跨多個樣本的簡短色情屏幕驗證（2020）

Kraus，SW，Gola，M.，Grubbs，JB，Kowalewska，E.，Hoff，RA，Lew-Starowicz，M.，Martino，S.，Shirk，SD，＆Potenza，MN（2020）。跨多個樣本的簡短色情屏幕驗證， 行為成癮雜誌，。

抽象

背景和目的

為了解決當前在篩查有問題的色情使用（PPU）方面的空白，我們最初開發並測試了六個項目的簡短色情屏幕（BPS），在過去六個月中詢問了有關PPU的問題。

方法和參加者

我們從美國和波蘭招募了五個獨立樣本，以評估BPS的心理測量特性。 在研究1中，我們使用224名美國退伍軍人樣本評估了因素結構，可靠性和有效性要素。 由於項目背書較少，因此在研究1中刪除了BPS中的一項。 在研究2和3中，我們進一步研究了BPS的五個項目的因子結構，並在兩個美國代表性的國家樣本中評估了其可靠性和有效性（N = 1,466， N = 1,063）。 在研究4中，我們使用703名波蘭成年人的樣本確認了因素結構並評估了其有效性和可靠性。 在研究5中，我們使用105名尋求強迫性行為障礙（CSBD）治療的男性患者的樣本，計算了屏幕的建議截止分數。

成績

主成分分析和驗證性因素分析的結果支持了一種單因素解決方案，該解決方案具有很高的內部一致性（α = 0.89–0.90），並分析了新開發的屏幕的結構，收斂性，判據和判別有效性的進一步支持要素。 接收器工作特性（ROC）曲線的結果表明，用於檢測可能的PPU的臨界值是XNUMX或更高。

結論

BPS從心理上講是合理的，簡短的，並且易於在各種環境中使用，並且很有可能在國際管轄範圍內的人群中使用。

簡介

目前，臨床醫生和研究人員之間就如何最好地將過度/有問題的性行為分類進行了廣泛的辯論（克勞斯，文恩和波坦察（2016b）），學者們提出了包括性慾障礙（Kafka，2010），衝動控制障礙（Grant等人，2014; Kraus等，2018），非副天性強迫性行為障礙（CSBD）（科爾曼，雷蒙德和麥克比恩，2003年）或行為上癮（Kor，Fogel，Reid和Potenza，2013年）。 有問題的色情內容使用（PPU）可以與滿足ICD-11中定義的CSBD診斷標準的其他性行為組合在一起（Kraus等，2018）。 CSBD被描述為一種持續的模式，無法控制強烈的，重複的性衝動或性衝動，從而導致長時間（例如6個月或更長時間）內的重複性行為，從而在社會，職業或其他重要方面產生明顯的困擾或損害。運作領域（Kraus等，2018; 世界衛生組織，2018年）。 本研究評估了一種新開發的自我報告篩查儀的心理測量特性，該篩查儀旨在評估由非臨床和臨床成年人組成的五個樣本中可能的PPU。

臨床和非臨床人群中CSBD的患病率估計仍然難以捉摸（Gola＆Potenza，2018年; Kraus，Voon等人，2016b）。 最近一項針對2,325名美國成年人的研究發現，有代表性的樣本中有8.6％（女性7.0％，男性10.3％）認可了與控制性感覺，性衝動和行為相關的臨床上相關的困擾和/或損傷水平（狄更森，格里森，科爾曼和礦工，2018年）。 針對色情內容的使用，美國全國代表性的2,075名互聯網用戶抽樣數據發現，大約一半（n = 1,056）報告了過去一年使用色情內容的情況，其中11％的男性和3％的女性報告“對色情內容沉迷”（Grubbs，Kraus和Perry，2019b）。 從美國退伍軍人那裡收集的初步證據表明，強迫性行為的發生率有所上升（Smith等人，2014）; 但是，研究通常沒有對美國退伍軍人中的PPU進行檢查，這是一個具有較高的臨床合併症和衝動性的人群（詹姆斯，斯特羅姆和萊斯凱拉，2014年).

此外，在尋求治療CSBD的個體中，大多數（> 80％）報告對色情內容的使用感到擔憂（Gola等人，2018; 克勞斯，波坦察，馬蒂諾和格蘭特，2015b; Reid等人，2012; Scanavino等人，2013年）。 對於這些人，PPU的特徵通常是渴望，自我控制減弱，功能受損以及使用色情內容來應對焦慮或煩躁的情緒（克勞斯，馬蒂諾和波坦察（2016a）; Wordecha等，2018）。 尋求治療PPU和其他性行為的人經常會報告精神病問題，包括抑鬱症，焦慮症和藥物濫用症（克勞斯（Praenza）等人，2015b).

為了識別PPU，已經開發並測試了多種自我報告量表，包括有問題的色情內容使用量表（PPUS）（Kor等，2014），強迫性色情內容消費量表（CPC）（Noor，Rosser和Erickson，2014年），網絡色情內容使用清單（CPUI / CPUI-9）（Grubbs，Sessoms，Wheeler和Volk，2010年; Grubbs，Volk，Exline和Pargament，2015年），色情消費清單（PCI）（Reid，Li，Gilliland，Stein和Fong，2011b），色情渴望問卷（PCQ）（克勞斯與羅森伯格，2014年），以及有問題的色情內容消費量表（PPCS）（Bothe等，2018），以及有問題的色情內容消費量表（PPCS-6）（貝瑟（Bőthe），托斯·基拉利（Tóth-Király），德梅特羅維奇（Demetrovics）和奧羅斯（Orosz），2020年）。 儘管每種都有優勢，但許多此類自我報告調查表都有其局限性，並且通常沒有經過嚴格的心理測驗（參見 費爾南德斯和格里菲斯（Fernandez＆Griffiths），2019年 討論色情措施）。 例如，它們通常是在西方國家的非臨床，方便樣本上開發和測試的，通常缺乏統一的理論或診斷框架，無法評估多個不同的症狀域，並且沒有建議的臨床臨界值來確定精神衛生專業人員應進一步評估誰。 儘管這些問題本身就涉及到，但鑑於對CSBD的診斷認可，它們甚至更加令人關注。 2019年11月，CSBD被正式添加到ICD-XNUMX（世界衛生組織，2018），並且隨著PPU的同時出現，迫切需要開髮用於PPU的短，健壯和心理上合理的聲音篩查工具，以解決該領域當前的空白。

