Psychometric properties of the Pelvic Organ Prolapse/Urinary Incontinence Sexual Questionnaire (PISQ-12) on Chilean women.

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.

Remark

Introduction

Pelvic floor dysfunctions (PFDs) affect one third of adult women . International statistics show that 25-50% of women will suffer a pelvic floor dysfunction in their lives . Although these pathologies are not lethal, their symptoms can alter daily life, including physical, social, and sexual functioning . Sexual function is an important quality of life indicator and is influenced by several physical, psychological, and social factors - .

It has been proved that the more symptoms of a pelvic floor dysfunction a woman shows, the more problems she will have in her sexual response ; therefore, gynecological care should include an analysis of sexual function that covers both the woman’s and her partner’s characteristics .

The Pelvic Organ Prolapse/Urinary Incontinence Sexual Questionnaire (PISQ-31), created by Rogers et al., assesses the sexual function of women with pelvic floor dysfunctions , and was initially designed as a specific, reliable, valid, self-administered tool for sexually active women with pelvic organ prolapse (POP), urinary (UI), or fecal incontinence (FI). Items in this tool were developed by asking experts in sexual functioning and considering previously validated tools that had evaluated sexual functioning in general population. The tools used as standardization criteria when creating PISQ-31 were the Incontinence Impact Questionnaire (IIQ-7), which assesses the impact of incontinence on the user's social functioning; the Sexual History Form-12 (SHF-12), a non-specific questionnaire that evaluates sexual functioning, and other scales for assessing depression, somatization, anxiety, and hostility , . The 31 questions evaluate three domains (behavioral/emotional, physical, and partner-related factors) by answering a Likert-type scale (0= always, and 4= never) - except for Question 5, whose score goes from 0 to 5 (0= no masturbation, and 5= always). Assessment comes from adding up the score for each question, and so, higher scores reflect a better sexual functioning .

Later, the same author and her team reduced the original questionnaire to 12 items (PISQ-12) , with a validated translation to Spanish in 2008 by Espuña et al . This questionnaire focuses in heterosexual women, sexually active and with a sexual partner, who suffer from genital prolapse and/or urinary incontinence ), and covers three domains: sexual response (items 1-4, 12), female sexual problems (items 5-9), and male sexual problems (items 10-11) . Scores follow a Likert-type scale, where 0 is always and 4 is never, with this reversed for items assessing behaviors and emotions during sexual response (items 1-4), and then all scores are added up. The final score goes from 0 to 48, and the highest the score, the better sexual function, with answering 0 or 1 to any question being regarded as a faulty sexual response - that is, a female sexual dysfunction .

The psychometric analysis needed to assess the validity and reliability of PISQ-12 has yet to be done in Latin America and the Caribbean. Therefore, we propose to assess its psychometric properties for use in pelvic floor dysfunction patients of a hospital in the south of Chile.

Materials and method

Cross-sectional study of psychometrics in women getting treated by the Pelvic Floor Unit of a tertiary hospital in the south of Chile (June 2014 - May 2015). Inclusion criteria: be an 18 years old or older woman, with sexual activity in the last six months, suffer from UI or POP, and be a patient of the unit. Non-probability, convenience sampling.

Socio-demographic (age, marital status, education, employment) and health (weight and height, number of pregnancies, types of birth, history of urine leakage, POP stage, urinary infection) variables, being quantitative and qualitative variables, were included in the study. Variables covering the sexual function of women with pelvic floor dysfunction were assessed with PISQ-12, assessing the domains of emotional behavior, physical aspects, and partner-related factors. Recruiting was done by the unit’s healthcare team (medical specialists and midwives). Women were scheduled for a 45-minute semi-structured interview, made to coincide with their medical appointment, in a private room prepared for such purpose.

Univariate analysis of the quantitative (mean, standard deviation, minimum and maximum) and qualitative (absolute and percentage frequency) variables was done. In order to conduct the psychometric tests, items 1, 2, 3, and 4 of PISQ-12 had to be recodified by reversing their values, just as suggested by Rogers et al. and Espuña et al.

