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Colombia Médica

On-line version ISSN 1657-9534

Colomb. Med. vol.52 no.3 Cali July/Sept. 2021  Epub Sep 30, 2021

https://doi.org/10.25100/cm.v52i3.4198 

Articulo original

Propiedades psicométricas del instrumento Pelvic Organ Prolapse/Urinary Incontinence Sexual Questionnaire (PISQ-12) en mujeres chilenas

Carolina Bascur-Castillo1 
http://orcid.org/0000-0002-1799-8298

Roberto Neisser Palominos2 
http://orcid.org/0000-0002-7150-1537

Cristhian Pérez-Villalobos3 
http://orcid.org/0000-0002-2049-5974

Mercedes Carrasco-Portiño1  4 
http://orcid.org/0000-0002-3713-1915

1 Universidad de Concepción, Facultad de Medicina, Departamento de Obstetricia y Puericultura, Concepción, Chile.

2 Hospital Provincia Cordillera, Unidad de Ginecología CRS, Santiago, Chile.

3 Universidad de Concepción, Facultad de Medicina, Departamento de Educación Médica. Concepción, Chile.

4 Universidad de Alicante, Grupo de Investigación de Salud Pública. San Vicente del Raspeig, España.


Resumen

Introducción:

Las disfunciones del piso pélvico impactan la función sexual de mujeres que la padecen. En un estudio chileno un 74% de las mujeres presentó disfunción sexual sin tener un instrumento validado para esta población.

Objetivo:

Evaluar las propiedades psicométricas del Pelvic Organ Prolapse Urinary Incontinence Sexual Questionnaire (PISQ-12) para medir la función sexual en mujeres chilenas con disfunciones del piso pélvico.

Métodos:

Estudio transversal psicométrico de 217 mujeres con disfunción del piso pélvico, igual /mayor a 18 años, sexualmente activas (últimos 6 meses). Muestreo no probabilístico de conveniencia. Cuestionario: PISQ-12. Se realizó juicio de expertos para validez de contenido, análisis factorial confirmatorio para validez de constructo y el α de Cronbach para confiabilidad y capacidad discriminativa con Pearson y ω de McDonald.

Resultados:

Población principalmente perimenopáusica, alta escolaridad sin ingresos y con Incontinencia Urinaria (89.4%). El análisis psicométrico apoyó una estructura de tres factores: respuesta sexual, limitaciones sexuales femeninas y limitaciones sexuales masculinas, con confiabilidad buena (α= 0.85) aceptable (α= 0.73) y pobre (α= 0.63), respectivamente, aunque el ω de McDonald mostró valores aceptables para los tres. Éstos se relacionaron con edad (rs: -0.33), escolaridad (0.36), número de embarazos (-0.18) y partos vaginales (-0.25).

Conclusiones:

El PISQ-12 es válido y confiable, midiendo la dimensión sexual y limitaciones sexuales. La edad, escolaridad, número de embarazos y partos vaginales se correlaciona con la respuesta sexual en intensidad moderada.

Palabras clave: psicometría; salud sexual; trastornos del suelo pélvico; prolapso de órganos pélvicos; incontinencia urinaria; disfunción sexual; genitales; suelo pélvico

Abstract

Introduction:

Pelvic floor dysfunctions have an impact on women’s sexual function. A Chilean study found that 74% of women have pelvic floor dysfunctions, but there is no validated tool for them.

Objective:

To evaluate the psychometric properties of the Pelvic Organ Prolapse/Urinary Incontinence Sexual Questionnaire (PISQ-12) for assessing sexual function in Chilean women with pelvic floor dysfunctions.

Methods:

Cross-sectional study of psychometrics in 217 women with pelvic floor dysfunction, age 18 or older, and sexually active (last 6 months). Non-probability, convenience sampling. Tool: PISQ-12. Experts checked content validity, construct validity with confirmatory factor analysis, reliability with Cronbach’s alpha, and discriminating capacity with Pearson and McDonald’s omega.

