德国青少年的短信行为：普遍程度及潜在短信行为特征

《International Journal of Sexual Health》：Sexting Among Adolescents in Germany: Prevalence and Latent Sexting Profiles

　　摘要

背景
青少年之间的发短信行为常被视为一种高风险行为，相关研究主要关注其潜在风险，而其可能存在的积极方面却尚未得到充分探索。学者们越来越多地呼吁采用多维度视角，区分自愿的发短信行为（即双方同意的）与被迫行为（即受外部压力驱动的）以及未经同意分享他人信息的行为（即未经对方许可）。明确这些行为类型对于避免混淆潜在的风险与益处至关重要。此外，还需要采用以个体为中心的研究方法，通过识别不同的亚群体来理解青少年发短信行为的多样性。

研究目标
本研究旨在：
1. 分析德国青少年中自愿发短信、受迫发短信以及未经同意发短信的12个月流行率，并考察不同人口群体之间的差异；
2. 根据这三种形式识别不同的发短信行为特征；
3. 比较这些特征在性自尊、性自我效能（作为性福祉的指标）、色情内容使用情况（包括非暴力和暴力内容及其感知真实性，这些都与性攻击行为相关）以及抑郁症状（作为心理压力的标志）方面的差异。

研究方法
德国的1695名青少年（其中67.8%为女性，平均年龄16.33岁，年龄范围在15至18岁之间）完成了在线自我报告问卷。

研究结果
40.0%的参与者报告有过自愿发短信的行为，24.9%有过受迫发短信的行为，16.4%有过未经同意发短信的行为。潜在轮廓分析揭示了三种行为模式：无/低参与度（82.4%），在所有三种形式中都高度参与的（4.2%），以及主要进行自愿发短信的（13.3%）。在不同行为模式中，性福祉指标、风险相关因素及抑郁症状等方面存在显著差异。

结论
研究结果指出，有一小部分青少年在所有三种发短信行为中都高度参与，属于高风险群体。相比之下，自愿发短信的行为模式并不一定都令人担忧，这凸显了对青少年发短信行为进行细致研究的必要性。

关键词：
发短信；青少年；流行率；潜在轮廓分析；性积极视角

引言
智能手机、社交媒体和即时通讯应用程序在青少年的生活中无处不在，极大地改变了他们的社交方式。人们对青少年的网络活动表示担忧，包括他们接触的内容、互动的对象以及所涉及的行为（Wang等人，2025年）。其中，发短信行为尤其受到了公众和学界的关注。
发短信广义上指的是通过数字设备分享包含性内容的信息（Mori等人，2020年）。虽然这一术语最初指代的是文字形式的性露骨信息，但现在更常用于描述分享自拍或视频等视觉内容，这反映了视觉内容在数字交流中的重要性日益增强（Burén等人，2025年；Courtice & Shaughnessy，2021年）。关于发短信行为的定义在学术界存在差异，特别是在涉及的媒介形式和行为类型上（Barrense-Dias等人，2017年；Courtice & Shaughnessy，2021年）。因此，青少年中主动参与发短信行为的流行率估计在0.9%到27.6%之间，而被动参与（如接收、请求或被要求发送性内容）的流行率则在7.6%到60.0%之间（Barrense-Dias等人，2017年）。一项国际元分析表明，青少年中主动发送性内容的比例为19.3%，接收比例为34.8%，未经同意转发性内容的比例为14.5%（Mori等人，2022年）。在德国（本研究的研究背景），关于青少年发短信行为的实证证据仍然有限（Budde等人，2022年）。多项研究报告称，青少年中主动发短信的12个月流行率在2.4%到18.0%之间（Barbovschi等人，2021年；Baumgartner等人，2014年；Wachs等人，2017年）；最近的一项针对11至17岁青少年的调查显示，10.0%的青少年曾发送过性内容（Landesanstalt für Medien NRW，2025年）。

发短信行为被认为是一个多维度的概念，包含多种形式。学者们强调需要区分自愿发短信与被迫或未经同意的发短信行为，以更好地理解其后果和发展影响（例如Hu等人，2023年）。忽视这种区分可能会将积极和消极的结果混为一谈（Mori等人，2022年）。自愿发短信是指在没有压力或强迫的情况下，自主发送自拍或视频等性内容（Alonso & Romero，2019年；Lu等人，2021年）。相比之下，被迫发短信包括在压力下发送性内容，而未经同意的发短信则是指未经他人许可分享他人的性内容（Wachs等人，2021年）。

迄今为止，关于发短信的研究主要采用以行为为中心的方法（Holfeld等人，2024年），孤立地考察发短信行为或假设这些行为之间存在线性关系，这可能忽略了个体内部发短信行为的复杂组合以及不同亚群体之间的差异。最近出现了以个体为中心的研究，这些研究识别出在特定指标上具有相似反应模式的亚群体，并允许对其进行比较（例如Dolev-Cohen，2024年；Kokkinos等人，2024年）。这些发现可以为有针对性的教育和干预措施提供依据，特别是针对那些表现出被迫发短信行为或具有风险因素的亚群体（Dolev-Cohen & Shaul，2025年）。

本研究通过区分自愿发短信、受迫发短信和未经同意发短信的行为，探讨了这些行为在德国青少年中的流行情况，并识别了不同的行为特征。这些特征与性自尊、性自我效能（如设定界限和传递积极的性信息）这两个与性福祉相关的认知维度以及抑郁症状（作为心理压力的标志）进行了关联分析。此外，还比较了不同行为模式在色情内容使用（非暴力和暴力内容）及其感知真实性方面的差异，因为这些因素可能与性攻击行为等问题相关（Flood，2009年；Gunnoo & Powell，2023年）。这种方法有助于识别与性攻击行为和抑郁症状相关的风险因素，以及与性发展积极的方面相关的发短信行为模式。