Content validity was checked by experts with an ad hoc guideline, evaluating semantic equivalence, cultural congruence with Chilean population, and the relevance of its content, with 4 indicators in a Likert-type scale (from strongly agree to strongly disagree). Coincidence percentage and items with minimum and maximum scores were analyzed (Table 1).

Table 1

Average score of the indicators evaluated by experts.

PISQ-12 instrument questions	Indicator Relevance*	Sufficiency Indicator †	Comprehension indicator ‡	Indicator essentiality #
1. How frequently do you feel sexual desire? This feelling may include wanting to have sex, planning tohave sex, feeling frustrated because of lack of sex, and so forth.	4.0	4.0	3.6	3.6
2. Do you climax (have an orgasm) when having sexual intercourse with your partner?	3.8		3.6	4.0
3. Do you feel sexually excited (turned on) when having sexual activity with your partner?	3.8		3.6	4.0
4. How satisfied are you with the variety of sexual activities in your current sex life?	3.8		2.8	3.8
5. Do you feel pain during sexual intercourse?	4.0	3.4	3.6	4.0
6. Are you urinary incontinence (urine leakage) during sexual activity?	4.0		3.4	4.0
7. Does fear of urinary incontinence (either stool or urine) restrict your sexual activity?	4.0		3.6	4.0
8. Do you avoid sexual intercourse because of bulging in the vagina (either the bladder, rectum, or vagina falling out)?	4.0		3.2	3.0
9. When you have sex with your partner, do you negative emotional reactions such as fear, disgust, shame, or guilt?	4.0		3.6	3.4
10. Does your partner have an erection problem that affects his sexual activity?	4.0	3.8	3.2	3.0
11. Does your partner have a premature ejaculation problem that affects his sexual activity?	4.0		3.4	3.6
12. Compared with the orgasms you have had in the past, how intense are the orgasms you have had in the past 6 months?	3.6		3.0	3.0

* Item is relevant to assessment of its sexual dimension.

† Items from the same domain are enough to assess it.

‡ Item can be easily understood by a Chilean user.

# Item must be included, as it is essential for its dimension of sexual function.

Construct validity was assessed with a confirmatory factor analysis (CFA), evaluating the adjustment of its theoretical proposal to data. Due to the scale of the questionnaire, consisting of five alternatives, the weighted least square mean and variance adjusted (WLSMV) estimator was chosen for its evaluation, as it gives more precise estimates for ordinal data . To estimate the fit, the indexes used were the comparative fit index (CFI); the Tucker-Lewis index (TLI); the root mean square error of approximation (RMSEA), with a 90% confidence interval, and the standardized root mean-square residual (SRMR). For cut-off scores, CFI and TLI over 0.90 were considered acceptable, and good if over 0.95. In the case of RMSEA and SRMR, values under 0.06 were considered adequate - .

The internal consistency of the identified factors was evaluated with Cronbach’s alpha, taking a value >0.7 as acceptable. Pearson correlation coefficient between each item and the corrected total was used to check the discriminating capacity of the items. McDonald’s omega was calculated as well, which is currently recommended, as it gives less biased estimates .

A fact sheet, informed consent, and the full protocol were evaluated and approved by the Ethics Committee of the Health Service of Concepción, accredited by the Ministry of Health of Chile. Its resolution is N°002954.30.08.2013.

Results

All women invited accepted to participate in the study. Population is 217, age 27-85 years (M= 53.4; SD= 9.7); height: 1.20-1.75 m (M= 1.6; SD= 0.07); weight (n= 216): 42-140 kg (M= 72.3; SD= 11.8), and BMI (n= 216): 21.8-49.7 (M= 29.7; SD= 4.3). Vaginal births were 0-10 (M= 1.84; SD=1.80), C-sections were 0-6 (M= 1.08; SD= 1.34), and instrumental deliveries were 0-1.