本研究的目的

鑑於上述限制，本工作描述了在五項獨立研究中開發一種簡易篩查儀器“簡易色情篩查”（BPS）以確定PPU的方法。 在研究1中，我們檢查了283個美國軍方退伍軍人對建議項目的同意等級，進行了主成分分析，並評估了BPS的內部可靠性和有效性。 在研究2中，我們使用Qualtrics Survey Software提供的Omnibus服務招募了符合美國代表性規範的2,075名美國成年人，以便重新確認屏幕的單因素結構，評估其內部可靠性以及檢查BPS與屏幕之間的關係。精神病理學指標。 在研究3中，我們使用Turkprime小組服務重新評估了符合代表性規範的1,063名美國成年人的BPS因子結構，並研究了其與心理病理學測量的相關性。 在研究4中，我們招募了703名以社區為基礎的波蘭成年人，以進一步確認非美國樣本中的因素結構，並評估內部一致性和有效性。 在樣本5中，我們檢查了波蘭尋求PPU治療的105位男性患者的臨床特徵，以建立推薦的臨床臨界值。 所有研究的招募將在 補充材料.

研究1-5的統計分析

在研究1和4中，我們使用SPSS-19進行描述性統計，卡方，主成分分析，皮爾遜積矩相關，ANCOVA和獨立 t-tests。

在研究2和3中，我們使用lavaan（Rosseel，2011）的R包，使用對角線加權最小二乘估計，該估計不假定殘差的正態性或均方差性，因此對於有序數據（Flora＆Curran，2004年）。 對於研究5，我們使用SPSS-19進行了接收器工作特性（ROC）曲線分析。

研究1

選項

程序和參與者

研究1是根據退伍軍人經驗調查（SERV）項目的數據進行的，該項目招募了美國各地的退伍軍人（Kraus等，2017; Smith等人，2014）。 招募參與者和執行SERV項目所採用的一般程序已在其他地方進行了說明（Kraus等，2017）。 研究資格要求如下：（a）與美軍隔離（免職）； （b）伊拉克，阿富汗或周圍時代的退伍軍人； （c）至少年滿18歲； （d）說英語的人； 並且（e）居住在美國該數據集的某些部分先前已在以下論文中發表（Decker等人，2019; Moisson等人，2019年; Scoglio等人，2017; 頭巾，波坦察，霍夫，馬蒂諾和克勞斯，2017年, 頭巾，鯊魚，波坦察，霍夫和克勞斯（2020）），但這些論文都沒有關注BPS的結構或有效性。

樣品特徵

在接受調查的283名參與者中，大多數是男性（70.6％， n = 197），平均年齡為35.1（SD = 9.2）年。 樣品特徵列於 補充表1.

措施

第一作者在BPS上開發了最初的六個項目，作為美國退伍軍人樣本中PPU的一種可能度量。 這些項目最初是在第一作者完成心理學的博士後研究時產生的。 項目是根據與患者的臨床相互作用以及先前研究PPU臨床相關性的繼續研究而產生的（請參閱 克勞斯，馬蒂諾等人，2016a; 克勞斯與羅森伯格，2014年）。 接下來，在研究1中對提議的項目進行了其他兩個小組成員的交叉檢查。

在研究1中，為參與者提供了BPS，該BPS旨在識別報告存在使用色情內容問題的個人。 初始規模包括六個項目。 與會者被問到：“在過去的六個月中，關於使用色情製品，您是否遇到過這些情況？” 項目回復為6（從不），0（偶爾）和1（非常頻繁），得分範圍為2到0。請參閱 表1 有關BPS的確切措辭。

表1。研究1，美國退伍軍人簡短色情屏幕（BPS）六項內容達成協議的頻率（N = 222）

項目從不（％）偶爾 （％）常常 （％）M（SD）成分矩陣
您發現自己使用色情製品的次數超出了您的期望。60.529.69.91.49（0.67）0.80 *
您試圖“削減”或停止使用色情內容，但未成功。73.518.87.21.33（0.61）0.82 *
您發現很難抵制使用色情的強烈要求。61.928.79.01.47（0.66）0.84 *
您會發現自己使用色情內容來應對強烈的情緒（例如，悲傷，憤怒，孤獨等）。68.620.210.81.42（0.68）0.73 *
即使您對此感到內gui，仍會繼續使用色情。61.425.612.61.51（0.71）0.76 *
人們已經對您使用色情內容表示關注。90.65.83.11.12（0.41）0.49