发短信行为的社会人口统计相关因素
多项研究探讨了与青少年发短信行为相关的人口统计特征。研究发现年龄是一个重要因素，随着年龄的增长，发短信行为变得更加普遍（例如Gámez-Guadix & de Santisteban，2018年；Ojeda等人，2020年）。这一趋势可归因于青少年在此期间的性和关系发展（Mori等人，2022年）。发送性内容的青少年更可能报告过去或当前的性活动（参见Handschuh等人的元分析，2019年），纵向研究表明，发短信行为与生殖器接触行为同时出现（Steinberg等人，2019年）。
在性别差异方面，关于自愿发短信（即主动发送性内容）的研究结果不一致，某些研究表明男性青少年更倾向于参与这一行为（Alonso & Romero，2019年），而另一些研究则表明女性青少年更可能参与（Ybarra & Mitchell，2014年）；还有研究未发现显著性别差异（Gámez-Guadix & de Santisteban，2018年）。当考虑被迫发短信行为时，性别差异更加明显：男性青少年更可能参与此类行为（Van den Eynde等人，2026年），而女性青少年更可能感受到发送性内容的压力（Burén & Lunde，2018年）。这些性别差异可能反映了传统的性别角色和性规范，这些规范强调男性在性交往中的主导地位（Lunde & Joleby，2023年；Wachs等人，2021年）。
性取向也与发短信行为有关。研究表明，非异性恋青少年相比异性恋青少年更常发送性内容（例如Ojeda等人，2020年；Van Ouytsel等人，2021年）。在最近的一项研究中，非异性恋青少年比异性恋青少年更倾向于参与自愿发短信行为，但在受迫或未经同意发送性内容方面没有显著差异（Wright & Wachs，2024年）。这些发现可以理解为，在现实世界中，非异性恋青少年在建立亲密关系和探索性身份方面可能面临更多限制，因此数字交流对他们尤为重要（Pinsky，2023年）。

发短信行为的偏差视角与性积极视角
长期以来，青少年发短信行为常被视为一种偏离常规的、有问题的行为（D?ring，2014年），被视为对青少年健康和福祉的威胁。研究重点关注发短信行为的潜在不良后果及其与风险行为之间的关联（Kosenko等人，2017年）。Mori等人（2019年）对23项研究（共41,723名参与者）的元分析发现，青少年发短信行为与犯罪行为、饮酒、药物使用、吸烟以及抑郁和焦虑之间存在正相关。此外，发短信行为还与性活动及危险行为（如有多个性伴侣和缺乏避孕措施）相关。有研究指出，青少年经常观看色情内容（Stanley等人，2018年）。色情内容可能影响与自我认知和性行为相关的思维模式，这些模式可能体现在发短信行为中（Clancy等人，2021年）。色情内容常被描述为“不良甚至危险的性教育素材”，因为其中充满敌意、性别歧视和暴力的内容可能影响性态度和行为（Flood，2009年，第384页）。例如，最近一项研究表明，频繁观看暴力色情内容的青少年更可能接受性胁迫，并且更有可能表现出性攻击行为（Schuster等人，2025年）。色情内容的影响可能取决于其内容的真实感（Krahé等人，2021年）。

尽管早期研究和公众讨论主要采用偏差视角，但越来越多的声音认为，发短信是数字时代表达个性的正常方式（Wachs等人，2021年）。因此，青少年发短信行为被视为一种符合发展规律的行为，有助于青少年探索性身份和建立亲密关系（Murphy & Spencer，2021年；Steinberg等人，2019年）。这种正常化观点与青少年发短信的动机相符，例如追求性目标和增强身体形象（Bianchi等人，2016年），同时也与研究发现一致，即青少年认为发短信行为可能带来积极结果（Hudson & Marshall，2018年）。然而，发短信行为的积极方面尚未得到足够的实证关注。最近有人呼吁采取性积极视角，强调考虑其潜在的个体和关系层面的益处（Van Dijck等人，2025年；Woodley等人，2025年）。性积极视角超越了传统的缺陷导向，不仅关注风险，还关注性行为的多样性和个人选择及其对个体满足感的贡献（Williams等人，2015年）。这一观点也认同青春期是性发展的重要阶段，在此期间个体开始了解和探索自己的性取向，并形成与之相关的认知（Kar等人，2015年）。

综上所述，本研究通过区分自愿发短信、受迫发短信和未经同意发短信的行为，探讨了这些行为在德国青少年中的流行情况，并识别了不同的行为特征。这些特征与性自尊、性自我效能（如设定性界限和传递积极的性信息）等性与福祉相关的认知维度以及抑郁症状（作为心理压力的标志）进行了关联分析。此外，还比较了不同行为模式在色情内容使用及其感知真实性方面的差异，因为这些因素可能与性发展中的问题有关（Flood，2009年；Gunnoo & Powell，2023年）。这种研究方法有助于识别与性攻击行为和抑郁症状相关的风险因素，以及与性发展积极方面相关的发短信行为模式。在青少年 Sexting（发送露骨性短信或图片）的研究中，研究发现存在两到四个潜在的亚群体（Dolev-Cohen, Citation2024; Dolev-Cohen & Shaul, Citation2025; Holfeld et al., Citation2024; Mori et al., Citation2021），而在年轻成年人样本中则发现了多达五个亚群体（Kokkinos et al., Citation2024）。虽然逻辑分析（LCA）基于分类指标，可以识别出 Sexting 参与中的质量差异（即不同的亚群体模式），但层次分析法（LPA）使用连续指标，还能够评估数量差异（即水平差异）。过去以个体为中心的 Sexting 研究在用于识别亚群体的指标和比较变量上有所不同。作为首批采用以个体为中心的方法研究 Sexting 的研究之一，Mori 等人（Citation2021）基于 Sexting 变量、性活动以及危险性行为（例如，不使用避孕措施）进行了 LCA 分析。他们发现了四个不同的青少年亚群体。总体而言，LCA 结果表明，Sexting 不一定与危险性行为或性活动相关联。通过群体比较，作者认为 Sexting 与危险性行为的共存可能与抑郁症状的增加有关，而不仅仅是 Sexting 本身，这指出了一个潜在的高风险亚群体。进一步强调了以个体为中心的方法的重要贡献，一项来自希腊的最新研究发现，在五个由连续指标得出的潜在 Sexting 类型中，大五人格特质存在显著差异（Kokkinos et al., Citation2024）。例如，在“不受欢迎的 Sexting”类型中（例如，在压力下发送信息的人），个体在神经质方面的得分高于“未涉及”和“自愿参与”的类型。

总之，以个体为中心的 Sexting 方法有助于识别出特定的 Sexting 行为模式，尤其是在高风险群体中，而这些是传统以变量为中心的方法无法发现的。此外，以个体为中心的方法有助于避免过度概括，并可能指导有针对性的教育计划。此外，通过采取性积极的态度来研究 Sexting，这类分析可以帮助识别哪些 Sexting 模式与性发展的积极方面相关。

鉴于德国关于青少年 Sexting 的实证证据有限，本研究旨在评估德国青少年中在过去 12 个月内主动发送或分享露骨性图片或视频的行为的普遍性。根据先前的建议（例如，Hu et al., Citation2023），我们区分了自愿的 Sexting 和非自愿的 Sexting，即被迫或未经同意的 Sexting。此外，我们还根据人口统计变量（性别、年龄、性取向和性经验）检验了这些 Sexting 形式的普遍性差异。以下是检验的假设：
假设 1（H1）：报告非自愿 Sexting 的男性青少年多于女性青少年。
假设 2（H2）：报告被迫 Sexting 的女性青少年多于男性青少年。
假设 3：非异性恋青少年比异性恋青少年更常报告自愿的 Sexting。
假设 4：有性经验的青少年比没有性经验的青少年更常报告 Sexting。
假设 5：所有形式的 Sexting（即自愿的、被迫的、非自愿的）都会随着年龄的增长而增加。