Eighty two percent have a steady partner, 44.2% have completed secondary education or participated in tertiary education, and around 63.1% do not generate their own income. 13.0% have had 5 or more pregnancies, 17.1% have had 3 or more C-sections, and 11.5% have had an instrumental delivery. 40.6% suffer from recurrent UI. 89.4% had a UI when admitted to the unit, and the most common POP stage is III (Table 2).

Table 2

Description of the study population’s biosociodemographic and gyneco-obstetrical characteristics.

Variable	Category	N (%)
Civil status	Married and Cohabiting	178 (82.0)
	Single, Separated and Widow	39 (18.0)
Educational level	No studies	3 (1.4)
	Primary education	79 (36.4)
	Secondary education	97 (44.7)
	Higher Technical Education	30 (13.8)
	University education	8 (3.7)
Occupation	Dependent worker	54 (24.9)
	Independent worker	26 (12.0)
	Unemployed	19 (8.8)
	Retired and Pensioner	18 (13.0)
	Housework	90 (41.5)
Number of term pregnancies	0	3 (1.4)
	1-4	186 (85.7)
	≥5	28 (12.9)
Number of vaginal deliveries	0	69 (31.8)
	1-4	39 (61.3)
	≥5	15 (6.9)
Number of cesarean deliveries	0	106 (48.9)
	1-4	107 (49.3)
	≥5	4 (1.8)
Presence of Instrumental deliveries		25 (11.5)
History of recurrent urinary tract infections		88 (40.6)
Diagnosis of admission to the Pelvic Floor Unit of the High Complexity Hospital *	Pelvic organ prolapse stage I	19 (8.8)
	Pelvic organ prolapse stage II	25 (11.5)
	Pelvic organ prolapse stage III	48 (22.1)
	Pelvic organ prolapse stage IV	24 (11.1)
	Urinary incontinence	194 (89.4)
	Fecal incontinence	12 (5.5)

*Women can be admitted to the unit with one or more diagnoses, so the percentage is based on all 217 women and does not add up to 100%, unlike the other variables.

Among the experts, there was one urogynecologist and four pelvic floor physiotherapists. Maximum score was 4 points, mainly in "Item is relevant to assessment of its sexual dimension", where 75% of its items showed such score. On the other hand, the minimum score was 2.8, only for "Item can be easily understood by a Chilean user", which contained question 4 of the tool (Table 1). Experts were also asked to give a general evaluation, using the following indicators: the tool includes all possible elements to evaluate the sexual function in women with pelvic floor dysfunction (mean: 2.8; min.: 2; max.: 4), the contents of the tool are clearly stated (mean: 3.4; min.: 2; max.: 4), and the tool is relevant to assessment of sexual function in Chilean women with pelvic floor dysfunction (mean: 3.6; min.: 3; max.: 4).

The next part is a confirmatory factor analysis (CFA) of PISQ-12, evaluating the fit indicators for the three-factor model proposed by Rogers et al. (model A), which showed acceptable scores for CFI (0.949) and TLI (0.934), but could not reach the cut-off scores for RMSEA (0.126 (0.109-0.143)) and SRMR (0.078). By evaluating the modification indexes, the most important index was discovered to be the correlated error between items 6 and 7, with a standardized estimated parameter change (SEPC) of 0.470 (Table 3). Because of this, the analysis was repeated, taking into account the correlated errors between these items (model B), and the result was adequate for CFI and TLI, but RMSEA and SRMR still had to reach an acceptable level. After re-evaluating the modification indexes, the correlated errors between items 5 and 12 became relevant (SEPC= 0.252), so fit indicators were calculated for a model with these newly found errors (model C). Given the indicators did not significantly improve and there was the risk of overfitting, model B was finally chosen (Table 3). Figure 1 shows estimated parameters for model B.

Table 3

Comparison of fit indicators of the three-factor model and the three-factor model with correlated errors for PISQ-12 when applied to Chilean women.

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

TLI: Tucker-Lewis index.

CFI: Comparative fit index.

RMSEA: Root mean square error of approximation.

CI: Confidence interval.

SRMR: Standardized root mean square residual.

* Model with correlated errors (items 6 and 7).

