尋求在女性中使用有問題的色情內容的治療（2017）

J Behav Addict。 2017 Oct 16：1-12。 doi：10.1556 / 2006.6.2017.063。

Lewczuk K.¹, Szmyd J.², Skorko M.³, 戈拉M.^3,⁴.

抽象

背景和目標

之前的研究調查了與尋求男性有問題的色情內容（PU）的治療相關的心理因素。在這項研究中，我們專注於尋求治療有問題的PU的女性，並將其與無問題的色情用戶進行比較，以了解與有問題的PU有關的變量。其次，我們研究了與有問題的PU相關的關鍵結構與路徑分析方法之間的關係，強調了女性治療尋求的預測因素。我們還將我們的結果與之前對男性的研究進行了比較。

方法

一項針對719波蘭語高加索女性，14-63歲的調查研究，包括有問題PU的39治療尋求者。

成績

在介紹治療尋求的另外兩個預測因素後，單純量的PU和治療尋求之間的正相關關係失去了意義：宗教信仰和與PU相關的陰性症狀。這種模式與先前對男性的研究結果不同。

討論區

與先前對男性樣本的研究不同，我們的分析顯示，在女性的情況下，即使在考慮與PU相關的陰性症狀之後，僅僅PU的量也可能與尋求治療的行為有關。此外，宗教性是女性治療尋求的重要預測因素，這可能表明，在女性的情況下，尋求有問題的PU的治療不僅受到PU經歷的消極症狀的驅動，而且還受到關於PU和社會規範的個人信仰的驅動。

結論

對於女性，與PU相關的陰性症狀，PU的量和宗教信仰與尋求治療相關。治療中應考慮這些因素。

關鍵詞：

性慾亢進的行為, 尋求治療, 色情, 有問題的性行為, 性別差異, 心理治療

簡介

部分：

人類的性行為取決於各種生理，心理，社會和文化因素。也許最重要的是性別。男性和女性在性生理和性反應心理方面存在差異（Ciocca等人，2015年; 萊文，2005），偏好和活動（Hsu等，1994; 威爾遜，1987; 威爾遜和朗，1981年; Wood，McKay，Komarnicky和Milhausen，2016年）。例如，讓我們採取經典的四個連續階段，如激發，高原，性高潮和分辨率（喬治亞和克林格爾巴赫，2012年; Gola，Kowalewska，Wierzba，Wordecha和Marchewka，2015年）。這些描述了相當準確的男性性反應週期，但必須進行擴展以描述具有相似準確度的女性性反應週期（Basson，2000, 2005）。而且，男性性喚起是 性別之分， 而女性的性喚起似乎更多 性別非特異性 （女性更容易受到兩性性刺激的喚醒）（Huberman＆Chivers，2015年; Huberman，Maracle和Chivers，2015年）。此外，越來越多的研究顯示男性和女性在色情使用（PU）方面的差異。根據丹麥代表性樣本的數據，女性的常規（每週）色情用戶數量比男性少3.7倍（18.3％對比67.6％）（Hald，2006）。從斯堪的納維亞成年人樣本中收集的最新數據（Kvalem，Træen，Lewin和Štulhofer，2014年）顯示類似的結果：81％的男性和18％的女性報告每週使用互聯網色情內容。在尋求強迫性行為（CSBs）治療的個體中可以觀察到非常相似的比例：19.6％的女性和80.4％的男性（由德國性研究協會的47治療師報告; Klein，Rettenberger和Briken，2014年）。此外，在挪威樣本中，終身接觸色情內容的比例低於30％，67％對比94％（Træen＆Daneback，2013年）和62.1％對比美國公民樣本中的93.2％（Sabina，Wolak和Finkelhor，2008年）。最近的研究還表明，只有11.8％的PU發作伴隨著異性戀女性的手淫（同性戀者中的23.9％），而異性戀男性中的42.2％（同性戀者中的51.4％）（Træen＆Daneback，2013年）。此外，對某種類型的色情視覺刺激的情緒反應的價值也存在性別差異（Wierzba等人，2015年).

研究人員表明，色情內容可以在很多方面對女性有益（Leiblum，2001）因為它是男性（海格斯特隆·諾丁，泰登，漢森和拉爾森，2009年; Rothman，Kaczmarsky，Burke，Jansen和Baughman，2015年），儘管有越來越多的證據表明PU對某些人來說可能是一個有問題的行為（Gola，Lewczuk和Skorko，2016年; Gola＆Potenza，2016年; Gola，Wordecha，et al。，2017; 克勞斯，馬蒂諾和波坦察，2016年; Kraus，Voon和Potenza，2016年; Park等人，2016年; Potenza，Gola，Voon，Kor和Kraus，2017年）。最近的研究確定了性行為的關鍵特徵，這些特徵使尋求治療有問題的PU的個體與非治療尋求者區別開來（Gola等人，2016年; 克勞斯，馬蒂諾等人，2016年）。這些研究提供了有關有問題的PU的重要信息（我們在本節中進一步闡述了這一點），但它們的局限性在於它們只關注男性樣本。我們認為這些研究的結果不能推廣到女性，因為性行為和性別之間存在明顯差異，因此我們需要對女性樣本進行單獨分析，以考慮其性行為的特異性。同時，由於缺乏先前的研究調查尋找女性的治療預測因素，對可用的男性樣本進行的類似研究構成了對女性進行新分析的有用參考點。我們打算以這種方式使用它們，為此，我們將簡要介紹我們之前關於男性樣本的研究，該研究將作為調查女性有問題PU的起點。