備註。 粗體顯示的組件負載表示該組件的負載較高。 缺少兩個參與者的數據。

分量1 = 3.75； 方差百分比= 62.5％。

*粗體保留在最終版本中。

M =平均值； SD =標準偏差。

我們還使用了《性行為和色情史調查表》（羅森伯格和克勞斯，2014年）以評估參與者的性歷史和色情使用特徵，克勞斯與羅森伯格，2014年）評估對色情的渴望（α = 0.83），而PPUS（Kor等，2014）評估與PPU（α = 0.83）。 UPPS-P衝動行為量表（Cyders，Littlefield，Coffey和Karyadi，2014年; Lynam，Smith，Whiteside和Cyders，2006年）是一項45項問卷，用於評估總體衝動性（α = 0.80）和預思（缺乏）（α = 0.84），緊急程度為負（α = 0.81），正緊急性（α = 0.81），尋求感覺（α = 0.84）和毅力（缺乏）組件（α = 0.83），以及性慾行為量表（HBI）（里德，加洛斯和木匠，2011a）以衡量性慾亢進的特徵（α = 0.82）。 另一個問題評估了退伍軍人對接受特定CSBD行為（例如強迫性色情，隨意/匿名性等）治療的興趣。

倫理

退伍軍人事務部機構審查委員會批准了該研究。 所有參與者在參與研究之前均提供了知情的書面同意。

成績

退伍軍人的色情內容使用和性行為

XNUMX％（n = 59）的參與者報告說他們從未觀看過色情內容。 約51％（n = 42）的女性表示從未使用色情內容，而男性則為8.6％（n = 17），χ2 （5）= 96.15， P <0.001，克萊默氏 V = 0.59。 由於當前的研究側重於BPS的心理測量評估以評估PPU，因此我們從研究中刪除了這59名色情非用戶，剩下220個人進行後續分析。

簡短色情屏幕（BPS）的項目減少和因素結構

首先，我們通過檢查前六個項目（表1）。 所有項目均具有中等相關性（rs = 0.31-0.70， P <0.001），表明在此基礎上無法消除任何因素。 其次，我們檢查了BPS上六個項目中每個項目的每個協議級別的頻率計數，以找出“不平衡”的任何項目（克拉克和沃森，1995年）。 使用此決策規則，一個項目（“人們表示關注”）適合消除； 但是，我們對所有六個項目進行了主成分分析（未旋轉），以進一步減少項目數量。

主成分分析（PCA）通常用於減少規模發展中的項目，而PCA和探索性因素分析（EFA）經常產生相似的結果（Schneeweiss＆Mathes，1995年）。 由於BPS的簡單性（最初是6個項目）及其單一的基本因素，我們的目標只是減少項目的數量，同時保留盡可能多的原始差異（康威與霍夫卡特，2003年）。 但是，如果BPS包含多個因素，並且我們對這些因素之間的關係感興趣，那麼將考慮使用EFA或結構方程模型（SEM）。 下面我們報告PCA的結果。

結果僅產生特徵值3.75的一個分量，佔總方差的62.5％（表1）。 只有先前確定的不平衡物品沒有高負荷（≥0.50）和社區（> 0.40）； 使用此決策規則（Costello＆Osborne，2005年），則該項目已刪除。 其餘五個項目具有較高的內部一致性係數（α = 0.89），綜合可靠性（0.92）和中等平均項目間相關性（r = 0.62），支持BPS的一維性（克拉克和沃森，1995年).

BPS的構造，收斂，判據和判別有效性

為了評估建構效度的一個要素，我們首先檢查了性別調整後的BPS分數是否隨所觀看色情內容的數量而變化。 ANCOVA結果表明，色情使用頻率F（3，216）= 14.32具有顯著的主要影響， P <0.001，部分η2 = 0.12。 通過事後比較（經Bonferroni校正），我們發現每日色情用戶（M = 4.39， SD = 2.10， SE = 0.48）的BPS得分明顯高於每周用戶（M = 2.53， SD = 0.73， SE = 0.29），那麼BPS得分高於每月用戶（M = 1.45， SD = 0.36， SE = 0.25）。 我們還計算了Pearson乘積矩相關性，以評估研究變量之間的關係，並且為了支持收斂效度，我們發現PPUS和BPS得分之間存在正相關和強相關性（參見 表2 （按性別劃分的二元相關性）。 為了支持標準有效性，我們發現BPS，HBI和PCQ評分之間存在正相關但適度相關。 為了支持判別效度，BPS很大程度上與衝動性無關，儘管對於男性而非女性，BPS分數與否和正的緊迫性呈正相關，儘管程度較弱。

表2。研究1，美國退伍軍人感興趣的研究變量的相關性，均值和標準差

變量簡短的色情畫面範圍
女性（n = 40）男士（n = 180）
rM（SD）rM（SD）
簡短的色情畫面 - 0.80（1.73） - 2.55（2.87）0-10
色情渴望問卷0.32 *2.03（0.95）0.45 ****2.95（1.34）1-7
有問題的色情使用量表0.77 ****1.27（0.50）0.75 ****1.92（0.98）1-5.7
性慾行為量表0.66 ****27.1（9.0）0.60 ****34.8（15.4）18-95
UPPS-P緊急度0.292.27（0.51）0.30 ****2.36（0.52）1.3-3.9
UPPS-P缺乏預謀0.112.07（0.44） - 0.032.08（0.40）1.2-3.3
UPPS-P缺乏毅力0.181.79（0.42）0.111.94（0.48）1.0-3.4
UPPS-P感覺尋求 - 0.022.61（0.48）0.052.87（0.37）1.2-4.0
UPPS-P迫切需要0.221.94（0.44）0.22 ****2.23（0.48）1.1-3.6