** Model with correlated errors (items 6 and 7, plus 5 and 12).

Figure 1

Three-factor model with correlated error between items 6 and 7 after a confirmatory factor analysis of PISQ-12, applied to Chilean women. SR: Sexual response; FSL: female sexual problems; MSP: male sexual problems.

Using Cronbach’s alpha, the most used coefficient for this purpose, the first factor showed good reliability (α= 0.856), the second was acceptable (α= 0.738), and the third showed poor results (α= 0.634). However, McDonald’s omega is being proposed nowadays, as it would give less biased estimates ; in this case, all values for sexual response (ω= 0.897), female sexual problems (ω= 0.788), and male sexual problems (ω= 0.789) were adequate. Therefore, scores were calculated with this coefficient and then analyzed (Table 4).

Tabla 4

Descriptive analysis of the factors identified in the Pelvic Organ Prolapse/Urinary Incontinence Sexual Questionnaire (PISQ-12). (N= 2,017)

Factors	ω	M	DE	Mín	Máx	P25	P50	P75	Asymmetry	Kurtosis
Sexual response	0.897	10.31	5.34	0	20	6	10	15	-0.27	2.06
Female sexual problems	0.788	10.82	5.52	0	20	7	11	15	-0.12	2.20
Male sexual problems	0.789	6.49	2.18	0	8	5	8	8	-1.30	3.73

Results show that sexual response and female sexual problems had a moderately symmetrical distribution (sexual response: P25: 6; P50: 10; P75: 15; asymmetry:-0.27, and female sexual problems: P25: 7; P50: 11; P75: 15; asymmetry: -0.12), while male sexual problems had a marked negative asymmetry (P25: 5; P50: 8, P75: 8; asymmetry: -1.30), and all three cases were noticeably leptokurtic (sexual response: 2.06; female sexual problems: 2.20, male sexual problems: 3.73), which shows highly homogeneous scores .

Correlation between sexual response and sexual problems was calculated. A better sexual response was associated with a lower perception of female sexual problems and a higher one of male sexual problems, with a medium effect size between both. In addition to this, although BMI did not have a significant relation to any factor, an association between older women and a better sexual response and less male sexual problems was found (Table 5).

Table 5

Spearman’s correlation among the Pelvic Organ Prolapse/Urinary Incontinence Sexual Function Questionnaire (PISQ-12) factors, age, and BMI.

Variables	1	2	3	4	5
Sexual response	-
Female sexual limitations	-0.46**	-
Male sexual limitations	0.38**	0.08	-
Agen	-0.33**	-0.13	-0.22*	-
Body Mass Index (BMI)	-0.11	-0.03	-0.13	-0.02	-

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

Moreover, sexual response is higher when there are fewer pregnancies and vaginal births, while sexual problems related to pelvic floor dysfunctions are not associated with pregnancy or number of births (Table 6).

Table 6

Spearman’s correlation among PISQ-12 factors and obstetrical characteristics.

Variables	Sexual response	Female sexual problems	Male sexual problems
Number of pregnancies	-0.189**	-0.113	-0.126
Number of vaginal deliveries	-0.254***	-0.102	-0.185**
Number of cesarean deliveries	0.157*	-0.032	0.116
Presence of instrumentals deliveries	0.026	-0.089	-0.057

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

Lastly, a higher education is associated with a higher sexual response (rs= 0.36; p <0.001), female sexual problems (rs= 0.27; p= 0.001), and male sexual problems (rs= 0.19; p= 0.004).

Discussion

Population is mainly perimenopausal, highly educated -although with no income- and affected by UI. A psychometric analysis revealed three factors with a good and acceptable reliability, respectively: age, education, and number of pregnancies and births.

On the topic of content validity, the experts’ answers were highly homogeneous. Most coinciding percentages show a high degree of agreement , in whether the item was relevant, sufficient, understandable, and essential to the questionnaire or not.

Confirmatory factor analysis empirically supported the three-factor structure, the same as the two original articles , .