尽管以个体为中心的方法分析 Sexting 行为的个体差异强调了研究不同亚群体的价值，但现有研究仍然有限。基于这一新兴的研究方向，本研究首先旨在确定是否可以根据青少年自我报告的自愿、被迫和非自愿的 Sexting 行为来描述他们的 Sexting 特征。先前文献表明，可能会发现两到五个潜在的亚群体，这些亚群体反映了青少年在 Sexting 参与方面的数量和质量差异。其次，本研究还考察了这些潜在 Sexting 类型中的青少年在自我报告的性自尊、性自我效能（即设定性界限和传达积极性信息的能力）、抑郁程度、对色情内容的现实认知以及非暴力性和暴力性内容的使用方面是否存在差异。通过结合与风险导向框架相关的变量和性福祉指标，本研究响应了最近关于采取性积极态度研究青少年 Sexting 的呼吁（Van Dijck et al., Citation2025）。通过比较这些变量下的不同类型，可以更深入地理解不同 Sexting 模式与性发展中的脆弱性和积极方面之间的关联。

**样本**
样本包括 1,695 名青少年，平均年龄为 16.33 岁（标准差 = 1.02，范围 = 15–18 岁）。其中，67.8%（n = 1,149）被归类为女性，32.2%（n = 546）被归类为男性，两组之间在年龄上没有显著差异。大多数参与者（94.0%）具有德国国籍，超过一半的样本（52.0%）的目标是获得德国大学入学资格“Abitur”。大多数参与者（72.6%；n = 1,230）自认为是异性恋。大约 62.5%（n = 1,059）目前或曾经有过恋爱关系。关于性经验，74.0%（n = 1,255）报告有过亲吻、亲密接触或性交等性行为，而 26.0%（n = 440）报告没有性经验。50.0%（n = 847）的参与者报告有过性交经历，23.6%（n = 400）没有性交经历，26.4%（n = 448）未回答这个问题。首次性交的平均年龄为 15.04 岁（标准差 = 1.46），平均性伴侣数为 2.68 个（标准差 = 3.82，范围 = 1–33 个伴侣）。

**测量**
对于每个构念，我们进行了验证性因素分析（CFA）并测试了跨性别的测量不变性。CFA 模型的拟合指数（见表 SM1）、标准化因子载荷（见表 SM2）和测量不变性结果（见表 SM3）见补充材料（SM）。

**Sexting**
为了评估 Sexting 行为，我们询问了参与者在过去 12 个月内是否分享过露骨性照片（例如，内衣的照片或裸体照片）或视频。根据 Wachs 等人的研究（Citation2021），我们将 Sexting 分为三种形式：（1）自愿的，（2）被迫的，（3）非自愿的。自愿的 Sexting 通过两个条目进行评估（例如：“我自愿发送了自己的一张露骨照片”）。另外两个条目用于捕捉被迫的 Sexting（例如：“在某人的压力下，我发送了自己的一张露骨照片或视频”）。自愿和被迫的 Sexting 条目修改自 Wachs 等人的研究（Citation2021）。为了测量非自愿的 Sexting，我们使用了 Gámez-Guadix 等人（Citation2022）开发的子量表，包含三个条目（例如：“我在未经对方同意的情况下转发了某人的露骨照片或视频”）。尽管这些条目描述的行为不同，但它们有一个共同的核心特征，即未经同意地分发他人的 Sexting 内容。参与者在五点量表上对自己的参与程度进行评分，从 1（从未）到 5（非常频繁）。

我们进行了 CFA 以验证三因素结构。假设的三因素模型（自愿的、被迫的、非自愿的 Sexting）显示出可接受的整体拟合度，χ2(11) = 122.26，p < .001；CFI = .928；TLI = .863；RMSEA = .078，90% CI [.066, .090]；SRMR = .045。条目 4（被迫的 Sexting 条目：“在朋友的压力下，我发送了自己的一张露骨照片或视频”）与三个非自愿 Sexting 条目有中等到高的相关性（r = .47 ? .57），尤其是与条目 6 的相关性（“我在未经对方同意的情况下在网上发布了某人的露骨照片或视频”；r = .57）。根据模型修改指数，允许这两个条目的独特方差相关可以改善模型拟合度，χ2(10) = 78.58，p < .001；CFI = .956；TLI = .907；RMSEA = .064，90% CI [.051, .077]；SRMR = .038。最终采用的三因素模型中，条目 4 和 6 之间的相关性表明它们是相关的但不同的构念：自愿的 Sexting 和被迫的 Sexting 之间的相关性为 r = .58（p < .001），自愿的 Sexting 和非自愿的 Sexting 之间的相关性为 r = .39（p < .001），被迫的 Sexting 和非自愿的 Sexting 之间的相关性为 r = .69（p < .001）。复合信度分别为：自愿的 Sexting 为 .85，被迫的 Sexting 为 .70，非自愿的 Sexting 为 .84。随后，我们使用 MLR 估计器对男性和女性的青少年分别进行了配置不变性、度量不变性和标量不变性测试。根据 Chen（Citation2007）的建议，度量不变性得到支持，表明性别之间的因子载荷是不变的（见补充材料中的表 SM3）。

**性自尊**
性自尊通过八个条目进行评估，这些条目既适合有性经验的青少年也适合没有性经验的青少年。五个条目基于 Sexual Self-Esteem Scale 的简短版本（Zeanah & Schwarz, Citation1996），另外三个条目修改自 O’Sullivan 等人（Citation2006）的性自尊测量工具。例如，“我认为自己在性方面有吸引力”和“我对自己的性取向感到舒适”等条目在五点量表上评分，从 1（完全不同意）到 5（完全同意）。总分反映了更高的性自尊水平。CFA 显示调整后的单因素模型拟合良好，χ2(8) = 39.915，p < .001；CFI = .982；TLI = .966；RMSEA = .049，90% CI [.034, .064]；SRMR = .024。然而，最终量表的复合信度相对较低（.63），表明内部一致性有限。