備註。 ∗P <0.05，***P <0.01。

M =平均值； SD =標準偏差。

性行為治療

在接受調查的220名退伍軍人中查看了他們的色情內容（請參閱 補充表1），其中9名表示他們對PPU的治療感興趣。 所有個體均為男性（180位男性中有5位，佔6.67％）。 這XNUMX名男子其餘XNUMX件的BPS平均得分為XNUMX（SD = 2.95）。 所有後續研究（2-5）均使用五項BPS進行分析，因為它們是在研究1之後進行的。

研究21

選項

程序和參加者

使用Qualtrics Survey Software提供的Omnibus服務，我們招募了美國國家代表（針對基於年齡，性別，種族，種族，族裔，收入和美國人口普查地區的2010年人口普查規範提供的非概率樣本），用於成年人的橫斷面研究（N = 2,075; 51％的女性[n = 1,059]，男性佔49％[n = 1,016]； M年齡 = 44.8， SD 16.7）。

以下論文的其他地方已描述了此數據集的某些部分，但沒有一篇論文關注BPS的結構或有效性（請參見 Grubbs，Kraus等人，2019b; 格魯布斯，克勞斯，佩里，萊丘克和戈拉，2020年).

措施

分析僅限於在過去一年中承認觀看色情內容的成年人（N = 1,058，其中66％為男性）。 通過三個項目評估了色情使用行為。 具體來說，我們詢問了參加者在過去一年中有多少次單獨觀看色情內容。 我們還詢問了參與者，在過去的一年中，他們多久對一次色情內容進行手淫。 對於這兩個問題，回答範圍為1（一點也不）到8（每天一次或更多次）。 有一個項目要求參與者在幾分鐘內報告他們平均每天花多少時間查看色情內容。

除了BPS之外，我們還針對該樣本進行了評估，通過在DSM-5的《橫切症狀指標》中納入了XNUMX個與抑鬱症有關的項目和XNUMX個與焦慮症有關的項目（Narrow等，2013）。 我們管理了9個CPUI-XNUMX項目（Grubbs等，2015），以評估對色情製品使用的特定反應或信念。 每個項目的得分為1分（強烈反對）到7（非常同意）。 這些符合面部表情的項目選自CPUI-9量表：感知到的強迫性（例如，“我相信我沉迷於色情製品”），獲取努力（例如，“我推遲了查看色情製品所需的工作”）以及情緒困擾（例如，“我在查看色情內容後感到沮喪”）。 所有這三個項目基本上都與色情使用行為有關（Grubbs，Wilt，Exline和Pargament，2018a; Grubbs，Wilt，Exline，Pargament和Kraus，2018b).

倫理

鮑靈格林州立大學系的機構審查委員會批准了研究2為免稅項目。 所有參與者在參與研究之前均提供了電子知情同意書。

成績

我們使用對角加權最小二乘（DWLS）估計進行了驗證性因子分析（CFA），該估計具有穩健的方差，因為DWLS估計不假設殘差的正態性或同方性，因此對於有序數據更可取（Flora＆Curran，2004年）。 該分析表明，BPS非常適合一維因子結構（Robustχ2 （5）= 3.06， P = 0.69; CFI = 1.00，TLI = 1.00，RMSEA <0.001，SRMR = 0.01）。 平均BPS分數較低（M = 1.56， SD = 2.53），內部可靠性分析表明內部一致性很高（α = 0.90）。 男性獲得更高的BPS分數（M = 2.24， SD = 2.81）比女性（M = 1.70， SD = 2.60）; t （2，1,056）= 3.05， P <0.001，科恩 d 0.20）。

BPS得分與預期指標上的多項指標呈正相關。 BPS分數與“我沉迷色情製品”的陳述呈正相關（r = 0.620， P <0.001），“觀看色情內容後我感到沮喪”（r = 0.47， P <0.001），以及“我推遲了查看色情內容所需的工作”（r = 0.59， P <0.001）。 BPS分數與過去一年觀看色情內容的頻率呈正相關（r = 0.39， P <0.001），在過去一年中手淫色情（r = 0.40， P <0.001），平均每天觀看色情內容的時間（r = 0.23， P <0.001），以及普遍的心理困擾感（r = 0.34， P <0.001）。

研究32

選項

程序和參加者

根據來自470年美國全國代表制（基於美國人口普查數據）的年齡，性別，種族，年齡，性別，種族，美國人口普查地區和收入。 該非概率樣本由Turkprime小組服務（Litman，Robinson和Abberbock，2017年).

該數據集的某些部分先前已在以下論文中發表（Grubbs等，2020; 格拉布斯與格拉（Grubbs＆Gola），2019年; 格拉布斯，格蘭特； 恩格曼，2019a; 格拉布斯，沃克，托西，詹姆斯和坎貝爾，2019年）; 但是，沒有研究集中在BPS的結構或有效性上。

措施

與研究2一致，我們將分析限制在過去一年內報告使用色情內容的人群（N = 470; M年齡 = 44.9; SD = 15.9; 72％的男性）。 如研究2中所述，使用BPS評估了色情使用行為，並使用了單獨色情使用頻率，手淫到色情的頻率以及在幾分鐘內平均每天使用色情的量度。 通過研究5中描述的相同DSM-2橫切測量方法測量了普遍困擾。使用CPUI-9評估自我報告的色情成癮感（α = 0.91; Grubbs等，2010; Grubbs等，2015）及其評估感知強迫性的分量表（α = 0.93），情緒困擾（α = 0.92）和訪問量（α 0.87）。