在上面提到的研究中（Gola等人，2016年），我們評估了132異性戀男性尋求治療有問題的PU。將它們與未尋求治療的437色情用戶進行比較，我們的目的是解決單純量的PU（以小時數/週計算）是否可預測治療尋求，或者這種關係是否與PU相關的陰性症狀介導[通過性成癮篩查測試 - 修訂（SAST-R）]（卡恩斯，格林和卡恩斯，2010年; Gola，Skorko等人，2017年）。我們的分析顯示，僅僅PU的量與治療尋求僅微弱相關，並且這種關係完全由與PU相關的陰性症狀的量介導。後一個變量與治療尋求的關係遠遠超過單純的PU量，並解釋了尋求治療方差的42％。我們還研究了其他變量，這些變量在以前的研究中被假設為對有問題的PU很重要，包括PU的發病和年數，宗教信仰，年齡，二元性活動和關係狀態（見圖） 1 用於初步重塑此模型的形狀以反映女性有問題的PU）（Gola等人，2016年).

圖1。擴展模型的路徑分析顯示使用95％偏差校正置信區間測試的標準化路徑係數（**p ≤.001; *p <.05）。括號中的值是在解釋間接途徑之前對直接影響的標準化係數。粗體箭頭表示與我們的主要假設有關的關係。其餘路徑代表次要假設。 PU 在變量的名稱中代表色情使用。虛線表示從女性模型的最終版本中排除的路徑。表中列出了每個變量的樣本大小 1

考慮到PU中與性別相關的巨大差異，我們假設關係圖像對於女性樣本看起來會有所不同。首先，我們認為，即使在考慮到PU的陰性症狀後，單純的PU量也可能與女性的治療尋求行為相關性更強。因為只有18％的女性（年齡在18和30之間）每周定期查看色情內容（Hald，2006），與男性相比，它可以被視為一種偏離行為，其中這種行為可以被視為規範性的。大多數男性（67.6％-81％年齡18-30）每週使用色情內容（Hald，2006; Kvalem等，2014）。因此，這是我們可以預期的與性有關的主要差異。第二個重要差異可能與宗教信仰對治療尋求的影響有關。在他們最近的研究中，Martyniuk，Dekker，Sehner，Richter-Appelt和Briken（2015）在預測PU的量時，表現出宗教信仰與性別之間的有趣互動。在女性中，高度的宗教信仰與PU的數量呈負相關。令人驚訝的是，自我宣稱的宗教信仰與男性中的PU呈正相關（Martyniuk等人，2015年）在我們之前的研究中也觀察到了（Gola等人，2016年）。 Grubbs，Exline，Pargament，Volk和Lindberg（2016）表明，男性和女性的普通人群中PU的數量（在宗教和非宗教人群中相當）可能與宗教個體中更高的精神鬥爭有關，並可能導致自我上癮的色情成癮。因此，我們假設與PU相關的陰性症狀和宗教信仰可能是尋求女性有問題的PU的治療的重要預測因子。

總之，我們在本文中有兩個主要目標。第一個是比較治療尋求和非治療尋求婦女群體與有問題的PU有關的變量。第二個是創建和評估與有問題的PU相關的關鍵變量之間的關係模型，特別是關注女性治療尋求的潛在預測因子。為了實現這一目標，我們不能依賴於治療和非治療尋求者的平均值的簡單比較 - 這種方法不允許測試文獻中假設的複雜中介，需要進行驗證。相反，我們使用路徑分析建模並創建了一個模型，其中治療尋求是我們的主要因變量（有關進一步說明，請參閱“方法”和“結果”部分）。在這部分分析中，我們將以前的男性模型作為起點（Gola等人，2016年）。在下一步中，我們對此模型進行了重要更改，以使其反映女性有問題的PU。此外，在“討論”部分，我們強調了這項關於女性樣本的研究與之前對男性的分析之間的主要差異。

方法

部分：

數據採集和科目

這些數據是通過在線調查從2014年2015月至18年XNUMX月期間從波蘭白種人波蘭公民的樣本中收集的。花了將近XNUMX個月的時間，讓足夠多的婦女因有問題的PU尋求治療（N = 39）。為此，我們請23位專業治療師（17位心理學家/心理治療師，4位精神科醫生和2位性病學家）推薦對我們有問題的PU的新客戶進行調查。與我們之前的研究類似（Gola等人，2016年），主要入選標準是尋求治療有問題的PU和4符合5標準的性慾亢進（根據 Kafka，2010）。排除標準是合併雙相情感障礙或躁狂症，通過以下問題評估：您是否曾被診斷患有雙相情感障礙？尋求非治療的女性（N = 676）是通過社交媒體廣告招募的。進入調查後，受訪者會收到知情同意信息。參與者的平均年齡為26.5（SD = 5.93），其中462是異性戀，86是雙性戀，19是女同性戀（152沒有提供性取向信息）。性取向由波蘭改編的Kinsey的《性取向量表》（Wierzba等人，2015年）。成對排除缺失數據的觀察結果（總體反應率= 70％），每個變量的最終參與者數量略有不同，從治療尋求者組的39到15參與者不等（表 1）。關於性取向，在我們的治療尋求者樣本中，我們有17女性宣稱為異性戀，6為雙性戀，1為女同性戀（另外15女性沒有回應）。在非治療尋求者群體中，444女性宣稱為異性戀，80為雙性戀，18為女同性戀。