Results:

Population is mainly perimenopausal, highly educated with no income and with urinary incontinence (89.4%). Psychometric analysis supports a three-factor structure: sexual response, female sexual problems, and male sexual problems, with a good (α= 0.85), acceptable (α= 0.73), and poor (α= 0.63) reliability, respectively, but McDonald’s omega was acceptable for all three. These were related to age (rs: -0.33), education (rs: 0.36), number of pregnancies (rs: -0.18) and vaginal births (rs: -0.25).

Conclusions:

PISQ-12 is valid and reliable for measuring sexual dimension and problems. Age, education, and number of pregnancies and vaginal births are moderately correlated to sexual response.

Keywords: psychometrics; sexual health; pelvic floor dysfunctions; pelvic organ prolapse; urinary incontinence; sexual dysfunction; genitals; pelvic floor

Contribución del estudio

1) ¿Por qué se realizó este estudio?
En Chile no existe un cuestionario validado para la valoración de la función sexual en mujeres con disfunciones del piso pélvico.
2) ¿Cuáles fueron los resultados más relevantes del estudio?
El análisis psicométrico apoyó una estructura de tres factores: respuesta sexual, limitaciones sexuales femeninas y limitaciones sexuales masculinas, con confiabilidad buena, aceptable y pobre, respectivamente.
3¿Qué aportan estos resultados?
Pone a disposición un instrumento (Pelvic Organ Prolapse/Urinary Incontinence Sexual Questionnaire/12) válido y confiable para medir la dimensión sexual y limitaciones sexuales en las disfunciones del piso pélvico en mujeres chilenas.

Introducción

Las disfunciones del piso pélvico (las disfunciones del piso pélvico), afectan a un tercio de las mujeres adultas 1. Estadísticas internacionales señalan que entre un 25-50% de las mujeres en el mundo sufrirá de alguna disfunción del piso pélvico durante su vida 2. Aunque estas patologías no son mortales, sus síntomas pueden alterar las actividades de la vida diaria incluyendo el funcionamiento físico, social y sexual3. La función sexual es un importante indicador de calidad de vida, el cual está influenciado por una variedad de factores físicos, psicológicos y sociales 2-4.

Se ha demostrado que las mujeres con mayor sintomatología de las disfunciones del piso pélvico presentan mayores inconvenientes en su respuesta sexual (5, por lo que se hace necesario incorporar la evaluación de la función sexual en la atención ginecológica que incluya tanto las características de la mujer como de su pareja (6.

Para la valoración de la función sexual en mujeres con las disfunciones del piso pélvico se dispone del cuestionario Pelvic Organ Prolapse/Urinary Incontinence Sexual Questionnaire (PISQ-31), creado por Rogers y colaboradores7 diseñado inicialmente como un instrumento específico, fiable, válido y auto-administrado en mujeres sexualmente activas con prolapso de órganos pélvicos (POP) o incontinencia urinaria (IU) como fecal (IF). Los ítems incluidos se desarrollaron a través de consultas a expertos en el campo de la función sexual, y de instrumentos previamente validados que evaluaron la función sexual en población general. Los instrumentos que se utilizaron como criterio de estandarización para la elaboración del PISQ 31, fueron el “Incontinence Impact Questionnaire (IIQ-7)”, el cual evalúa el impacto de la incontinencia en el funcionamiento social de la usuaria, y el “Sexual History Form-12 (SHF-12)”, cuestionario no específico que evalúa el funcionamiento sexual, además de otras escalas que evaluaban depresión, somatización, ansiedad y hostilidad 7,8. Las 31 preguntas, evalúan 3 dominios (factor conductual/emotivo, físico y relacionado a la pareja) que se responden a través de escalas tipo Likert (0= siempre; 4= nunca), a excepción de la pregunta 5, que se puntuó de 0 a 5 (0= no masturbarse; 5= siempre). La calificación de este instrumento se efectúa al calcular la sumatoria de la puntuación de cada pregunta. Por tanto, se determinó que las puntuaciones más altas reflejaban un mejor funcionamiento sexual 7.