倫理

鮑靈格林州立大學系的機構審查委員會批准了研究3為免稅項目。 所有參與者在參與研究之前均提供了電子知情同意書。

成績

使用穩健DWLS估計的CFA顯示出色的BPS適合一維（χ2 （5）= 8.64， P = 0.12; CFI = 0.99，TLI = 0.98，RMSEA = 0.03，SRMR = 0.02）。 平均BPS分數較低（M = 1.92， SD = 2.69），內部可靠性很高（α = 0.91）。 男子（M = 2.25， SD = 2.75）得分高於女性（M = 1.12， SD = 2.39; t [1,48] = 4.04， P <0.001，科恩 d 0.40）。

BPS得分與CPUI-9總得分相關（r = 0.72， P <0.001）和感知的強迫性（r = 0.75， P <0.001），訪問量（r = 0.64， P <0.001）和情緒困擾（r = 0.47， P <0.001）分量表。 在過去的一年中，BPS得分與使用色情內容的頻率呈正相關（r = 0.47， P <0.001），過去一年中手淫發生色情的頻率（r = 0.43， P <0.001），平均每天使用色情內容的分鐘數（r = 0.33， P <0.001）和普遍的困擾感（r = 0.33， P <0.001）。

研究4

選項

程序和參與者

例子 （補充表4）包括703名波蘭成年人（512名女性，佔72.8％），年齡18-54歲（M = 26.04， SD = 6.07）。 該數據集的一部分（191位男性）來自於 Kowalewska，Kraus，Lew-Starowicz，Gustavsson和Gola（2019）.

通過在gumtree.pl（波蘭版的Craigslist）和hiperseksualnosc.pl（研究小組的網站）上的網絡廣告從波蘭人口中招募所有成年人。 完成在線調查並留下電子郵件地址的參與者有資格贏得以下獎項之一，五張30、15或5美元的書店優惠券以及30張電影院門票。 所有電子郵件地址都存儲在單獨的數據庫中，並且不與調查表數據相關聯以幫助確保匿名性。

措施

除了使用BPS，我們還使用波蘭語UPPS-P（波波拉，2014年）。 我們使用波蘭語強迫症量表修訂版（OCI-R）（Foa等人，2002; 提供的翻譯細節； Gola等人，2017a）和波蘭改編的性成癮篩查測試（SAST-R）（Gola等人，2017a）評估（1）對性的偏愛，（2）影響，（3）性行為對人際關係的干擾以及（4）對性行為失去控制的感覺（SAST-R total α 0.80）。

倫理

所有程序均已獲得波蘭科學院心理研究所倫理委員會的批准。 參與研究之前，所有參與者均獲得知情的書面同意。

成績

波蘭語適應性BPS的心理計量學特性

使用穩健DWLS估計的附加CFA可以很好地擬合單因素解決方案（Robustχ2 （5）= 2.12， P = 0.83; CFI = 1.00，TLI = 1.00，RMSEA = 0.00，SRMR = 0.02）。 與先前的研究類似，波蘭對BPS的修改具有很高的內部一致性（α = 0.89）和中等平均項目間相關性（r = 0.62）。 男性的內部一致性和平均項目間相關性均較高（α = 0.88; r = 0.61）比女性（α = 0.85; r 0.54）。

如圖所示 表3，對於整個樣本，平均BPS得分為1.92（SD = 2.65）。 男子（M = 3.56， SD = 3.11）的BPS得分高於女性（M = 1.12， SD = 1.92）， t （701）= 10.12， P <0.001，科恩 d = 0.76）。 觀看色情內容所花費的分鐘數與BPS得分相關性較弱，但僅針對男性。 為支持標準有效性，BPS評分與症狀嚴重程度呈正相關，如SAST-R所測。 為了支持判別效度並且與研究1相似，我們發現BPS評分與UPPS-P感覺尋求之間沒有相關性，並且沒有進行預先冥想，並且BPS評分與負尿急，正尿急和毅力之間的正相關性較弱。 BPS得分與強迫症特徵之間存在弱關聯（請參閱 表3 所有相關性）。

表3。波蘭社區成人樣本中BPS得分與其他指標的相關性（N = 703）

變量簡短的色情畫面範圍
女性（n = 512）男士（n = 191）
rM（SD）rM（SD）
簡短的色情畫面 - 1.12（1.92） - 3.56（3.11）0-10
上週使用色情內容的數量（分鐘）0.0760.46（108.93）0.17 *124.66（179.12）1-1,200
性成癮篩查試驗 - 修訂版0.43 ****3.81（2.99）0.61 ****5.51（4.23）0-18
強迫症量表–修訂0.17 ****18.03（10.38）0.25 ****19.21（9.72）0-58
UPPS-P緊急度0.22 ****29.26（7.16）0.29 ****27.02（7.79）2-48
UPPS-P缺乏預謀0.0622.28（5.26）0.1421.83（5.86）2-41
UPPS-P缺乏毅力0.14 ****20.25（5.18）0.15 *20.24（4.92）2-37
UPPS-P感覺尋求 - 0.0631.22（7.75） - 0.00434.39（7.99）4-48
UPPS-P迫切需要0.12 ****28.02（9.54）0.27 ****28.90（10.03）9-56

注意事項。 *P <0.05，***P <0.01。

M =平均值； SD =標準偏差。

研究5

選項

程序和參加者

為了檢查BPS截止分數，我們評估了105名年齡在18-55歲之間的波蘭男性（M = 32.94; SD = 7.45）正在尋求CSBD治療的人，其中大多數報告了PPU（請參見 補充表5和6）。 尋求治療的小組包括來自以下研究的數據集： Wordecha等。 （2018） （9男）; Gola，Lew-Starowicz，Draps和Kowalewska（2019） （57男）; Draps等。 （2020年） （26男）; Holas，Draps，Kowalewska，Lewczuk和Gola（2020） （13名男性）。 對照組包括191位年齡在18-54歲之間的男性成年人（M = 26.04; SD = 6.07），來自研究4。

