步闡明認知在男同性戀和雙性戀男性的性行為模型中的作用以及少數人壓力經歷的後果。
臨床意義
我們關於放大效益的貢獻，不合格的缺陷以及在性慾過度的預測模型中最小化自我效能的發現與現有的案例研究和治療這種現象的臨床指導是一致的（例如， 牧羊人，2010; Weiss，2004）以及治療其他性問題的方法，如表現主義和拜物教（墨菲與佩奇，2008年; Wincze，2000）。 這些治療中的認知方法有助於準確評估特定性活動的潛在後果，並促進控制一個有問題的性行為的自我效能。 此外，針對其他行為過剩問題（例如，藥物濫用，病態賭博）的治療方法採用認知重組技術，範圍從抽像地構建誘人刺激（例如， 霍夫曼，德意志，蘭開斯特和巴納吉，2010年）干擾誘惑的自動處理（例如， Wiers，Rinck，Kordts，Houben和Strack，2010年）。 這些技術最終構建了行為改變的自我效能，對問題行為的更多適應性信念以及自我控制（馬拉特和戈登，1985年）。 旨在幫助深入了解男男性接觸者近期無保護性肛交的自我理由的干預措施使接受者中無保護肛交的60％減少，而接受標準HIV風險減少諮詢的患者則沒有變化（Dilley等，2007）。 許多複發預防研究的結果研究其他健康風險行為表明，改變對一個人的問題行為的認知的干預實際上可以導致這種行為的減少。
由於我們的研究無法確定因果關係，因此必須謹慎地提出臨床意義。 雖然適應不良認知的減少可能先於性慾減退行為的減少，但我們不能排除適應不良認知可能跟隨問題行為的可能性，或者不可測量的第三變量可能解釋認知與行為之間的關係。 儘管如此，本研究的結果表明，對於性行為的高水平適應不良思想，特別是性別不合格的好處，與更多有問題的性慾異常共同發生。 事實上，區分高度性行為的男同性戀和雙性戀男性的主要因素可能是有性問題的男性同性戀者所經歷的認知困境程度，儘管這種可能性等待經驗性檢驗。 我們的結果也與健康的性觀念認知可能與反復發生，難以控制的性幻想，衝動和與重大個人痛苦和不良後果相關的行為不一致的可能性相一致。 因此，我們的研究結果表明，誘導對性行為持消極態度的治療方法未能強調性行為的益處，並鼓勵人們相信，一個人無法控制自己的性行為，可能會無意間服用於延續而非減少性慾亢進。
這項研究的結果，但在很大程度上繞過了一個具有臨床意義的重要命名問題。 具體而言，在標準診斷術語和研究議程中對有問題的極度性行為的具體化可以被認為是對人類生活健康方面的病態學。 對於同性戀和雙性戀男性來說，這一論點可能尤為重要，他們是一群個體，他們的性慾在現代歷史中被不同程度地病態化，這是一個今天仍在繼續的社會問題（蓋洛普，2012）。 然而，在男同性戀和雙性戀男性中存在極端嚴格或不准確的性觀念，這本身就是一個臨床問題，甚至可能是有問題的性慾過度的一種特徵性症狀，無論對強烈性行為的道德或社會價值有任何爭論和反對。幻想，衝動或行為。 因此，使用有效的措施和概念模型識別和治療適應不良的思想內容和相關的性別認知過程代表了一個關鍵的心理健康優先事項，無論其與特定的心理健康問題有關。 這項研究表明，減少經歷有問題的性慾過度而不是降低性行為水平的男性所面臨的認知困擾本身可能會減少有問題的性慾亢進。
限制
這項研究的兩個顯著局限是採樣方法和橫截面設計。 雖然我們能夠招募多樣性別高性行為的男同性戀和雙性戀男性，但所有這些男性都住在紐約市區，需要上網，並且接受過高等教育。 需要進一步的研究來確定高度性行為的非城市或受教育程度較低的男性樣本是否保持不同的適應不良認知概況，這些認知表現出與性慾亢進的潛在不同關聯。 此外，更大的樣本將在我們的多變量邏輯模型中產生更多的功率來檢測重要的預測變量。 此外，本研究中使用的橫斷面方法限制了我們確定關於性的適應不良認知是否是一個原因，結果，兩者，或兩者都不存在問題性高性慾的能力。 縱向設計遵循高度性行為的男同性戀和雙性戀男性在有問題的性慾過度發展之前的關鍵時期，將提供識別不良性認知對性的時間作用所必需的手段。 如前所述，這些關聯可能會相互反饋，未來的工作應該利用能夠調查性行為，適應不良認知和性慾亢進的共同變化的設計。 此外，在性遭遇之前和之後的認知的生態瞬時取樣將允許識別關於性的適應不良認知的波動及其對性行為的時間影響。
最後，美國精神病學協會理事會決定不再將性功能紊亂作為正式診斷，或作為進一步研究的手冊部分。 然而，正在進行的研究需要調查有問題的性慾亢進的可能標準以及提出的評估它的工具，即我們的主要結局指標 - 性慾障礙篩查清單。 對於目前的分析，我們專注於量表的自我報告版本，而不是臨床醫生管理的量表。 目前尚不清楚不同的評估模式是否有意義地影響了量表對超性慾的分類能力。 尋求建立最準確的測量方法以解決有問題的過度性行為的調查需要將性慾異常作為有效的診斷分類。
結論
這項研究比以前提供的更加全面地描述了性慾亢進，並擴展了現有的性慾過度概念模型，包括關注性別適應性認知在解釋有問題的性慾過度中的重要性。 對性別適應不良認知的三因素結構的識別表明，適應不良結果預期解釋性自我調節謬誤的過程，所有這三個因素至少部分地解釋了性慾亢進。 通過廣泛的心理測量過程識別該模型，包括驗證性因子分析，結構方程模型和測試以及已確定的性慾過度預測因子，表明該構建體的可靠性和有效性。 關於取消性別收益資格的適應不良認知的事實解釋了我們的高性行為男同性戀和雙性戀男性樣本中存在的過度性行為超過了先前建立的性慾過度模型的關鍵變量，需要未來的研究和臨床方法來減少這種想法，從而減少反復發作，難以控制與重大個人痛苦和不良後果相關的性幻想，衝動和行為。
致謝
該項目得到了國家精神衛生研究所（R01-MH087714; Jeffrey T. Parsons，首席研究員）的研究資助。 H. Jonathon Rendina部分由國家心理健康研究所Ruth L. Kirchstein個人預謀獎學金（F31-MH095622）提供支持。 內容完全由作者負責，並不一定代表美國國立衛生研究院的官方觀點。 作者要感謝Pillow Talk研究小組的貢獻：Ruben Jimenez，Joshua Guthals和Brian Mustanski。 我們還要感謝在項目實施中發揮重要作用的CHEST員工：Chris Cruz，Fran Ferayorni，Sitaji Gurung和Chris Hietikko，以及我們的研究助理，招聘人員和實習生團隊。 最後，我們感謝Chris Ryan，Daniel Nardicio和Stephan Adelson以及志願參與這項研究的參與者。
參考
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