Posteriormente, la misma autora y su equipo, reduce la versión original a 12 ítems (PISQ-12) 9, que fue validado al español en el año 2008 por Espuña y colaboradores, en mujeres heterosexuales, sexualmente activas con pareja sexual, con prolapso genital y/o incontinencia urinaria (8, divididos en tres dominios: (a) respuesta sexual (ítems 1-4, 12), (b) limitaciones sexuales femeninas (ítems 5-9) y (c) limitaciones sexuales masculinas (ítems 10-11) 8. El cálculo de la puntuación del cuestionario se realiza mediante la sumatoria de las puntuaciones de cada ítem, valorado mediante una escala tipo Lickert donde 0 equivale a siempre y 4 a nunca; invirtiéndose esta puntuación para los ítems que miden los comportamientos y emociones durante la repuesta sexual (ítems 1-4). El rango de puntaje de este instrumento es de 0 a 48 puntos y se considera para todos los ítems las alternativas 0 y 1 como falla en la respuesta sexual, es decir, como una disfunción sexual femenina, siendo a mayor puntaje mejor función sexual 2.

En América Latina y el Caribe no se han realizado los análisis psicométricos correspondientes para estimar la validez y confiabilidad del PISQ-12, por lo que se plantea evaluar las propiedades psicométricas para la función sexual en mujeres con disfunciones del piso pélvico usuarias de un hospital del sur de Chile.

Materiales y Métodos

Estudio transversal de tipo psicométrico en mujeres que se atendieron en el Policlínico de Piso Pélvico de un Hospital de Alta Complejidad del sur de Chile (06/2014 a 05/2015). Criterios de inclusión: mujer, >18 años, actividad sexual los últimos 6 meses, tener IU o POP y usuaria de policlínico. Muestreo no probabilístico de conveniencia.

Se incluyeron variables sociodemográficas (edad, estado civil, escolaridad, ocupación) y de salud (peso, talla, número de embarazos, tipo de parto, antecedentes de pérdida de orina, estadío del POP, infección urinaria) siendo éstas cuantitativa y cualitativa. Las variables sobre función sexual en las mujeres con disfunción del piso pélvico se midieron a través del instrumento PISQ-12, evaluando las dimensiones de comportamiento emotivo, aspectos físicos y relacionados a la pareja. El proceso de reclutamiento estuvo a cargo del equipo de salud del policlínico (médicos especialistas y matronas). Las mujeres fueron citadas para una entrevista semi-estructurada de 45 minutos, haciendo coincidir ésta con su cita médica, realizándose en una sala privada y acondicionada para dicho efecto.

Se efectuó un análisis univariado de las variables cuantitativas (media, desviación estándar, mínima y máxima) y cualitativas (frecuencia absoluta y porcentual). Como sugieren Rogers et al. 7, y Espuña et al. (8, los ítems 1, 2, 3 y 4 del instrumento PISQ-12 debieron recodificarse invirtiendo sus valores para poder así realizar las pruebas psicométricas:

  • Para realizar la validez de contenido, se realizó un juicio de expertos/as con una pauta construida ad hoc. En ésta, se evaluó la equivalencia semántica, la congruencia cultural a la población chilena y la pertinencia del contenido del PISQ-12 por medio de 4 indicadores que estaban medidos en 4 puntos a través de escala de tipo Likert (muy de acuerdo a muy en desacuerdo). Se analizó el porcentaje de coincidencia y los ítems en los que se obtuvo los valores mínimo y máximo entre las evaluaciones (Tabla 1)

  • Se evaluó la validez de constructo a través de un Análisis Factorial Confirmatorio (AFC), con el evaluar el ajuste de la propuesta teórica del PISQ-12 a los datos. Debido a la escala de cinco alternativas del cuestionario, se empleó el estimador Weighted Least Square Mean and Variance Adjusted (WLSMV), que entrega estimaciones más precisas para datos ordinales 10. Para estimar la calidad del ajuste, se estimaron: a) el Índice Comparativo de Ajuste o CFI (del inglés, Comparative Fit Index), b) el índice de Tucker-Lewis o TLI (del inglés, Tucker-Lewis Index), c) Raíz del error cuadrático medio de aproximación o RMSEA (del inglés Root Mean Square Error of Approximation) con un intervalo de confianza del 90%, y d) la Raíz cuadrada media residual estandarizada o SRMR (del inglés, Standarized Root Mean-Square). Como puntajes de corte se consideró aceptable un CFI y un TLI con valores superiores a 0.90 y buenos aquellos con valores superiores a 0.95. En el caso del RMSEA y el SRMR se consideraron adecuados valores bajo 0.06 11-13.