2014年2017月至XNUMX年XNUMX月期間，在華沙的兩家性病診所中招募了尋求PPU治療的男性尋求治療的患者。所有尋求PPU治療的患者均符合五歲以下性病診斷標準中的四分之二。 卡夫卡（2010） 適用於DSM-5。

措施

完成初次訪談後，對患者進行篩查以納入/排除標準。 納入/排除標準包括完全或主要是異性戀（根據波蘭對Kinsey量表的改編進行評估； 金西，波美露和馬丁，1948年），並且不符合酒精濫用障礙的診斷標準（Saunders，Aasland，Babor，De la Fuente和Grant，1993年）或賭博疾病（在南奧克斯賭博屏幕（SOGS上得分<5 α = 0.70）（Lesieur＆Blume，1987年）。 所有男性患者均接受了DSM-IV（SCID）的結構化臨床訪談評估（長臂猿，斯皮策，威廉姆斯，本傑明和第一，1997年）用於強迫症，衝動控制，躁鬱症，焦慮症，精神病和藥物濫用障礙和性行為（補充表6）。 符合至少三個CSBD標準的男性患者（Kraus等，2018）和四項針對性慾亢進的疾病（Kafka，2010），上述任何疾病均未邀請其參加本研究。

倫理

所有程序均已獲得波蘭科學院心理研究所倫理委員會的批准。 參與研究之前，所有參與者均獲得知情的書面同意。

成績

尋求治療的男性的平均BPS分數為7.50（SD = 2.58），並且顯著高於未尋求治療的男性3.56（SD = 3.12）， z = 14.66， P <0.001，科恩 d = 1.38。 我們評估了 先驗 選定的患者組（n = 105），對照組中所有男性（研究4， n = 191）（見 圖。 1 ROC曲線）。 ROC曲線捕獲了82.2個測試項目的5％的面積（SE = 0.02; P <0.001），其特徵在於置信區間為95％，極限為77.5％和86.9％。 如圖所示 表4，建議的臨界值為4，其敏感性為58.42％，特異性為90.48％，陽性預測值為91.74％（95％CI 85.88％–95.30％），陰性預測值為54.60％（95％CI 50.12％-59.00） ％）和準確性69.83％（95％CI 64.24％–75.02％）。 臨界值5的特徵是靈敏度為68.42％，特異性為83.81％（請參見 表4).

圖。 1。
圖。 1。

研究5，針對因色情內容使用問題而尋求治療的波蘭人使用的BPS的ROC曲線（得分為4或更高）

引文： 行為成癮雜誌 9，2； 10.1556/2006.2020.00038

表4。建議的簡短色情屏幕（BPS）的ROC分析，建議的截止分數

統計BPS值為4BPS值為5
值95％CI值95％CI
靈敏度58.4%51.1-65.5％68.4%61.3-75.0％
特異性90.5%83.2-95.3％83.8%75.6-90.3％
正似然比6.133.36-11.204.232.71-6.60
負似然比0.460.38-0.550.380.30-0.47
疾病流行64.4%58.7-69.9％64.4%58.7-69.9％
正預測值91.7%85.8-95.3％88.4%83-92.3％
負預測值54.6%50.1-59％59.5%53.9-64.8％
準確性69.8%64.2-75％73.9%68.5-78.8％

為了檢查尋求治療的患者中PPU的變化，我們比較了納曲酮或帕羅西汀治療兩個月前後的臨床樣本中57名男性的BPS得分（Gola等人，2019）使用相關樣本 t-測試。 治療後BPS分數有所不同（t （56）= 6.75; P <0.001，科恩 d = 1.80），治療前BPS得分較高（M = 8.54; SD = 1.77），比治療兩個月後（M = 5.75; SD 2.97）。

討論區

當前的研究評估了BPS（一種簡短的篩選工具），以識別可能的PPU。 在開發旨在評估PPU的量表時，我們的研究中使用的魯棒採樣技術以前未曾使用過。 總體而言，BPS在心理上是合理的，可以通過對多個樣本進行的信度和效度度量來證明，為其在臨床實踐中的使用提供了初步的支持，儘管還需要進一步的研究來確定其對尋求治療的個體的臨床效用。

先前的研究一致表明，相對於女性，男性更經常觀看和手淫色情內容（Bothe等，2018; Grubbs，Wilt，Exline和Pargament，2018a; Wright，2013），並且在所有五個樣本中都觀察到了這一發現。 與過去的研究一致，我們發現與女性相比，男性比女性更關注色情內容的使用（Bothe等，2018; Kor等，2014）。 我們的研究是獨特的，因為我們檢查了五個不同樣本（例如，美國退伍軍人，兩個美國普通成年人樣本，波蘭成年人和接受CSBD治療的波蘭男性患者）的心理測量特性。 鑑於我們招募來評估BPS的心理計量學特性的樣本的多樣性，我們相信這些發現對於來自不同國家的臨床和非臨床人群均具有普遍性。 但是，儘管如此，仍然建議謹慎，我們建議進行進一步的研究以驗證臨床人群的BPS，尤其是在尋求PPU治療的女性以及性少數和性別少數群體中。