表1。描述性統計和平均等級比較（Mann-Whitney U 測試，具有相應的效果大小）我們模型中使用的變量，取決於女性的治療尋求（是/否）

	N		意思		SD		範圍		η² 規模效應
變量名	是	沒有	是	沒有	是	沒有	是	沒有	η² 規模效應
1。負面症狀（0-20）	29	589	11.34	3.99	4.71	3.15	18	20	0.081 **
2。色情消費頻率（分鐘/週）	13	265	639.92	103.02	857.85	218.19	2,384	2,398	0.031 **
3。主觀宗教信仰（0-4）	21	461	2.19	1.05	1.44	1.33	4	4	0.027 **
4。宗教活動（分鐘/週）	15	185	339.93	87.70	298.31	95.73	1,140	540	0.115 **
5。色情消費年數	22	420	10.36	9.20	6.32	6.15	25	37	0.002
6.Onset of pornography consumption（years）	21	412	17.00	17.52	8.59	5.56	35	36	0.005
7。年齡	39	651	27.38	26.43	8.72	5.57	27	49	0.000
8。自上次二元性活動以來經過的時間（0-7）	28	549	2.96	3.80	2.59	1.98	7	7	0.006
9。 1日期間手淫次數最多	20	433	7.15	3.72	5.74	3.00	20	20	0.021 *
10。觀看色情片的最長時間不停	20	433	197.05	75.40	258.75	99.15	1,199	1,199	0.088 **

注意事項。 Mann-Whitney評估組間平均得分的顯著差異 U 測試。關於治療尋求（0：否; 1：是）。關係狀態（0：不在關係中; 1：在關係中）沒有差異取決於尋求治療（是/否），通過χ評估² 測試。 χ²（1）= 1.87; p = .172; 效果大小：φ= 0.07。

*p <.05。 **p <.001。

結果措施

所有結果測量與我們之前的研究完全相同（Gola等人，2016年），可以找到更詳細的描述。主要措施 - 尋求治療 - 尋求有問題的PU治療的實際行為（與心理學家，精神病學家或性別學家聯繫，篩選並指導患者參與調查）。出於控制目的，在針對非治療尋求者的調查中，我們詢問受試者是否因性行為而使用過任何形式的幫助。沒有這種情況。

PU的數量 被測量為過去一個月在PU上花費的聲明平均分鐘數。波蘭適應SAST-R [20項目是否/無反應]評估陰性症狀（Gola，Skorko等人，2017年）]，衡量（a）專注，（b）影響和（c）性行為造成的關係干擾，（d）失去對性行為的控制感。因為分析色情成癮症狀的潛在結構不是我們的直接目標，我們將SAST-R問卷中的總分作為觀察變量。本研究中問卷的內部一致性非常高（Cronbach'sα= .82）。

年齡受訪者表示多年， PU的發生 被測量為受訪者開始觀看明確的性圖片或視頻的聲明年齡，以及 PU的年數 從PU的發病和受訪者的實際年齡計算。 主觀宗教信仰 通過以下問題以Likert型量表進行測量，其中錨點位於0（絕對沒有）和4（絕對是）：您認為自己是宗教人士嗎？在這個規模上聲明價值超過0的人被問到關於他們的額外問題 宗教活動，通過宣稱的平均花費時間（分鐘/週）來衡量宗教或精神實踐，如祈禱，參加服務/儀式，閱讀精神書籍，調解等。我們還要求 自上次二元性活動以來所經過的時間，使用從0到7的序數標度（0 –今天； 1 –昨天； 2 –過去3天； 3 –過去7天； 4 –過去30天； 5 –過去3個月； 6 –超過90天； 7 –我從未與他人發生性關係）。要求受試者選擇最準確的反應。 關係狀態 被衡量為處於關係中的聲明（正式或非正式= 1或不是0）。變量 一天內最大數量的手淫 是在1天的過程中自我報告的最大手淫次數，並且該變量 觀看色情片的最長時間不停 表示自我報告的最長，不間斷的色情內容（以分鐘為單位）。

統計分析

在第一步中，我們比較了與有問題的PU和治療尋求相關的變量的平均值與使用Mann-Whitney U 測試。我們使用此測試是因為相比組之間的樣本量不均等：治療尋求者和非治療者，以及兩組的異質性差異。接下來，我們使用路徑分析來測試與有問題的PU相關的變量之間的假設關係的重要性。我們選擇了路徑分析方法，因為它允許我們在一個模型中測試多個外生和內生變量之間的複雜，層次關係。在這部分分析中，我們沒有比較治療尋求組和非治療組，而是將治療尋求作為主要因變量，並測試與有問題的PU相關的其他關鍵變量作為其預測因子。 IBM SPSS Amos（Arbuckle，2013）使用最大似然估計來執行我們的分析。由於我們的一些變量是非正態分佈的，我們使用5,000自舉迭代估計標準化係數的重要性，並使用相關矩陣作為輸入。使用95％偏差校正自舉置信區間測試間接效應的顯著性（MacKinnon，2008）。我們用幾個完善的統計數據測試了模型的擬合優度。 χ的非顯著結果表明良好的擬合² 測試，比較擬合指數（CFI）值大於0.95，近似均方根誤差（RMSEA）低於0.06，標準化均方根殘差（SRMR）低於0.08（胡和本特勒，1999年).