When checking the three factors’ reliability, values ranged from α= 0.63 to α= 0.85, showing a changeable reliability that goes from “poor” to “good” . However, when using McDonald’s omega, values ranged from ω= 0.788 to ω= 0.897, which would mean that these values are an accurate measurement of the factors.

This study determined that older women had less score in the "Sexual response" dimension (rs= -0.35), for a moderate association. This result agrees with other two studies where older women with UI reported a higher prevalence of sexual dysfunctions , . In China, a study evaluated sexual function and quality of life in women with pelvic floor dysfunctions, and found that older women had a worse sexual function than younger women, as the first obtained lower scores in the general PISQ-12 and in its three factors . The impact of age on female sexual function was also assessed with the Female Sexual Function Index (FSFI), concluding that it is negatively correlated to sexual function ). However, this tool has not been validated for its use in population with pelvic floor dysfunctions. In Poland, a study assessed sexual function in women with POP or only UI and its association with clinical and sociodemographic variables, finding that age was inversely correlated to users' sexual function in the general PISQ-12 and in two dimensions, "Emotional behavior" and "Partner-related factors" .

Women with a higher education level had higher scores in the “Sexual response” factor (rs= 0.36), which was also seen in studies in Turkey and Brazil , , . According to Cohen, the relation is moderate, as the value is around 0.3 . In Chile, there is evidence of the relationship between a higher education level and higher levels of sexual satisfaction , .

On the topic of OB-GYN history, a negative correlation between sexual response and number of pregnancies (rs= -0.19) and vaginal births (rs= -0.25), and a positive correlation between sexual function and number of C-sections (rs= 0.16) were found. However, it cannot be forgotten that the relation of these variables is weak (around 0.1) according to Cohen , unlike the moderate intensity of the relation between sexual function and number of pregnancies and vaginal births. The latter should be evaluated, since the changes in the pelvic floor produced by pregnancy, birth, and postpartum can condition the sexual response, either positively (with pelvic floor muscle training) or negatively (with no preparation for birth) .

There were two limitations in this study. First, although scientific literature suggests that psychometric studies should include 20 people per each item to obtain statistically significant results, this study could only include 18 per item; however, the results were deemed satisfactory, and they could be applied to a similar population. The second limitation was that, despite the small number of experts asked to review the tool, there was a high level of coincidence in the quality of the items included in PISQ-12.

Conclusion

PISQ-12 is valid and reliable to measure the dimensions of sexual response, female sexual problems, and male sexual problems. Age, education, number of pregnancies and vaginal births are moderately correlated to sexual response.

Contribución del estudio

Introducción

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

Se ha demostrado que las mujeres con mayor sintomatología de las disfunciones del piso pélvico presentan mayores inconvenientes en su respuesta sexual (, 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 (.

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 ,. 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 .

Posteriormente, la misma autora y su equipo, reduce la versión original a 12 ítems (PISQ-12) , 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 (, 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) . 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 .

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. , y Espuña et al. (, 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)

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 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 . 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 -.

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 .

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. (, (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 , 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 , 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 (,.

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 (. 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 (. Esto concuerda con dos estudios, donde las mujeres con IU de mayor edad reportaron una mayor prevalencia de disfunciones sexuales (,. 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 (. 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 . 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” (.

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 ,,. Según Cohen la intensión de relación es moderada por su cercanía al valor 0.3 (. En Chile existe evidencia de la relación entre una mayor escolaridad y la mayor satisfacción sexual ,.

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 , 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) .

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.

1. What is the reason for this study?

There is no validated study for assessing sexual function in women with pelvic floor dysfunctions in Chile.

2. What are the most important results of the study?

Psychometric analysis supported a three-factor structure: sexual response, female sexual problems, and male sexual problems, with a good, acceptable, and poor reliability, respectively.

3. What do these results provide?

To make available a valid and reliable tool (Pelvic Organ Prolapse/Urinary Incontinence Sexual Questionnaire-12) for measuring the sexual dimension and problems in Chilean women with pelvic floor dysfunctions.

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.