**性自我效能**
我们测量了性自我效能的两个组成部分，即拒绝不想要的性行为和参与想要的性行为的能力。第一个组成部分是性界限设定自我效能，指的是设定界限和拒绝不想要的性行为的感知能力，通过 Smylie 等人（Citation2013）的三个条目进行测量。第二个组成部分是指传达积极性信息的能力，我们改编了 Sexual Communication Self-Efficacy Scale（Quinn-Nilas et al., Citation2016）中的六个条目，例如“我相信自己能够判断某种性行为是否令人愉快”。所有条目都在五点量表上评分，从 1（完全不同意）到 5（完全同意）。对两个量表的回答进行了平均，以计算平均分数，更高的分数表示更高的性界限设定自我效能和积极性信息自我效能。CFA 显示调整后的双因素模型拟合良好，χ2(25) = 197.834，p < .001；CFI = .971；TLI = .959；RMSEA = .064，90% CI [.056, .073]；两个因素之间的相关性为中等（r = .43）。性界限设定自我效能和积极性信息自我效能的量表显示出良好的复合信度，分别为 .84 和 .91。

**抑郁**
本研究使用 Allgaier 等人（Citation2014）开发的青少年抑郁筛查简版（DesTeen-a）来测量抑郁症状。DesTeen-a 包含五个条目，涵盖了过去两周内经历的抑郁症状：（1）情绪低落；（2）精力下降；（3）愉悦感减弱；（4）疲劳；（5）悲伤。每个条目提供了四个评分选项，反映不同程度的症状严重性，评分范围从 0 到 3（例如，“我几乎总是心情很好”，“0”；“我经常心情很好”，“1”；“我很少心情很好”，“2”；“我从来都不心情很好”，“3”）。涉及愉悦感减弱、疲劳和悲伤的条目从最严重的症状开始编码。总分范围从 0 到 15，分数越高表示抑郁症状越严重。DesTeen-a 的临界分数是 ≥ 6，意味着总分达到 6 或以上表明可能存在抑郁障碍。CFA 显示单因素模型拟合良好，χ2(5) = 37.060，p < .001；CFI = .983；TLI = .967；RMSEA = .062，90% CI [.044, .081]；量表显示出良好的复合信度（.83）。

**非暴力性和暴力性内容的使用**
我们使用 Schuster 等人（Citation2025）的八项测量工具，询问参与者在过去 12 个月内有意观看的色情内容。首先将色情内容定义为描绘性行为（如性交、口交或自慰）的图片、视频或电影。然后，参与者指出他们有意观看的描绘暴力和非暴力内容的色情内容的频率。四个条目涉及非暴力色情内容（例如，“人物展示了他们的性欲望”）。四项内容涉及暴力色情内容的描绘（例如，“即使有人抗议，这些行为仍会继续进行”）。参与者根据一个六点刻度对每项内容的使用频率进行了评分，该刻度从1（从不）到6（每天）不等。我们分别计算了非暴力色情内容和暴力色情内容使用的平均分数，分数越高表示使用相应类型色情内容的频率越高。 confirmatory factor analysis（CFA）显示，二元模型很好地拟合了数据，暴力色情内容和非暴力色情内容使用的各项指标分别加载到了不同的因素上，χ2(19) = 122.847，p < .001；CFI = .978；TLI = .968；RMSEA = .057，90% CI [.048, .067]；SRMR = .035。这两个因素之间存在中等程度的相关性（r = .60）。非暴力色情内容和暴力色情内容使用的量表的复合信度分别为.95和.90。

**对色情作品真实感的感知**
为了评估参与者对色情作品的真实感和有用性的感知，本研究采用了Peter和Valkenburg（Citation2010）开发的六项量表。参与者对诸如“色情媒体提供了关于性的宝贵信息”以及“色情媒体中的性行为与现实生活中的性行为相似”等陈述进行了五点评分，评分范围从1（完全不同意）到5（完全同意）。所有参与者都受到了这项调查的问卷，无论他们过去一年是否使用过色情内容，因为即使没有主动接触，人们仍然可能对色情作品有所看法。我们对这六个陈述的回答进行了平均，分数越高表示对色情作品的真实感和有用性的感知越强。进行了CFA分析，将这六个项目建模为一个潜在因素。调整后的单因素模型对数据有较好的拟合度，χ2(8) = 106.235，p < .001；CFI = .966；TLI = .936；RMSEA = .086，90% CI [.072, .101]；SRMR = .029。复合信度为.88，表现良好。

**人口统计信息和性经验**
参与者被问及性别（女性、男性、性别多样）、年龄、国籍和教育期望。性别被编码为女性为“0”，男性为“1”，但由于样本量较小，性别多样的参与者（n = 17）被排除在外。为了评估性取向，我们使用了Kinsey量表（Kinsey等人，Citation1948），评分范围从1（异性恋）到7（同性恋），另有一个选项8（其他）。平均得分为1.68（标准差=1.47）。根据参与者在Kinsey量表上的回答，我们将他们分为两组：（1）纯粹的异性恋（得分为1，编码为“0”）；（2）非纯粹的异性恋（得分为2–8，编码为“1”）。关于性经验，参与者被问及是否与（a）男性或（b）女性有过性接触（是/否）。那些报告与男性、女性或两者都有过性接触的参与者被归类为“有性经验”（编码为“1”），而没有性经验的参与者则被归类为“无性经验”（编码为“0”）。此外，我们还询问了参与者当前是否处于恋爱关系中或曾经处于恋爱关系中（是/否），以及他们是否有过性行为（即性交、肛交或口交；是/否）。那些报告有过性行为的参与者还被问及初次性行为的年龄、肛交或口交的年龄以及性伴侣的数量。

**研究程序**
本研究的数据收集是德国青少年性暴力行为普遍性和预测因素的纵向研究项目（预注册链接：https://osf.io/6qtg5/overview）的第一波数据收集部分。第一作者所在大学的教育与心理学系的伦理委员会批准了所有调查工具和程序。我们在2024年冬季至2025年春季期间在线收集了数据，研究主题为“青少年与性”。所有测量都使用德语进行。为了接触到15至18岁的青少年，我们联系了青少年休闲中心、青年组织和体育俱乐部，并向他们提供了传单和数字信息资料。此外，我们还在社交媒体平台（如TikTok、Instagram）上宣传了这项研究。感兴趣的青少年可以将他们的电子邮件地址输入为该项目创建的数据库中。随后，他们会收到一封包含项目详细信息的电子邮件邀请，其中包括关于研究中包含的露骨性内容的说明以及他们回答的保密性信息，同时还会提供一个只能使用一次的个性化调查链接。我们告知参与者参与是自愿的，并且可以在任何时候退出。根据柏林学校法律，由于所有参与者都已超过14岁（SchulG，Citation2004），因此不需要家长同意。完成调查后，参与者有机会获得一张10欧元的礼品券。