  • Se evaluó la consistencia interna de los factores identificados, con el coeficiente de confiabilidad alfa de Cronbach, utilizando un valor >0.7 como aceptable, además de la capacidad discriminativa de los ítems mediante la correlación de Pearson entre cada ítem y el total corregido. Además, se calculó el omega de McDonald, que actualmente se propone por entregar estimaciones menos sesgadas 14.

Tabla 1 Promedio de puntuaciones obtenidas en los indicadores evaluados por el juicio de expertos(as) 

Preguntas del instrumento PISQ-12 Indicador de Pertinencia* Indicador de Suficiencia Indicador de comprensión Indicador de esencialidad#
1. ¿Con que frecuencia siente deseo sexual? Este deseo puede incluir deseo de realizar el acto sexual, planear realizarlo, sentirse frustrada debido a la falta de relaciones sexuales, etc. 4.0 4.0 3.6 3.6
2. ¿Llega al clímax (llega al orgasmo) cuando tiene relaciones sexuales con su compañero? 3.8 3.6 4.0
3. ¿Siente excitación sexual (se excita) cuando tiene actividad sexual con su compañero? 3.8 3.6 4.0
4. ¿Está satisfecha con las distintas actividades sexuales de su actual vida sexual? 3.8 2.8 3.8
5. ¿Siente dolor durante las relaciones sexuales? 4.0 3.4 3.6 4.0
6. ¿Sufre incontinencia de orina (fugas de orina) durante la actividad sexual? 4.0 3.4 4.0
7. El miedo a la incontinencia de orina (heces u orina), ¿Restringe su vida sexual? 4.0 3.6 4.0
8. ¿Evita las relaciones sexuales debido a los bultos en la vagina (vejiga, recto, o vagina caídos)? 4.0 3.2 3.0
9. Cuando tiene relaciones sexuales con su compañero, ¿siente reacciones emocionales negativas como miedo, repugnancia, vergüenza o culpabilidad? 4.0 3.6 3.4
10. ¿Tiene su compañero algún problema en la erección que afecte su actividad sexual? 4.0 3.8 3.2 3.0
11. ¿Tiene su compañero algún problema de eyaculación precoz que afecte su actividad sexual? 4.0 3.4 3.6
12. En comparación con los orgasmos que ha tenido en el pasado, ¿Cómo calificaría los orgasmos que ha tenido en los últimos 6 meses? 3.6 3.0 3.0

* El ítem es pertinente para evaluar la dimensión sexual que representa;

†. Los ítems que pertenecen a una misma dimensión son suficientes para la medición de esta.

‡ El ítem puede ser comprendido fácilmente por una usuaria de la población chilena.

#. El ítem debe ser incluido, ya que es esencial para la dimensión de la función sexual que representa.

Se elaboró una ficha informativa y consentimiento informado, que junto con el protocolo completo fue evaluado y aprobado por el Comité Ético Científico del Servicio de Salud Concepción, acreditado por el Ministerio de Salud de Chile, y cuya resolución es Nº002954.30.08.2013.

Resultados

Todas las mujeres invitadas a participar aceptaron hacerlo. La población de estudio alcanzó una cifra de 217, tenía entre 27-85 años (M= 53.4; DE= 9.7), y medía entre 1.20-1.75 metros (M= 1.6; DE= 0.07), su peso (n= 216) fluctuaba entre 42 y 140 kg (M: 72.3; DE: 11.8), pudiendo calcular el índice de masa corporal (IMC) solo para 216 usuarias, oscilando entre 21.8-49.7 (M= 29.7; DE= 4.3). Respecto a sus partos, los vaginales fluctuaron entre 0-10 (M= 1.84; DE= 1.80), las cesáreas entre 0-6 (M= 1.08; DE= 1.34) e instrumentales entre 0-1.