倫理

研究材料和方案經波蘭科學院心理學研究所倫理委員會批准。所有受試者都被告知該研究，並且所有受試者都提供了知

成績

部分：

有問題的PU

我們通過比較女性治療尋求者和非治療尋求者與有問題的PU相關的變量開始我們的分析。表 1 顯示了相應的Mann-Whitney的結果 U 測試以及由eta平方表示的效應大小（η²）兩組的係數和基本描述統計量。與未尋求治療者相比，尋求治療者在與PU相關的陰性症狀數量和PU數量上得分更高。另外，尋求治療的人宣稱在1天的過程中有更高的最大手淫次數，並且觀看暴食色情片的時間更長。有趣的是，尋求治療者群體在宗教習俗和主觀宗教信仰方面得分更高。

最後，我們的研究結果表明，尋求治療和尋求治療的群體在上一次性活動，年齡，發病和色情消費年限後的時間方面沒有差異。

與尋求治療相關的因素

接下來，我們使用路徑分析模型檢查了與有問題的PU相關的變量與尋求女性的治療之間的關係。我們在這些模型中測試的假設是根據現有文獻確定的（克勞斯，馬蒂諾等人，2016年; Kraus，Voon等人，2016年）以及我們之前對男性樣本進行的類似分析的結果（Gola等人，2016年）。換句話說，本節並不專注於比較治療組和非治療組中特定變量的平均值。相反，在這部分分析中，我們研究了與有問題的PU相關的關鍵結構之間關係的強度，特別強調了治療尋求的潛在預測因子。

表中給出了我們的路徑模型中使用的所有變量的相關係數 2。我們使用點 - 雙相關係數進行虛擬編碼變量（治療尋求和關係狀態）和Pearson相關係數。

表2。包含在女性分析中的所有變量的描述性統計和相關係數

變量名	1	2	3	4	5	6	7	8	9	10	11
1。負面症狀（0-20）	1
2。色情消費頻率（分鐘/週）	0.45 **	1
3。主觀宗教信仰（0-4）	0.09 *	0.17 *	1
4。宗教活動（分鐘/週）^a	0.25 **	0.55 **	0.28 **	1
5。色情消費年數	0.06	0.04	-0.16 *	- 0.06	1
6.Onset of pornography consumption（years）	-0.14 *	- 0.12	0.17 *	0.07	-0.53 **	1
7。年齡	- 0.01	-0.15 *	- 0.03	- 0.06	0.46 **	0.45 **	1
8。自上次二元性活動以來經過的時間（0-7）	-0.09 *	0.04	0.14 *	0.10	-0.14 *	0.09	- 0.01	1
9。尋求治療（1：是; 0：否）	0.43 **	0.38 **	0.17 **	0.49 *	0.04	- 0.02	0.03	0.09 *	1
10.Relationship status（1：在關係中; 0：不在關係中）	-0.10 *	- 0.08	- 0.01	- 0.12	0.16 **	- 0.02	0.07	-0.57 **	- 0.05	1
9. 1天中手淫次數最多	0.39 **	0.44 **	- 0.06	0.28 *	0.14 *	- 0.07	0.02	- 0.06	0.22 **	0.01	1
10。觀看色情片的最長時間不停	0.39 **	0.67 **	0.03	0.37 **	0.17 *	-0.18 **	- 0.05	0.01	0.22 **	- 0.06	0.48 **

注意事項。 ^a關於宗教活動的問題僅向那些參與者提出，他們表示他們在上一個問題（主觀宗教信仰）中具有宗教信仰。

*p <.05。 **p <.001。

我們開始對這部分統計分析進行了對我們主要假設的檢驗，指出女性中PU的數量可能與尋求有問題的PU的治療顯著相關。我們的分析表明這種關係確實很重要（估計= 0.38， p <.001）。

在引入假設介質（與PU相關的陰性症狀的嚴重程度）後，PU量與治療尋求之間的直接關係強度降低，但仍保持正值和顯著[估計值= 0.23（95％偏差校正間隔= 0.15- 0.31）; p <.001]。討論的調解途徑也很重要[0.15（0.11-0.19）]，中等影響範圍：κ² = 0.130（kappa平方，由傳教士＆凱利（2011））。總之，我們的結果表明，與PU相關的陰性症狀的嚴重程度部分地介導了PU量與治療尋求之間的直接關係（圖 1).