有关数据收集和清洗过程的详细信息见补充材料（SM）。一些条目因标准化调查完成时间过短、测试运行以及来自同一IP地址的重复或可疑回答而被排除。

**数据分析**
我们使用SPSS Statistics 29.0和Mplus版本8.11对数据进行了分析。对所有测量指标进行了confirmatory factor analysis（确认性因子分析），估计方法采用robust maximum likelihood（鲁棒最大似然）。复合信度是基于标准化因子载荷和误差方差使用在线Composite Reliability Calculator（Colwell，Citation2016）计算的。为了描述发送色情短信的行为，我们计算了三种形式的平均分数，并通过将参与者在过去一年中至少偶尔发送过色情短信（编码为“1”）或从未发送过（编码为“0”）来进行分类，从而计算出各自的普及率。进一步，我们计算了至少参与过其中一种色情短信行为的参与者百分比。进行了卡方（chi-square）检验，以检查性别、年龄、性取向和性经验在普及率上的显著差异。为了控制多重检验的影响，应用了Bonferroni-Holm调整后的显著性水平（Chen等人，Citation2017）。

我们进行了LPA（Latent Profile Analysis）来确定参与者在自愿性、受迫性和非自愿性发送色情短信方面的不同群体。从CFA中得到的自愿性、受迫性和非自愿性发送色情短信的因子得分被保存并作为连续指标使用。确定最佳潜在群体数量的决定基于模型拟合度统计量、简洁性和可解释性（Bauer，Citation2022；Ferguson等人，Citation2020；Marsh等人，Citation2009）。模型拟合指标包括Akaike信息准则（AIC）、贝叶斯信息准则（BIC）和样本大小调整后的BIC（a-BIC），较小的值表示模型拟合度更好。我们还考虑了Lo-Mendell-Rubin调整后的似然比检验（LMR-LRT）和自助法似然比检验（BLRT），以确定具有k个潜在群体的模型是否比具有k-1个潜在群体的模型拟合度更好。非显著的p值表明k-1个潜在群体的解决方案更合适。评估了熵值，范围从0到1，值高于0.80表示类别区分度良好。

在确定最佳潜在群体数量后，我们考察了在不同协变量（如性别、年龄、性取向和性经验）影响下的远端结果（如性自尊、设定性限制的自我效能、在传递积极性信息方面的自我效能、抑郁、暴力色情内容使用、非暴力色情内容使用以及对色情作品真实感的感知）的差异。在Mplus中应用了BCH（Balance Chocolate Hills）方法，遵循Asparouhov和Muthén（Citation2021）概述的程序。将协变量和远端结果添加到辅助命令中，并保存了潜在群体的BCH权重。在后续分析中，基于BCH权重计算了潜在群体，并在控制协变量的情况下检验了远端结果的差异。使用MODEL CONSTRAINT选项对潜在群体进行了成对比较，并检验了远端结果之间的显著差异。使用Bonferroni-Holm程序调整了显著性水平，以考虑21种成对比较。

在分析之前，我们对缺失数据进行了检查。频率表显示，项目和量表级别的缺失数据比例都很低，所有项目中最多为2.0%，量表级别为1.4%。对于每个分析中涉及的变量，使用完整案例进行了卡方检验，导致样本量在检验间略有变化。对于CFA，缺失数据采用了full information maximum likelihood（FIML）方法进行处理。LPA基于1,679个案例进行。在最终分析远端结果时，又有5个案例因缺失协变量值而被排除。

**结果**
所有三种色情短信形式的平均得分都很低，表明在我们的样本中这些行为的频率都很低（自愿性色情短信：M = 1.59，SD = 0.94；受迫性色情短信：M = 1.30，SD = 0.65；非自愿性色情短信：M = 1.15，SD = 0.46）。总体而言，49.0%的参与者报告在过去一年中至少参与过一种形式的色情短信行为（无论是自愿的、受迫的还是非自愿的）。其中40.0%的参与者报告有过自愿性色情短信行为。受迫性色情短信和非自愿性色情短信的普及率分别为24.9%和16.4%。表1显示了按参与者性别、性取向和性经验划分的色情短信普及率。在整体色情短信类别中，仅有性经验丰富的青少年与无性经验的青少年之间存在显著差异，χ2(1, N = 1679) = 115.96，p < .001，Cramer’s V = .26，性经验丰富的青少年更多参与色情短信行为。

表1. 按参与者的性别、性取向和性特征划分的自愿性、受迫性、非自愿性和总体色情短信的普及率。

支持H1的假设，报告非自愿性色情短信的男性青少年多于女性青少年，χ2(1, N = 1676) = 43.57，p < .001，Cramer’s V = .16。与H2一致，报告受迫性色情短信的女性青少年多于男性青少年，χ2(1, N = 1677) = 19.81，p < .001，Cramer’s V = .11。在自愿性色情短信方面，女性青少年与男性青少年之间没有显著差异，χ2(1, N = 1678) = 2.72，p = .099，Cramer’s V = .04。关于性取向，仅在自愿性色情短信方面，纯粹异性恋与非纯粹异性恋青少年之间存在显著差异，χ2(1, N = 1673) = 12.72，p < .001，Cramer’s V = .09。支持H3的假设，部分支持H4的假设，性经验丰富的青少年更多参与自愿性色情短信（χ2(1, N = 1678) = 175.49，p < .001，Cramer’s V = .32）和受迫性色情短信（χ2(1, N = 1677) = 54.30，p < .001，Cramer’s V = .18），而在非自愿性色情短信方面没有显著差异（χ2(1, N = 1676) = 0.16，p = .693，Cramer’s V = .01）。H5假设所有三种色情短信形式的普及率随年龄增长而增加的假设并未得到完全支持。在不同年龄组之间，非自愿性色情短信没有显著差异，χ2(3, N = 1676) = 7.75，p = .051，Cramer’s V = .07。然而，卡方检验显示，在受迫性色情短信（χ2(3, N = 1677) = 15.05，p = .002，Cramer’s V = .10）和自愿性色情短信（χ2(3, N = 1678) = 26.03，p < .001，Cramer’s V = .13）方面存在年龄组间的显著差异。使用Bonferroni校正后的alpha水平对调整后的标准化残差进行分析表明，15岁青少年报告受迫性色情短信和自愿性色情短信的比例低于预期（分别为-3.7和-4.9）。