El 82% tiene pareja estable, el 44.2% tiene educación secundaria completa o superior, alrededor del 63.1% no tiene ingresos propios. El 13.0% tuvieron 5 o más embarazos, 17.1% han tenido 3 o más cesáreas y el 11.5% tuvo un parto instrumental. El 40.6% con IU recurrentes. Al ingreso al policlínico, el 89.4% tuvo IU y dentro de los cuatros estadios de POP, el más frecuente es el III (Tabla 2).

Tabla 2 Descripción de las características biosociodemográficas y gineco-obstétricas de la población de estudio. 

Variable Categoría N (%)
Estado civil Casada y Conviviente 178 (82.0)
Soltera, Separada y Viuda 39 (18.0)
Escolaridad Sin estudios 3 (1.4)
Educación Básica 79 (36.4)
Educación Media 97 (44.7)
Educación Técnica superior 30 (13.8)
Educación Universitaria 8 (3.7)
Ocupación Trabajadora dependiente 54 (24.9)
Trabajadora independiente 26 (12.0)
Cesante 19 (8.8)
Jubilada y Pensionada 18 (13.0)
Labores del hogar 90 (41.5)
Número de embarazos que llegaron a término 0 3 (1.4)
1-4 186 (85.7)
≥5 28 (12.9)
Número de partos vaginales 0 69 (31.8)
1-4 39 (61.3)
≥5 15 (6.9)
Número de partos cesáreas 0 106 (48.9)
1-4 107 (49.3)
≥5 4 (1.8)
Presencia de partos instrumentales 25 (11.5)
Antecedente de infecciones urinarias recurrentes 88 (40.6)
Diagnóstico de ingreso a la Unidad de Piso Pélvico del Hospital de Alta Complejidad* Prolapso Genital Estadio I 19 (8.8)
Prolapso Genital Estadío II 25 (11.5)
Prolapso Genital Estadío III 48 (22.1)
Prolapso Genital Estadío IV 24 (11.1)
Incontinencia urinaria 194 (89.4)
Incontinencia Fecal 12 (5.5)

* Una mujer puede ingresar con más de un diagnóstico a la Unidad Hospitalaria, así que el porcentaje se calcula en función de las 217 mujeres y la sumaria de estos diagnósticos no resulta en un 100% como en las otras variables.

En el juicio de expertos/as participó 1 uroginecólogo y 4 fisioterapeutas especialistas en piso pélvico. El valor máximo obtenido de acuerdo fue de 4 puntos, principalmente en el indicador “es pertinente para evaluar la dimensión sexual que representa”, registrando dicho valor en el 75% de los ítems. Mientras que el valor mínimo fue de 2,8 solo en el indicador “puede ser comprendido fácilmente por una usuaria de la población chilena” perteneciente a la pregunta 4 del instrumento evaluado (Tabla 1). Además, se le solicitó a los(as) expertos(as) evaluar el instrumento de manera global a través de los siguientes indicadores: El instrumento incluye todos los elementos posibles para evaluar la función sexual en mujeres con disfunción del piso pélvico (Media: 2.8; Mín: 2, Máx: 4), los contenidos del instrumento están expresados con claridad (Media: 3.4; Mín: 2, Máx: 4) y el instrumento es pertinente para evaluar la función sexual en mujeres con disfunción del piso pélvico en población chilena (Media:3.6; Mín: 3 Máx: 4).