我們在研究1中對建議的六項屏幕的初步檢查顯示，一項不平衡，進一步的分析建議將其刪除。 在整個研究中，五項篩選顯示出較高的內部一致性以及構造，收斂，判別和標準有效性。 正如預期的那樣，BPS評分與其他評估PPU的現有量表（例如CPUI-9（Grubbs等，2015）和PPUS（Kor等，2014）），但與評估嚴重性徵的症狀嚴重程度評估僅適度相關（Reid，Garos等，2011a; Reid，Li等，2011b）或性成癮（Gola等人，2017b）。 因此，該屏幕與評估PPU尺寸的措施更緊密相關，但仍與與CSBD相關的一般措施（例如，控制受損，嘗試退出失敗）相關。 我們不打算將BPS用作CSBD的代理。 然而，研究表明，PPU是尋求CSBD的心理健康治療的個人中最常報告的問題之一（Kraus，Meshberg-Cohen，Martino，Quinones和Potenza，2015a; 克勞斯（Praenza）等人，2015b; Reid等人，2012）。 因此，BPS可能是用於在尋求CSBD治療的個體中檢測可能的PPU的有用工具。 需要額外的臨床訪談來確定CSBD的存在，這可能表現為具有不同臨床表現的尋求治療的個體中的PPU（克勞斯與斯威尼（2019）).

我們還發現，一般而言，BPS得分與衝動性之間的相關性很弱（Cyders等，2014; Lynam等人，2006）和強迫性功能（Foa等人，2002）。 為了支持先前的工作（Bőthe等人，2018, 2019），BPS得分與普遍的困擾和沮喪感的測量值呈中等程度的相關； 我們還發現，BPS得分與沈迷色情製品和將色情製品觀看的優先級高於其他活動的程度之間存在適度的相關性（格魯布斯，佩里，威爾特和里德，2019c）。 如其他地方所述（Kor等，2014），雖然BPS得分與手淫頻率之間的關係似乎更強，但我們還發現，以BPS衡量，色情觀看與PPU之間存在適度的相關性。 我們預計色情觀看行為與BPS得分之間存在這種關聯。 正如其他作品所討論的（Gola，Lewczuk和Skorko，2016年; 克勞斯，馬蒂諾等人，2016a; Bőthe等人。 2020），我們還發現觀看色情內容的頻率並不一定是PPU的指標。 在美國的兩個國家樣本中，我們發現在BPS上得分至少四分或更高的個人（主要是男性）比例很高。1

建立色情用BPS規範需要進一步的研究，該規範可能會根據性別，年齡和其他社會經濟因素而有所不同。 此外，有關色情製品使用的研究仍在繼續發展，需要更多工作來確定與PPU相關的風險和保護因素。 此外，在研究非臨床和臨床樣本中的PPU時，招募大量女性樣本將允許對可能的性別影響進行更多檢查。 特別需要調查的是報告使用大量色情內容的婦女（即每天，每天幾次）中的PPU。 在我們的樣本中，這個群體的代表並不平等，而且使用色情內容的女性通常報告的水平低於男性。 通常，應注意特定於女性的結果，因為我們的結果可能受樣本量較小的影響，因此建議進一步研究檢查PPU女性中與性別相關的差異。 正如最近的一項研究（Bőthe等人。 2020），我們還建議使用BPS進行性別不變性測試，以進一步調查其對女性或其他不同群體的心理測量特性。

我們當前研究的主要優勢是，我們包括了一份針對CSBD的尋求治療的男性樣本，以確定簡短的PPU篩查的敏感性和特異性。 具體而言，在研究5中，我們獨立研究了參加CSBD隨機臨床試驗的105名男性中的PPU。 在將CSBD患者與未受影響的對照參與者進行比較後，我們確定BPS的初始臨床臨界評分為6。 正如我們目前所解釋的那樣，BPS的四分或更高分數應值得醫療專業人員對PPU的進一步評估。 但是，波蘭尋求治療的男性（自認為異性戀）和對PPU治療感興趣的退伍軍人的得分均遠高於XNUMX。有可能臨床臨界值最低為XNUMX，而得分為XNUMX或更高。 ，可能反映出對臨床服務的需求。 有必要對臨床和非臨床樣品進行進一步完善，以確定BPS的最佳臨界值。 建議的截止分數目前應謹慎解釋。

儘管很有希望，但這項研究有多個局限性。 首先，儘管五個樣本中有四個包括女性，但仍需要對女性和不同人群中的PPU進行更多研究，以解決與性別和多樣性相關的考慮。 初步數據表明，女性接受PPU治療的可能性比男性低XNUMX倍（Lewczuk，Szmyd，Skorko和Gola，2017年）。 另一個限制是，我們只招募了一個波蘭異性戀男性樣本來確定BPS的臨床臨界值，還需要進一步的工作來確定女性以及其他國家和不同性別個體的臨床人群的門檻方向。 目前，我們沒有證據表明男女或其他特定人群的門檻分數應該不同。 我們懷疑，在大量不同的男女樣本，性和性別少數群體以及其他群體（包括臨床和非臨床樣本）中進一步研究PPU，將有助於確定最佳的臨界分值，以識別可能患有PPU的個體。

此外，我們承認，還需要進行其他研究，以驗證非西方國家以及具有種族多樣性和性少數群體的樣本中的BPS和其他PPU措施。 西方國家過多的研究限制了我們對不同文化和種族之間對PPU的理解。 BPS的建議分值可能會根據性別或文化因素而有所不同，並且需要額外的工作來確定臨床和非臨床人群的適當閾值。 在此基礎上，將來需要評估BPS的效用和度量不變性的多元文化和多樣本研究。 另一個局限性是，由於要招募來自不同背景的大批男性和女性都存在成本和困難，因此我們依靠基於網絡的設計，因此沒有對五項研究中的四項進行臨床訪談。 當臨床醫生面對面使用量表時，評分和反應可能會有所不同。 此外，在未來的研究中，有更大，更多樣化的樣本通過訪談得到臨床證實，項目反應理論（IRT）可用於更好地確定個人在PPU連續體中的位置，而色情製品則更廣泛地使用BPS和提供進一步的清晰度和細化潛在的截止分數。 此外，由於研究5僅包含自認為異性戀的已招募男性，因此我們建議在確定PPU可能的截止分數時，對BPS進行進一步研究，以包括同性戀者和雙性戀者以及其他性少數群體。