**潜在群体分析**
我们使用LPA（Latent Profile Analysis）估计了一个到六个潜在群体的模型，以确定最佳潜在群体数量。表2总结了模型拟合指标。AIC、BIC和a-BIC的值随着潜在群体数量的增加而减小，六个潜在群体的模型具有最低的值。我们绘制了从一个到六个潜在群体的BIC值图表（见补充材料，图SM2）。图表显示在三个潜在群体解决方案以上存在一个转折点或“拐点”，在此之后增加潜在群体并未显著降低BIC值，表明模型复杂度增加导致的收益递减。换句话说，随着模型中潜在群体数量的增加，BIC的改进逐渐变小。只有两个潜在群体的解决方案在LMR-LRT（Likelihood Ratio Test）中显著，而BLRT在所有测试模型中都保持显著。由于模型选择不应仅基于统计模型拟合度和似然比检验（例如Ferguson等人，Citation2020），我们还考虑了观察到的潜在群体解决方案的可解释性和意义性以及简洁性，以确定一个平衡的解决方案。两个潜在群体的解决方案区分了几乎不参与和参与了所有三种色情短信行为的群体。这三个潜在群体的解决方案主要反映了参与色情短信行为的定量差异。三个潜在群体的解决方案识别出了一个在正常性讨论和性积极态度背景下具有潜在意义的第三群体。相比之下，四个潜在群体的解决方案进一步量化了现有模式的差异。考虑到模型拟合指标（AIC、BIC、a-BIC）、建议的“转折点”、BLRT结果、简洁性和可解释性，我们选择了三组潜变量模型作为最适合描述数据的模型，尽管LMR-LRT的结果并不显著（p = 0.065）。所选模型的熵值为0.970，平均后验概率得分在0.950到0.992之间，表明分类准确性较高。表2显示了模型拟合指标和最小潜变量模型组的大小。根据选定的三组潜变量模型，参与者被分为三组。大多数参与者（n = 1,384；82.4%）属于第一组，被标记为“无/低参与”组，因为他们在所有三种发送色情信息的行为中都显示出负的因子得分。第二组（n = 224，13.3%）在自愿发送色情信息方面的因子得分相对较高，被标记为“自愿参与”组。第三组（n = 71，4.2%）在所有发送色情信息的行为中都显示出较高的因子得分，特别是在被迫和非自愿的情况下，因此被标记为“高参与”组。图1展示了不同组在自愿、被迫和非自愿发送色情信息方面的因子得分变化。

基于选定的三组潜变量模型，参与者被分为三组。大多数参与者（n = 1,384；82.4%）属于第一组，被标记为“无/低参与”组，因为在所有三种发送色情信息的行为中都显示出负的因子得分。第二组（n = 224，13.3%）在自愿发送色情信息方面的因子得分相对较高，被标记为“自愿参与”组。第三组（n = 71，4.2%）在所有发送色情信息的行为中都显示出较高的因子得分，特别是在被迫和非自愿的情况下，因此被标记为“高参与”组。图1展示了不同组在自愿、被迫和非自愿发送色情信息方面的因子得分变化。

在讨论部分，我们指出随着青少年沟通和自我表达越来越多地转向数字渠道，发送色情信息引起了学术界的关注。全球范围内已经报告了相当高的发病率（例如，Mori等人，2022年）。本研究通过提供德国青少年发送色情信息的证据，区分了自愿、被迫和非自愿的情况，并比较了不同社会人口统计特征下的发病率，为相关研究做出了贡献。为了进一步理解青少年发送色情信息的现象，我们采用了以个体为中心的方法，考察了不同的潜变量模型，并在风险相关变量和性福祉指标上进行了比较。

在我们的样本中，40.0%的青少年报告在过去12个月内有过自愿发送含有性内容的照片或视频的行为，而24.9%的青少年表示是由于外部压力而发送的。16.4%的参与者报告了非自愿发送色情信息的行为，即未经他人同意就分发他人的色情内容。这些发现表明，在德国，自愿发送色情信息在青少年中很普遍，而且有相当一部分青少年参与了更严重的色情行为。然而，所有三种发送色情信息行为的平均得分都较低，表明青少年这些行为的频率并不高。尽管由于样本、测量方法、参考时期和评估的色情信息形式的差异，不同研究之间的发病率难以直接比较，但我们的研究结果高于之前的报道。尽管来自德国样本的证据有限，早期的研究发现显示主动参与色情行为的比率要低得多（例如，Wachs等人，2017年）。Van Ouytsel等人（2021年）在对比利时LGB和异性恋青少年的加权样本中进行的研究中，发现9.8%的参与者在其一生中经历过非自愿发送色情信息的行为。此外，20.5%的参与者曾受到发送色情信息的压力，9.6%的参与者在研究前的两个月内发送过含有性内容的图像。然而，并没有明确评估这些图像是否是自愿发送的。Mori等人（2022年）的国际元分析报告了类似的非自愿发送色情信息的估计比率（14.5%），以及整体发送色情信息的总体发病率为19.3%。然而，该研究没有区分自愿和被迫的发送行为。

我们的研究中观察到的较高发病率可能表明，与几年前相比，如今的青少年更有可能参与发送色情信息。然而，元分析结果表明，自2009年至2015年发病率上升后，2016年以来青少年发送色情信息的比率已经趋于平稳（Mori等人，2022年）。鉴于数字技术和通信环境的不断变化，更新发病率数据是必要的。另一个可能导致样本中相对较高发病率的因素可能是我们的招募策略。样本中有很大一部分是通过社交媒体平台招募的。研究表明，经常使用多种社交媒体的青少年更有可能发送色情信息（Molla-Esparza等人，2021年）。在人口统计特征方面的发病率差异方面，报告被迫发送色情信息的青少年中女性多于男性，而报告非自愿发送色情信息的青少年中男性多于女性。这与我们的假设（H1和H2）以及先前的研究发现一致（例如，Burén & Lunde，2018年；Van den Eynde等人，2026年）。性别在被迫和非自愿发送色情信息方面的差异与性别化的性规范有关。这些规范强调男性在性交往中的攻击性和主动性，而女性则被期望设定界限，同时在性方面表现出顺从（Wright & Wachs，2024年）。内化这种性别化的性规范可能导致女性青少年对压力的感知和意识增强，同时也削弱了她们在数字性互动中的主动性（Lunde & Joleby，2023年）。相反，男性青少年可能通过发送色情信息来在同龄人中获得社会地位（Ringrose等人，2022年）。在自愿发送色情信息方面，女性和男性青少年之间没有差异。数字媒体和数字化交流为青少年的性发展提供了机会和渠道（Maes等人，2022年）。从性积极的角度来看，男性和女性青少年都可能在性探索、表达和建立亲密关系的背景下参与自愿发送色情信息。未来的研究应该进一步探讨女性和男性青少年在自愿、被迫和非自愿发送色情信息方面的潜在动机。