Posteriormente, se procedió a realizar un análisis factorial confirmatorio del instrumento PISQ-12, evaluando los indicadores de ajuste del modelo de tres factores propuesto por Rogers et al. (9, (modelo A), el que presentó indicadores de ajuste aceptables con un CFI= 0.949 y un TLI= 0.934, aunque los estadísticos RMSEA= 0.126 (0.109-0.143) y SRMR= 0.078 no satisficieron los puntajes de corte. Al evaluar los índices de modificación se identificó que el más relevante era el error correlacionado entre los ítems 6 y 7, con un parámetro estandarizado de cambio estimado (Std E.P.C.) de 0.470. (Tabla 3). Por este motivo, se repitió el análisis considerando los errores correlacionados entre estos ítems (modelo B), donde los coeficientes CFI y TLI alcanzaron niveles adecuados, aunque los indicadores RMSEA y SRMR siguieron sin alcanzar el umbral aceptable. Al evaluar los índices de modificación, emergieron como relevantes los errores correlacionados entre los ítems 5 y 12 (Std E.P.C.= 0.252), por lo que se procedió a calcular los indicadores de ajuste para un modelo que consideraba adicionalmente estos errores (modelo C). Dado que los indicadores de ajuste no presentaron una mejora significativa, y se corría el riesgo de generar un modelo sobre especificado, se decidió apoyar el modelo B. (Tabla 3). La Figura 1 muestra los parámetros estimados para el modelo B.

Tabla 3 Comparación de los indicadores de ajuste del modelo de tres factores y el de tres factores con errores correlacionados para el PISQ-12 aplicado en mujeres chilenas.  

Modelo CFI TLI RMSEA (90% IC) SRMR
A. 3 factores 0.949 0.934 0.126 (0.109-0.143) 0.078
B. 3 factores* 0.968 0.957 0.101 (0.084-0.119) 0.066
C. 3 factores** 0.974 0.965 0.092 (0.074-0.110) 0.062

TLI: Índice de Tucker-Lewis Índex;

CFI: Índice Comparativo de Ajuste;

RMSEA: Raíz del error cuadrático medio de aproximación;

CI: intervalo de confianza;

SRMR: Raíz cuadrada media residual estandarizada;

* Modelo con errores correlacionados entre ítems 6 y 7;

** Modelo con errores correlacionados entre ítems 6 y 7, más ítems 5 y 12.

Figura 1 Modelo de tres factores con error correlacionado entre los ítems 6 y 7 a través de un análisis factorial confirmatorio del instrumento PISQ-12 aplicado en mujeres chilenas. RS: Respuesta sexual; LSF=Limitaciones sexuales femeninas; LSM: Limitaciones sexuales masculinas. 

Empleando el coeficiente alfa de Cronbach, el más utilizado para estos fines, el primer factor mostró una confiabilidad clasificable como buena (α= 0.856), el segundo como aceptable (α= 0.738) y el tercero, pobre (α= 0.634). Sin embargo, en la actualidad se propone el coeficiente omega de McDonald, que entregaría estimaciones menos sesgadas 14, mostrando valores de ω= 0.897 para Respuesta sexual, ω= 0.788 para Limitaciones sexuales femeninas y de ω= 0.789, siendo todos adecuados. Por lo que se calcularon sus puntuaciones y realizó un análisis descriptivo de éstas (Tabla 4).

Tabla 4 Descriptivos del cuestionario para evaluación de la función sexual en mujeres con prolapso genital y/o incontinencia (PISQ 12) según factores identificados (N=217). 

Factores ω M DE Mín Máx P25 P50 P75 Asimetría Curtosis
Respuesta sexual 0.897 10.31 5.34 0 20 6 10 15 -0.27 2.06
Limitaciones femeninas 0.788 10.82 5.52 0 20 7 11 15 -0.12 2.20
Limitaciones sexuales masculinas 0.789 6.49 2.18 0 8 5 8 8 -1.30 3.73

Los resultados muestran la respuesta sexual y las limitaciones sexuales femeninas tenían una distribución medianamente simétrica (respuesta sexual: P25: 6; P50:10; P75: 15; asimetría: -0.27 y limitaciones sexuales femeninas por las disfunciones del piso pélvico : P25: 7; P50:11; P75: 15; Asimetría: -0.12), mientras que las Limitaciones Sexuales Masculinas presentaban una marcada asimetría negativa (P25: 5; P50:8; P75: 8; asimetría: -1.30), siendo marcadamente leptocúrticas en los tres casos (curtosis de respuesta sexual: 2.06; limitaciones sexuales femeninas: 2.20 y limitaciones sexuales masculinas: 3.73, indicando una alta homogeneidad de los puntajes 12.