在下一步中，我們介紹了與PU相關的陰性症狀的四種潛在預測因子（圖 1）:( a）發病和（b）PU的年數，（c）主觀宗教信仰，以及（d）宗教活動。我們的分析顯示，只有PU的發作才能顯著預測與PU相關的陰性症狀的嚴重程度[估計值= -0.10，（95％偏差校正間隔= -0.18至-0.02）; p = .002]。

我們的分析還顯示年齡與PU [-0.15（-0.23至-0.07）]的量顯著負相關。年齡較大的女性比年長女性使用更多的色情內容。此外，目前處於戀愛關係中的婦女宣布自上一次性行為活動以來時間較短; 估計= -0.57（圖 1）。然而，自上次二元性活動以來所經過的時間並沒有調節年齡與PU數量之間的關係（估計= 0.001， p = .259; 效果大小：κ² = 0.001）。

在下一步中，我們比較了模型的無約束和約束版本。無約束版本由所有分析的路徑組成。在約束版本中，我們將所有非重要路徑修復為0（所有非重要路徑在圖中都可見 1）。通過比較這兩個模型，我們能夠檢查這些路徑是否為模型提供了大量的信息價值（Byrne，2009）。此時，模型的無約束版本的擬合指數為：χ²（34）= 2,424.45， p <.001; CFI = 0.215，RMSEA = 0.313，SRMR = 0.1733。對於受限版本：χ²（39）= 2,427.63， p <.001; CFI = 0.215，RMSEA = 0.292，SRMR = 0.1749。討論的模型的這兩個版本沒有顯著差異，χ²（5）= 3.179， p = .672。根據此結果，我們從模型中刪除了所有非重要路徑。在下一步中，我們還刪除了關係狀態與自上次二元性活動以來經過的時間之間的路徑。該路徑變得多餘，因為它僅通過上一步中刪除的一條非重要路徑與模型的其餘部分相連。圖中所有刪除的路徑都用虛線箭頭標記 1.

此時，擬合指數為：χ²（6）= 174.20， p <.001; CFI = 0.687，RMSEA = 0.217，SRMR = 0.1231。我們在年齡和PU發作的誤差項之間增加了協方差。我們的分析表明，年齡與PU的發作呈正相關（r = .45）：年齡較大的女性在生活的晚些時候開始使用色情內容。包含這種關係後，我們的模型就非常適合：χ²（4）= 11.87， p = .018; CFI = 0.985，RMSEA = 0.052，SRMR = 0.0317。

該版本的模型解釋了23％在女性組中尋求治療的方差。我們之前對男性相似模型的分析得出了43％的解釋方差，這是一個更高的值（Gola等人，2016年）。因此，根據我們先驗制定的假設和最近的研究（Grubbs等，2016; Martyniuk等人，2015年; Štulhofer，Jurin和Briken，2016年），我們決定檢查宗教信仰是否可以成為治療尋求的重要預測因素（這使其成為我們模型中治療尋求的第三個預測因子，如圖所示） 2）。我們還檢查了宗教信仰與PU數量之間的關係。

圖2。女性最終模型的路徑分析顯示使用95％偏差校正置信區間測試的標準化路徑係數（**p ≤.001; *p <.05）。括號中的值是在解釋間接途徑之前對直接影響的標準化係數。粗體箭頭表示色情製品的使用量和尋求治療之間的關係，以及通過負面症狀（我們主要假設的主題）進行的干預。其餘路徑（非粗體箭頭）表示我們的次要假設。虛線箭頭指示在包含介體或其他預測因子後變得重要的路徑。表中列出了每個變量的樣本量 1

進行的分析表明，宗教活動似乎是尋求女性治療的重要預測因素（估計= 0.40， p <.001）。而且，它是尋求治療的最強預測指標（儘管宗教習慣和負面症狀之間的預測強度之間沒有顯著差異）。將討論的預測因素引入模型後，PU量與治療尋求之間的關係變得不顯著（估計值= 0.01，ns）。這些變化的結果是，我們模型的預測能力得到了改善，解釋了女性尋求治療的方差的34％。我們還將宗教習慣與PU量之間的相關性納入模型（估計值= 0.55）；這將在下面進一步闡述。此外，我們在PU的發作和PU的數量之間添加了協方差項。這種關係很弱（估計值= 0.10），但很重要（p = .006）–早先接觸色情內容與大量PU有關。我們針對女性模型的最終版本（圖 2）有一個很好的契合：χ²（6）= 22.387， p <.001; CFI = 0.982，RMSEA = 0.062，SRMR = 0.0283。

另外，我們檢查了正相關關係（估計= 0.55; N = 89）介於PU數量和宗教習俗之間。我們發現，這種關係的強度幾乎完全是由一個小小組（n = 6）色情使用量很高的求醫者（M = 1,091分鐘/週）和大量的宗教活動（M = 480.83分鐘/週）。當分析中不包括尋求治療者時，討論的關係沒有意義（估計值= 0.15， p = .165， N = 83）。總之，這種關係在非治療尋求者中並不重要，但在尋求治療的人群中則很強。