与我们的假设（H3）一致，更多非纯粹异性恋的青少年报告了自愿发送色情行为，而纯粹异性恋青少年中没有显著差异。总体而言，我们的研究结果表明，不认同异性恋规范的青少年可能更倾向于使用数字互动进行性行为，因为他们可能在线下环境中面临有限的机会和潜在的污名化（Pinsky，2023年）。因此，自愿发送色情信息可能作为一种方式，帮助他们与具有相似性取向的潜在伴侣联系或交流，并在一个被认为更安全的环境中表达自己的性身份，尤其是对于那些尚未公开自己性取向的人。部分支持假设（H4）的是，有性经验的青少年比没有性经验的青少年更常报告自愿和被迫发送色情信息，而在非自愿发送色情信息方面没有显著差异。在有性经验的青少年中，有56.8%报告参与过至少一种发送色情信息的行为，而没有性经验的青少年中这一比例为26.8%。这些发现与先前的研究一致，这些研究将发送色情信息与性活动联系起来（例如，Handschuh等人，2019年），表明发送色情信息可以被视为性行为的数字延伸。自愿和被迫发送色情信息可能与性经验更密切相关，因为它们很可能发生在现有的或新兴的亲密关系中的数字性互动中。相比之下，青少年中的非自愿发送色情信息可能与性经验无关，因为在这种情境下性或亲密动机不太重要，这种行为可能是由同伴动态驱动的，例如寻求社会认同或受到同伴压力分享收到的色情内容（Ringrose等人，2022年；Van den Eynde等人，2026年）。在年轻成年人中，亲密图像主要是在没有同意的情况下与朋友分享的，其主要动机是娱乐和炫耀（Barrense-Dias等人，2020年）。

在年龄组之间，报告自愿和被迫发送色情信息的青少年中女性多于男性，而报告非自愿发送色情信息的青少年中男性多于女性。这与我们的假设（H1和H2）以及先前的研究发现一致（例如，Burén & Lunde，2018年；Van den Eynde等人，2026年）。性别在被迫和非自愿发送色情信息方面的差异与性别化的性规范有关。这些规范强调男性在性交往中的攻击性和主动性，而女性则被期望设定界限，同时又需要在性方面表现出顺从（Wright & Wachs，2024年）。内化的这种性别化性规范可能导致女性青少年对压力的感知和意识增强，同时也削弱了她们在数字性互动中的主动性（Lunde & Joleby，2023年）。相反，男性青少年可能通过发送非自愿色情信息来在同龄人中获取社会地位（Ringrose等人，2022年）。在我们的研究中，没有发现女性和男性青少年在自愿发送色情信息方面的差异。数字媒体和数字化交流为青少年提供了性发展的机会和渠道（Maes等人，2022年）。从性积极的角度来看，男性和女性青少年都可能在性探索、表达和建立亲密关系的背景下参与自愿发送色情信息。未来的研究应该进一步探讨女性和男性青少年在自愿、被迫和非自愿发送色情信息方面的潜在动机。

与我们的假设（H3）一致，更多非纯粹异性恋的青少年报告了自愿发送色情行为，而纯粹异性恋青少年中没有显著差异。然而，在更严重的色情行为方面没有显著差异，这与先前的研究发现一致（Ojeda等人，2020年；Wachs等人，2021年）。总体而言，我们的研究结果支持这样的观点：不认同异性恋规范的青少年可能特别倾向于使用数字互动进行性行为，因为他们可能在线下环境中面临有限的机会和潜在的污名化（Pinsky，2023年）。因此，自愿发送色情信息可能作为一种方式，帮助他们与具有相似性取向的潜在伴侣联系，或在被认为更安全的环境中表达自己的性身份，特别是对于那些尚未公开自己性取向的人。部分支持假设（H4）的是，有性经验的青少年比没有性经验的青少年更常报告自愿和被迫发送色情信息，而在非自愿发送色情信息方面没有差异。在有性经验的青少年中，有56.8%报告参与过至少一种发送色情信息的行为，而没有性经验的青少年中这一比例为26.8%。这些发现与之前的研究一致，这些研究将发送色情信息与性活动联系起来（例如，Handschuh等人，2019年），表明发送色情信息可以被视为性行为的数字延伸。自愿和被迫发送色情信息可能与性经验更密切相关，因为它们很可能发生在现有的或新兴的亲密关系中的数字性互动中。相比之下，青少年中的非自愿发送色情信息可能与性经验无关，因为在这种情境下性或亲密动机不太重要，这种行为可能是由同伴动态驱动的，例如寻求社会认同或受到同伴压力分享收到的色情内容（Ringrose等人，2022年；Van den Eynde等人，2026年）。在年轻人中，亲密图像主要是在没有同意的情况下与朋友分享的，主要动机是娱乐和炫耀（Barrense-Dias等人，2020年）。此外，在年龄组之间，自愿和被迫发送色情信息存在差异，但在非自愿发送色情信息方面没有差异。最年轻的参与者（15岁）较少参与自愿和被迫发送色情信息，而年龄较大的组别显示出相似的发病率。因此，我们的结果并不支持所有发送色情行为会随着年龄增长而增加的假设。自愿和被迫发送色情行为在16岁后趋于稳定，而不是随着年龄持续增加，这可能与年龄相关的因素有关，如性好奇心和兴趣，以及第一次亲密关系（Kar等人，2015年）。样本特征的差异，如关注的是年轻青少年或参考时期的不同（例如，终生与年度发病率），可能解释了与其他研究报道的随年龄增长发病率增加的差异（例如，Ojeda等人，2020年）。

我们的研究旨在根据自愿、被迫和非自愿发送色情信息的因子得分来识别不同的潜变量模型。LPA在我们的样本中发现了三个不同的潜变量模型。最大的一组（82.4%）在过去一年中很少或从未参与过主动发送色情信息的行为，被称为“无/低参与”组。第二组（13.3%）被称为“自愿参与”组，他们在自愿发送色情信息方面有较高参与度，在被迫发送色情信息方面的参与度也略高，而非自愿发送色情信息的参与度较低。最小的一组青少年（4.2%）在所有三种发送色情信息的行为中都有较高参与度，特别是在被迫和非自愿发送色情信息方面，因此被称为“高参与”组。

之前的以个体为中心的关于青少年发送色情信息的研究强调了青少年之间发送色情信息的异质性。一项针对加拿大青少年的研究使用了11个与不同情境下的主动和被动发送色情信息行为相关的指标变量，也发现了三个不同的潜变量模型（Holfeld等人，2024年）。虽然他们的模型主要在发送色情信息的频率上有所不同（即无/低、中等和高频率发送色情信息的组），但我们的研究发现了模型之间的质量差异，特别强调了一个主要参与自愿发送色情信息的子群体。在最近的一项研究中，Dolev-Cohen和Shaul（2025年）询问了参与者高中时期的发送色情信息经历，并观察到了与我们相似的三个潜变量模型：不发送色情信息的青少年（83.8%）、发送色情信息的青少年（12.2%）和被迫发送色情信息的青少年（4.1%）。作者报告说，发送色情信息的青少年在主动和被动发送色情信息以及被迫发送色情信息方面的参与度高于平均水平。被迫发送色情信息的青少年组的特点是受到特别高的强迫（例如，压力）。然而，他们的研究包括不同的指标，如被动发送色情信息和色情规范，而没有评估非自愿发送色情信息。总体而言，由于发送色情信息的测量方法和所使用的特定指标变量不同，跨研究比较潜变量模型仍然具有挑战性。