Se calculó la correlación entre la respuesta sexual y las limitaciones sexuales. Una mejor respuesta sexual se asoció a una menor percepción de limitaciones sexuales femeninas y a una mayor percepción de limitaciones sexuales masculinas, con tamaño del efecto medio entre ambos. Adicionalmente, aunque el IMC no mostró relaciones significativas con ninguno de los factores, una mayor edad de la mujer se asoció a un reporte de mejor respuesta sexual y menores limitaciones sexuales masculinas (Tabla 5).

Tabla 5 Correlación de Spearman entre los factores del Cuestionario para evaluación de la función sexual en mujeres con prolapso genital y/o incontinencia urinaria (PISQ 12), la edad y el IMC. 

Variables 1 2 3 4 5
Respuesta sexual -
Limitaciones sexuales femeninas -0.46** -
Limitaciones sexuales masculinas 0.38** 0.08 -
Edad -0.33** -0.13 -0.22* -
IMC -0.11 -0.03 -0.13 -0.02 -

N= 217; *: p <0.01; **: p <0.001.

Además, la respuesta sexual es mayor a menor número de embarazos y menor número de partos vaginales, mientras que las limitaciones sexuales por las disfunciones del piso pélvico no se asocian ni al embarazo ni al número de partos (Tabla 6).

Tabla 6 Correlación de Spearman entre los factores del Cuestionario PISQ 12 para la evaluación de la función sexual en mujeres con prolapso genital y/o incontinencia urinaria con características obstétricas.  

Variables Respuesta sexual Limitaciones sexuales femeninas Limitaciones sexuales masculinas
Número de embarazos -0.189** -0.113 -0.126
Número de partos vaginales -0.254*** -0.102 -0.185**
Número de partos por cesárea 0.157* -0.032 0.116
Número de partos instrumentales 0.026 -0.089 -0.057

N= 217; *: p <0.05; **: p <0.01; ***: p <0.001.

Por último, una mayor escolaridad se asoció a mayor respuesta sexual (rs= 0.36; p <0.001), limitaciones femeninas (rs= 0.27; p= 0.001) y limitaciones masculinas (rs= 0.19; p= 0.004).

Discusión

La población es principalmente perimenopáusica, altamente escolarizadas, aunque sin ingresos y la mayoría tiene IU. Del análisis psicométrico se observaron tres factores con confiabilidad buena y aceptable, respectivamente y éstos se relacionaron con edad, escolaridad, número de embarazos y partos.

En cuanto a la validez de contenido, hubo una gran homogeneidad en las respuestas del juicio de expertos(as). La mayoría de los porcentajes de coincidencia presentan un elevado acuerdo 3,5 en la pertinencia, suficiencia, comprensibilidad y si es esencial su presencia en el cuestionario.

El análisis factorial confirmatorio apoyó empíricamente la estructura de tres factores coincidiendo con los dos artículos originales (7,8.

En cuanto a la confiabilidad de los tres factores, estos oscilaron entre α=0,63 y α= 0.85, valores que son indicaría desde una pobre a una buena confiabilidad (15. Sin embargo, al emplear el omega de McDonald, estos oscilaron entre ω= 0.788 u ω= 0.897. Esto mostraría que los puntajes realizan una medición precisa de los factores identificados.