討論區

據我們所知，這是一項關於女性尋求治療有問題的PU的研究數量非常有限，也是第一個研究與尋求治療行為相關的因素的研究之一。由於缺乏對女性的此類研究，我們使用以前的男性樣本研究作為我們分析的參考點。這項研究的結果顯示，女性有問題的PU和之前關於男性這一主題的研究結果之間存在相似性和明顯差異（Gola等人，2016年; 克勞斯，馬蒂諾等人，2016年）。首先，我們的分析顯示尋求治療有問題PU的女性與非治療尋求者相比，具有更高水平的與PU相關的陰性症狀和更高的色情消費量。考慮到之前研究中獲得的結果，這一特定結果並不令人驚訝（Gola等人，2016年; 克勞斯，馬蒂諾等人，2016年）。然而，更有趣的是，我們的分析表明，尋求治療的女性可能會有一段時間的解除抑制（明顯在1日期間手淫的最大數量更多，並且觀看更長時間的不間斷色情觀察）。在現有文獻中，我們可以找到證據表明，在某些情況下嚴格的社會規範可能會導致有問題的PU，因為它們會促使人們放棄色情，然後是一段時間的去抑制和過度的PU（Carnes，1983; 克勞斯，馬蒂諾等人，2016年; Wordecha，Wilk，Kowalewska，Skoko和Gola，2017年）。確認這種解釋的初步證據可以在尋求和不尋求治療的婦女之間的宗教信仰差異中找到。尋求治療的群體在一周內報告了主觀宗教信仰和平均宗教活動量的較高值。我們詳細闡述了社會規範和宗教信仰在下面的女性問題PU中的可能作用，並與其他近期研究的結果一起討論。

我們分析的第二部分是基於與尋求治療和有問題的PU有關的變量之間關係的統計模型。與之前許多顯示性功能性別相關差異的結果一致，本研究中對女性樣本的結果與先前對男性樣本的研究不同。在總結我們對當前女性樣本分析的研究結果之前，我們想提醒我們之前關於男性的研究得出的主要結論（Gola等人，2016年）。我們發現：（a）單純量的PU是治療尋求的一個非常弱的預測因子，但（b）它與陰性症狀的嚴重程度（通過SAST-R測量）有關，這個因素解釋了治療尋求行為。除此之外，（c）在男性中，年齡與PU的量無關，以及（d）PU的發作不能預測與PU相關的陰性症狀的嚴重程度。同樣，（e）宗教活動的數量既不能預測治療尋求，也不能預測與PU相關的陰性症狀的嚴重程度（Gola等人，2016年).

正如我們假設的那樣，對於女性來說，單純量的PU與尋求有問題的PU的治療更為密切相關。 PU的量也與相關陰性症狀的嚴重程度有關（圖 1），相關症狀的嚴重程度與尋求治療有關。男性之間的後者關係要弱得多（ad.b）。此外，與我們對男性的分析不同，即使在通過陰性症狀的嚴重程度進行調解時，PU的數量與尋求女性的治療之間的關係仍然很顯著。這個有趣的結果表明，有PU問題的女性可能尋求治療，不僅是因為PU對其生活的負面影響，而且還因為PU的絕對數量（在之前的研究中關注男性樣本，後者因素不顯著））。這提出了一個問題，即可能的解釋為什麼頻繁的PU事實只能被視為女性的問題。最可能的原因是大多數女性可能認為常規PU的規範行為比男性少。在男性中，每週PU似乎是一種規範行為（約佔70-80年齡的男性18％-30％），而女性中，每週使用色情數據少於20％（如大丹麥語和斯堪的納維亞語所示）學習： Hald，2006; Kvalem等，2014）。這種差異可能會影響女性的信念，即與男性相比，頻繁的PU是某種異常行為，其中同樣的行為可以被視為規範性的。因此，僅僅普通PU的事實可能會導致某些女性與大多數女性不同的主觀印象，這可能導致將常規PU解釋為需要治療的有問題的行為。如果這種解釋是正確的，那麼在女性中經歷與PU相關的問題的主觀感覺可能會被關於色情和手淫的道德或宗教信仰所放大。最近對一般人群的研究表明，宗教信仰可能與自我感知的“色情成癮”的更高趨勢有關（Grubbs等，2016）或報告頻繁性行為的負面後果（Štulhofer等，2016）。我們測試了宗教信仰是否也與治療尋求有關（圖 2）（ad.e）通過包括宗教實踐的數量作為尋求治療的預測因子，同時還調查其與PU數量的關係。事實上，宗教活動的數量是有PU問題的女性尋求治療行為的最強預測因素（而在男性的相應分析中，這種做法並不重要; Gola等人，2016年）。此外，我們的分析表明，在將宗教實踐引入模型後，單純量的PU與治療尋求之間的關係失去了意義（圖 2）。這一發現與眾多研究結果一致，這些研究表明女性性行為通常與文化和社會方面有關，而不是男性（亞當斯和特納，1985年; 巴里與施萊格爾，1984年; Baumeister，2000; 克里斯滕森與卡彭特（1962）; 厄爾和佩里康尼，1986年; 福特與諾里斯（1993））。在這裡，我們或許可以說這些文化方面有助於對常規PU的主觀解釋成為問題，並導致尋求治療。

在我們的模型中，宗教活動的數量也與色情消費正相關（估計= 0.55）。然而，這種關聯結果僅對治療尋求者有意義，而在非治療尋求組中則不顯著。這表明這種關係似乎是臨床組的特徵，並不一定存在於一般人群中。此外，值得注意的是，在尋求治療的人中，消費的色情和宗教習俗（反映了宗教規範的重要性）的數量更高。對這些結果的一種可能的解釋是，對於一些尋求治療的個體，支持行為的宗教規範（宗教實踐）中的行為參與可以成為調節由於先前參與違反這些規範（色情消費）的行為而引起的負面情緒的工具。可以提出的另一個可能的機制是，色情消費和宗教活動的參與都可以看作是治療尋求者中觀看色情內容的衝動強度增加的結果。因此，色情消費可以簡單地表現為屈服於一個人的衝動，宗教活動可以被視為一種處理它們的方式。如果這種情況屬實，那麼PU和宗教實踐的數量都將是正相關的，儘管這種關係將由潛在因素決定，例如對PU的渴望。