BPS作為臨床工具的效用應與它作為了解人群研究中PPU的工具的效用分開考慮。 更重要的是，未來的工作應該具體檢查和描述臨床和非臨床樣本中BPS評分的最佳用法和解釋。 正如其他地方所討論的（克勞斯與斯威尼（2019）），調查尋求治療的個體中的PPU並了解潛在的尋求治療行為的動機非常重要。 護理PPU的動機和障礙都尚未得到全面檢查，因此需要更多注意。 當前，我們建議不應將BPS的陽性檢查結果解釋為對潛在的精神健康障礙的診斷。 由於BPS並未詢問CSBD診斷標準中詳細說明的對生命主要領域功能的干擾，因此應在臨床上對BPS呈陽性的個體進行此類評估。 需要使用基於Web的設計和親自設計來對不同人群中的BPS進行測試和驗證。 在評估PPU並考慮治療建議時，應考慮其他因素，例如道德上的不一致和精神病（藥物使用，雙相情感障礙）和醫療（癡呆，帕金森病）狀況（品牌，Antons，Wegmann和Potenza，2019年; Grubbs＆Perry，2019年; 格魯布斯，佩里，威爾特和里德，2019c; Grubbs，Wilt，Exline，Pargament和Kraus，2018b; 克勞斯與斯威尼（2019））。 研究人員（Štulhofer，Bergeron和Jurin，2016年a; Štulhofer，Jurin和Briken，2016年b）還指出，除了性慾過高之外，諸如性慾高等因素仍然很難取笑，這引起了人們對PPU如何概念化的擔憂。 隨著研究人員和臨床醫生開發可準確評估PPU的工具，需要進一步研究以檢查不同群體之間的強烈性慾和/或行為。 存在評估CSBD標準中所述的道德不一致的類似考慮。

最值得注意的是，需要進行進一步的研究以評估使用BPS進行的臨床和非臨床樣品之間的重測以及敏感性和特異性。 鑑於BPS的簡短性（需要1-2分鐘才能完成），應進行更多的研究以在醫學和健康環境中試行使用，以識別可從治療中受益的PPU個體。 總之，我們對BPS的初步檢查表明，它在心理上是合理的，簡短的，並且易於在臨床和非臨床環境中使用，並且很有可能在國際管轄範圍內的人群中使用。

資金來源

作者披露了以下對本文的研究，著作權和出版物給予的財政支持。 研究1由退伍軍人事務研究與開發辦公室，臨床科學研究與開發辦公室（ZDA1，PI Rani A. Hoff）和VISN 1新英格蘭MIRECC（PI Shane W. Kraus）資助。 研究2和3由鮑林格林州立大學（PI Joshua Grubbs）提供的機構資金支持。 波蘭國家科學中心（4/5 / B / HS2014 / 15; PI M. Gola）支持研究6和03792。

Steven D. Shirk，Steve Martino和Rani A. Hoff是退伍軍人事務部的全職員工。 Potenza博士得到了康涅狄格州心理健康和成癮服務部，康涅狄格州心理健康中心以及康涅狄格州問題賭博委員會的支持。 博士 克勞斯（Kraus），波坦察（Potenza）和希爾克（Shirk）得到了國家負責任遊戲中心的支持。 資助機構未對稿件內容提供任何投入或評論，稿件內容僅反映作者的貢獻和思想，不一定反映出資助機構的觀點。

作者的貢獻

SWK概念化並編寫了初稿。 SWK，RAH，MNP和SM有助於研究1的數據收集和數據分析。JBG有助於研究2和3的數據收集和分析。MG，EK和ML有助於研究4的數據收集和分析。 5. SDS為研究1提供了統計監督，並為其他研究提供了指導。 所有作者在投稿前均提供了輸入，閱讀和審閱的手稿。 SWK和其他作者批准了手稿的最終草案。

利益衝突

作者聲明在本文的研究，作者身份和發表方面都沒有潛在的利益衝突。

簡短的色情屏幕（BPS）日期：
ID＃：
使用方法：在過去的6個月中，您在使用色情內容方面發生過這些情況嗎？決不偶爾常常
  • 您發現自己使用色情製品的次數超出了您的期望。
012
  • 您試圖“削減”或停止使用色情內容，但未成功。
012
  • 您發現很難抵制使用色情的強烈要求。
012
  • 您會發現自己使用色情內容來應對強烈的情緒（例如，悲傷，憤怒，孤獨等）。
012
  • 即使您對此感到內gui，仍會繼續使用色情。
012

進球。 4≥的分數被認為是可能使用色情製品的陽性篩查。 鼓勵對可能的色情使用問題進行附加檢查。

1在過去的色情用戶中，有25％（女性的20.6％，男性的28.6％）的BPS得分為13.8分或更高（總體為7.6％；女性為20.2％；男性為XNUMX％）。

2在過去的一年中，使用色情內容的用戶中有30.1％（女性佔11.6％；男性32.8％）得分為11.6分或更高（總體佔1.9％；女性佔10.1％；男性佔XNUMX％）。

補充數據

可以在https://doi.org/10.1515/jba.2020.00038上在線找到本文的補充數據。

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