Este estudio determinó que, a mayor edad, las mujeres reportaron menor puntuación en la dimensión “Respuesta sexual” (rs= -0.35). Como el Coeficiente de Correlación de Pearson es cercano a 0.3, existe una intensidad de relación moderada (16. Esto concuerda con dos estudios, donde las mujeres con IU de mayor edad reportaron una mayor prevalencia de disfunciones sexuales (17,18. En China, se evaluó la función sexual y la calidad de vida en mujeres con las disfunciones del piso pélvico, las mujeres de mayor edad presentaban una peor función sexual que las más jóvenes; ya que las primeras obtenían un menor puntaje tanto en el PISQ-12 globalmente, como en sus 3 factores (19. También se evaluó el impacto que tenía la edad en la función sexual femenina, pero utilizando el instrumento FSFI, concluyendo que ésta se correlaciona negativamente con la función sexual 20. Sin embargo, este instrumento no está validado en población con las disfunciones del piso pélvico. En Polonia se evaluó la función sexual en mujeres con IU sola o con POP, y su asociación con variables clínicas y sociodemográficas, concluyendo que la edad se correlacionaba de manera inversa con la función sexual de las usuarias; tanto en el puntaje global del PISQ-12 como en la dimensión de “Comportamiento emotivo” y en el “Relacionados a la pareja” (21.

Las mujeres con una mayor escolaridad presentaron una mayor puntuación en el factor “Respuesta sexual” (rs= 0.36), similar a lo evidenciado en Turquía y Brasil 17,18,22. Según Cohen la intensión de relación es moderada por su cercanía al valor 0.3 (16. En Chile existe evidencia de la relación entre una mayor escolaridad y la mayor satisfacción sexual 23,24.

En cuanto a los antecedentes gineco-obstétricos, se determinó una correlación negativa entre respuesta sexual y número de embarazos (rs= -0.19) y número de partos vaginales (rs= -0.25); y se observó una correlación positiva entre la función sexual y el número de cesáreas (rs= 0.16). Sin embargo, debemos considerar que la intensidad de relación de estas variables es débil (cercano a 0.1) según Cohen 16, no así la intensidad moderada de la relación entre función sexual y número de embarazos y partos vaginales. Esto último, debería ser evaluado, ya que las modificaciones del piso pélvico asociadas a la gestación, parto y postparto pueden condicionar la respuesta sexual, tanto en un sentido positivo (con entrenamiento muscular del piso pélvico) como negativo (sin preparación del piso pélvico para el parto) 25.

Entre las limitaciones del estudio podemos considerar dos. La primera, aunque la literatura científica sugiere que en estudios psicométricos se debería incluir 20 personas por ítem a evaluar para conseguir resultados estadísticamente significativos en este estudio solo se incluyen 18 por ítem. Sin embargo, a pesar de esta limitación los resultados encontrados resultaron satisfactorios. Por tanto, se podría aplicar en población de similares características. Y la segunda, que a pesar del número reducido de expertos(as) consultados respecto a las características del instrumento se obtuvo una alta coincidencia en la calidad de los ítems incluidos en el PISQ-12.

Conclusión

El instrumento PISQ-12 es válido y confiable, midiendo la dimensión respuesta sexual, limitaciones sexuales femeninas y limitaciones sexuales masculinas. La edad, escolaridad, número de embarazos y de partos vaginales se correlaciona con la respuesta sexual en intensidad moderada.

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Notas:

Financiación: Este estudio recibió recursos económicos de la Vicerrectoría de Investigación y Desarrollo de la Universidad de Concepción (Chile) a través de un fondo de proyectos de iniciación (VRID215.084-015-1.0IN).

Recibido: 11 de Noviembre de 2020; Revisado: 27 de Abril de 2021; Aprobado: 29 de Agosto de 2021

Autora de Correspondencia: Mercedes Carrasco Portiño. Departamento de Obstetricia y Puericultura 3er piso. Facultad de Medicina. Universidad de Concepción- Región Biobío-Chile. Dirección postal: Avda. Chacabuco esquina Janequeo S/N. Correo electrónico: mecarrasco@udec.cl

Conflicto de interés:

Este manuscrito será parte de los artículos de la Tesis Doctoral de la primera autora en el Programa de Doctorado de Ciencias de la Salud en la Universidad de Alicante. A pesar de ello, quienes firman el manuscrito no tienen otro conflicto de interés.

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