對於尋求治療的個體中PU和宗教實踐之間的高度相關性的另一種可能的解釋可以用心理控制理論的諷刺過程來表達（Wegner，1994）。更高和更嚴格的宗教規範可以導致對行為（或與行為有關的思想）的抑制更高水平，而這些行為被視為與這些規範（例如，觀看色情製品）不相融合。但是，正如許多認知研究（請參閱阿布拉莫維茨，託林和街，2001年在某些情況下，抑制可能會產生矛盾效應，從而導致違反常規的行為頻率更高。這可以使規範本身更加突出，從而提升支持規範的行為水平 - 在這種情況下 - 宗教實踐。因此，任何強制執行嚴格的宗教規範的行為，以及違反這一規範的行為都可以變得相互支持，即使個人的有意識意圖是完全相反的效果。雖然之前關於抑制的矛盾效應的研究主要集中在思想抑制上（Abramowitz等，2001），我們有一些證據表明情緒抑制會導致類似的諷刺效果（Webb，Miles和Sheeran，2012年）。此外，一些研究人員提出抑制的矛盾效應在強迫症（OCD等心理障礙）發展中的作用。 Purdon，2004），許多臨床醫生指出CSB和強迫症之間的相似性（見 Gola，2016; Kor，Fogel，Reid和Potenza，2013年進行審查）。上述所有機制都是假設的，無法僅根據我們的數據進行驗證。然而，我們認為它們值得在未來的研究中進行調查，這些研究旨在澄清治療尋求者對有問題的PU的宗教信仰和色情消費之間的關係的性質。

此外，我們的分析擴展了先前關於宗教信仰與經歷的陰性症狀嚴重程度之間關係的研究結果（Grubbs等，2016; Štulhofer等，2016）。當僅考慮這兩個變量之間的雙變量關係時，我們的結果證實了先前研究的結論，並表明所討論的關係是積極而重要的（r = .25用於宗教活動和 r = 09（主觀宗教信仰）；表 2）。然而，當包含PU的量作為陰性症狀的另外預測因子時，宗教信仰不再與後者變量相關，同時仍然是治療尋求的有力預測因子（圖 2).

關於宗教信仰與消極症狀的關係以及尋求有問題的PU的治療的結果在宗教性與其他形式的精神病理學之間的關係的更廣泛背景下尤其有趣。在之前的研究中，更高水平的宗教信仰被證明與心理健康正相關（Dilmaghani，2017; 伊斯梅爾與德斯穆克（2012）; 喬希·庫馬里＆in那教，2008年），生活滿意度（Pfeifer＆Waelty，1995年），與臨床患者的精神病理學成反比（Gupta，Avasthi和Kumar，2011年; Sharma等人，2017年）。另一方面，一些研究（麥康奈（Percment），埃里森（Ellison）和法蘭絨（Flannelly），2006年）表明，更高程度的精神鬥爭可以與精神病理學的某些方面（焦慮，恐懼焦慮，抑鬱，偏執思想，強迫症和軀體化）正相關。此外，我們已經證明至少有一些宗教派別可能與更高水平的強迫症症狀相關（Abramowitz，執事，伍茲和託林，2004年; Gonsalvez，Hains和Stoyles，2010年）。這表明宗教信仰對精神病理學的影響可以通過精神病理學類型和宗教信仰的特徵來緩和。此外，正如我們在最終模型中所顯示的那樣，在女性中存在問題性PU的特定情況下，宗教信仰似乎與治療尋求有關，而不是與精神病理學症狀有關。在這裡，我們的結果與先前的研究一致，表明宗教信仰的強度和宗教活動的數量與精神衛生服務的使用正相關（Pickard，2006).

有趣的是，對於女性來說，年齡在PU中起著重要作用; 這包括受試者的年齡（ad.c）和PU的發病年齡（ad.d），而這些變量在我們之前的男性研究中都不顯著（Gola等人，2016年）。年輕女性宣稱使用色情內容比老年人更頻繁，而那些在較年輕時開始使用色情內容的女性往往會報告與PU相關的陰性症狀的嚴重程度。對這一發現的解釋肯定值得進一步研究。這樣的調查可以解決兩個有趣的問題：（Q1）PU的普及是否會在年輕一代的女性中增加？（Q2）女性大腦是否比男性大腦更容易受到某種性刺激的調節？