为了理解所识别模型的含义，并符合提倡性积极态度的呼吁，我们检查了性自尊和性效能感作为性福祉指标的差异（Harden，2014年）。我们进一步纳入了与色情内容使用及其感知相关的变量，这些变量被认为与性攻击行为以及抑郁症状有关，以便识别潜在的高风险群体。研究结果指出，在高度参与色情内容的青少年群体中存在几种脆弱性。首先，与另外两个群体的同龄人相比，这些青少年报告的性自尊心较低，以及在设定界限和传递积极性信息方面的性自我效能感也较低，这表明他们的性健康状况较差。此外，高度参与色情内容的青少年报告的暴力色情内容使用频率更高，并且对他们所看到的色情内容的真实感也更强。尽管色情内容的真实感通常会随着消费频率的增加而增强（Gunnoo & Powell, 2023），但这很可能是色情内容对 risky 性态度（例如，接受性胁迫）和行为产生影响的一个重要因素（Krahé et al., 2021; 2025）。根据社会学习理论（Bandura, 1977），当人们认为媒体中的内容是真实的时，他们更有可能模仿这些行为。因此，频繁接触暴力色情内容以及对内容真实感的高度认同可能特别令人担忧，因为这些因素已被证明与性攻击行为有关（Krahé et al., 2021; Schuster et al., 2025）。此外，高度参与色情内容的青少年表现出比低/无参与群体更高的抑郁症状水平。这一发现可能归因于他们参与严重形式的色情短信（sexting）的程度较高，因为无论是被迫的还是自愿的色情短信都可能与心理健康问题相关（Wright & Wachs, 2024）。而那些主要参与自愿色情短信的青少年，在抑郁症状和性自尊方面与低/无参与群体的同龄人没有显著差异。然而，在测量的两个性自我效能领域存在差异：自愿参与色情短信的青少年在传递积极性信息方面的自我效能感更高。对于积极性话题的自信已被证明与更高质量的人际关系、较低的亲密伴侣虐待行为以及更高的使用避孕套的信心有关（Quinn-Nilas et al., 2016）。虽然我们的横断面数据无法确定这种关系的方向性，但自愿色情短信可以被视为一种数字化中介的表达性兴趣和需求的方式，这可能增强青少年在个人互动中讨论这些话题的信心。在风险变量方面，自愿参与色情短信的青少年报告的暴力和非暴力色情内容使用频率都高于低/无参与群体。然而，他们对色情内容真实感的感知是相似的。这种模式可能表明，这部分青少年更倾向于使用数字媒体进行性活动（例如，色情短信和色情内容的使用），但他们并不一定认为这些内容是真实的。正如 Clancy 等人（Clancy et al., 2021）所提出的，色情内容可能会塑造关于自我表征和性行为的认知模式，这些模式可能体现在色情短信行为中。这一观点可以解释为什么在自愿参与和高度参与色情内容的青少年中观察到更多的色情内容使用现象。然而，需要纵向研究来阐明这些关联背后的机制。

在解释本研究结果时，应考虑一些限制因素。首先，由于依赖方便样本，研究结果的普遍性受到限制。此外，女性参与者比例过高（67.8%），而性别多样性样本由于数量较少（n = 17）而被排除在外。未来的研究应努力招募更多样化和更具代表性的样本，例如通过采用不同的招募策略来减少抽样偏差。其次，将色情短信行为分为两类来估计其普遍率可能会降低变量的复杂性，从而可能掩盖其与人口统计变量之间的更微妙关联。第三，研究的横断面设计排除了对观察到的色情短信行为及其后续结果的因果推断。尽管我们的横断面数据提供了色情短信行为的快照，但需要纵向研究来考察这些行为的稳定性和随时间的变化。第四，在选择模型时，我们基于多种因素（包括模型的可解释性和意义）选择了三组分的模型。然而，LMR-LRT 检验并未达到传统的 0.05 显著性水平，这表明仅根据模型比较测试，两组分模型可能更为合适。第五，尽管自我报告测量常用于评估敏感话题，但它们容易受到社会期望反应等偏差的影响。因此，与色情短信行为和色情内容使用相关的变量可能被低估或高估。最后，即使经过量表修改后，性自尊测量的内部一致性仍然较低（复合可靠性 = 0.63）。因此，必须谨慎解读观察到的不同群体中的性自尊结果。未来的研究应采用更可靠的性自尊测量方法，理想情况下是在青少年样本中经过验证的方法。

尽管存在这些限制，本研究仍做出了以下贡献：(1) 提供了德国青少年的最新数据，因为关于他们参与色情短信行为的证据仍然有限 (Budde et al., 2022)；(2)考察了个体内部不同色情短信行为的同时发生情况，揭示了在以变量为中心的分析中看不到的独特行为特征；(3) 将这些行为特征与风险相关变量和性健康指标联系起来，从而整合了对青少年色情短信行为的两种视角。

结论

本研究强调了德国青少年中自愿、被迫和非自愿色情短信行为的广泛年度发生率，不同人口统计群体之间存在显著差异。研究发现了三种不同的色情短信行为特征，为我们提供了关于青少年色情短信行为复杂性的宝贵见解。我们的研究结果强调了教育工作者和青少年工作者需要采取差异化的视角来处理色情短信问题，并制定针对不同行为特征的教育和干预措施。具体来说，数据揭示了一个小而具有风险的青少年亚群体，他们的性健康和心理健康状况较差，且在与性攻击相关的风险变量上得分较高。相比之下，主要表现为自愿色情短信行为的群体并未始终符合风险框架，这挑战了将青少年色情短信行为视为绝对问题的观点（D?ring, 2014）。需要纵向研究来进一步明确自愿色情短信行为对该群体的潜在益处和发展功能。

**同意声明**

所有参与研究的个人都获得了知情同意。

**伦理批准**

该研究项目已获得柏林自由大学教育与心理学系的伦理委员会批准（批准日期：2022年3月29日，参考编号：010/2022）。2024年8月11日通过了修改方案（批准编号：026/2024）。

**预注册**

本文报告的数据是关于青少年性行为的大型研究的一部分，该研究已在 Open Science Framework (OSF; https://osf.io/6qtg5/overview) 上进行了预注册。

**数据和材料可用性声明**

支持本研究结果的数据和统计分析脚本可向相应作者索取。由于隐私或伦理限制，这些数据并未公开。招募材料和研究问卷也可根据请求提供。

**补充材料**

SM_Revision_IJSH_Final (2).docx（267.5 KB）