（Q1）據我們所知，沒有縱向數據可以讓我們解決這個問題。有趣的是，最近來自英國的調查數據（Opinium Research，2014）顯示，到18歲時，觀看色情內容的情況很普遍，並且對98％的男孩和女孩來說都是很常見的現象。這樣的結果可能表明，在過去的幾年中，女孩的PU有所增加（也許是由於互聯網的可用性），而男孩之間的PU則有所增加，因為較早的研究表明，PU中與性別相關的差異。例如，Sabina等。（2008據報導，在美國大學生中，93.2％的男性和62.1％的女性觀看了18時代的互聯網色情內容，而Træen，Spitznogle和Beverfjord（2004據報導，在挪威人的代表性樣本中，在他們的一生中，87.9％的男性和62.9％的女性看過色情雜誌，77.2％與55％觀看色情電影，只有36.6％與8.9％觀看色情內容互聯網。其他數據表明，在過去十年中，女性的性慾活動情況也可能發生了變化。 Briken，Habermann，Berner和Hill（2007）報告說，在尋求治療的女性中，最主要的性行為是危險的隨意性行為（在男性中，是PU和手淫），而研究團隊Klein等。（2014）報告PU是在性感行為量表中獲得高分的女性中最常見的行為（里德，加洛斯和木匠，2011年）。我們認為，關於女性色情用戶比例不斷上升的假設值得仔細研究。研究尋求治療的女性中主要形式的性活動模式如何變化也是有趣的。

（Q2）在關於物質使用的眾多研究中（格蘭特＆道森，1998年），使用的開始是與症狀嚴重程度有關的重要因素。在我們對男性的研究中（Gola等人，2016年），我們期望看到與PU的發病有這樣的關係。令人驚訝的是，我們沒有。但在女性中，PU的發病與相關陰性症狀的嚴重程度和PU的量顯著相關。女性的性取向可能更容易學習（Baumeister，2000）。如果是這樣，那麼關於在年輕女性（Q1）中增加PU的普及的問題對於研究來說將更加重要。

除了上述效果外，我們還注意到尋求治療有問題的PU的男性和女性比例大不相同。我們的招聘程序與男性和女性完全相同。以男性為例，我們招募了12個月的時間來招募132名尋求治療的人，而在女性中，我們需要18個月才能找到39名受試者。這表明男性因有問題的PU而尋求治療的頻率是女性的5.07倍。該結果提供了對Kuzma和Black（2008），與先前的研究結果一致，顯示4：1比率（Briken等，2007).

臨床意義

我們認為，所呈現的結果表明，在女性尋求治療有問題的PU的情況下討論色情和宗教規範的個人信仰的作用是很重要的，因為這些規範似乎是決定治療的關鍵因素。在治療期間，與宗教相關的個人信仰也可能起到支持作用的作用。這方面值得深入討論。其次，在臨床訪談中值得討論的一個因素是PU的發病。我們的研究結果表明，PU的早期發作與女性更嚴重的陰性症狀有關（男性不是這種情況; Gola，Skorko等人，2017年）。 PU的發病值得研究，作為女性治療結果的潛在預測因子。

最後，正如世界衛生組織目前正在考慮將CSB疾病納入即將到來的ICD-11分類中（世界衛生組織，2017），我們建議今後討論考慮CSB臨床表現中性別相關差異的女性和男性治療指南（Briken等，2007; 瑞德，達法爾，帕拉米和方，2012年）和導致治療尋求的因素。

限制

儘管對有PU問題的女性提供治療尋求的因素提供了新的見解，但這項研究還有一些值得一提的重要限制。首先，我們在治療組中有少數參與者。然而，正如我們之前已經提到的，收集大量尋求治療的女性是非常困難的。我們認為，這一困難也是為什麼這項研究是為數不多的實際尋求治療的女性研究之一，也是第一個研究導致治療尋求的因素之一，因為之前的研究主要集中在診斷上（Briken等，2007）和尋求治療的男女之間的人格差異（Reid等，2012），以及羞恥的作用（Dhuffar和Griffiths，2014年）和獲得治療的困難（Dhuffar和Griffiths，2016年）。由於這個新穎的方面，我們的分析是探索性的，我們沒有應用多重校正，這可能會提高類型1錯誤的可能性。這些問題表明需要在更大的尋求治療的女性樣本上進行複制。此外，對不同文化群體進行類似的分析有助於驗證我們的結果的文化特異性，因為我們的樣本完全是在波蘭招募的 - 一個被認為是保守和宗教的國家。正如我們前面所討論的，文化方面（其中包括宗教信仰）可能會對女性自我定義一種有問題或規範性的性慾行為產生強烈影響。然而，美國人也表現出宗教信仰和自我感知的性行為問題之間的類似關係（Grubbs等，2016）和克羅地亞人（Štulhofer等，2016）人口。

我們希望我們的研究結果將有助於作為未來研究的參考點，以及與尋求有問題的PU治療的女性一起工作的治療師。

作者的貢獻

MG獲得了該研究的資金。 MG，KL和MS設計，進行了研究，並編寫了初始協議。 JS和MG進行了文獻檢索，並提供了以往研究的摘要。 KL進行了統計分析。 MG，KL和JS撰寫了手稿的初稿。所有作者都參與並批准了稿件的最終版本。所有作者都可以完全訪問研究中的所有數據，並對數據的完整性和數據分析的準確性負責。

利益衝突

作者報告沒有利益衝突。

致謝

作者要感謝所有指導患者進行互聯網調查的心理治療師，性學家和精神科醫生，尤其是MichałLaw-Starowicz博士，PawełHolas博士，Dorota Baran，Daniel Cysarz，Joanna Santura和Ogrody團隊。 Zmian（www.ogrodyzmian.pl）。他們也感謝團隊 www.onanizm.pl 促進我們的學習。

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在女性中尋求有問題的色情內容的治療（2017）

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