Resumen
Objetivo
Dada la ausencia de estudios psicométricos del Massachusetts General Hospital-Sexual Functioning Questionnaire (MGH-SFQ) en España, se plantea llevar a cabo su validación en la población española, examinando su fiabilidad y validez (de constructo y convergente).
Diseño
Estudio descriptivo transversal.
Emplazamiento
Población general. Realizado en 20 provincias españolas.
Participantes
Muestra de 3.050 sujetos (45,41% varones y 54,59% mujeres), seleccionados mediante procedimiento no probabilístico por cuotas, con edades comprendidas entre 18 y 83 años (media = 41,51; DE = 13,45).
Mediciones
Versiones españolas del MGH-SFQ, Sexual Assertiveness Scale, Sexual Desire Inventory e Index of Sexual Satisfaction.
Resultados
El MGH-SFQ mostró una estructura unidimensional que explica un 71,35% de la varianza en la muestra de varones y un 83,56% en la de mujeres, alcanzando una fiabilidad de consistencia interna de 0,90 y 0,93, respectivamente. Asimismo, presenta una adecuada validez convergente al correlacionar sus puntuaciones con la asertividad para iniciar actividades sexuales, el deseo sexual diádico y la satisfacción sexual. El MGH-SFQ reveló también capacidad para identificar un mayor porcentaje de mujeres que de hombres con disfunciones sexuales y para detectar un incremento en su prevalencia a medida que aumenta la edad.
Conclusiones
La versión española del MGH-SFQ se presenta como un autoinforme fiable y válido para la evaluación de las disfunciones sexuales en España. Sus bondades psicométricas, junto con su brevedad y sencillez en la aplicación, le convierten en un instrumento idóneo para identificar dificultades en el funcionamiento sexual en general o en alguna de las fases de la respuesta sexual en particular.
Palabras clave: Massachusetts General Hospital-Sexual Functioning Questionnaire (MGH-SFQ), Disfunciones sexuales, Fiabilidad, Validez
Abstract
Objective
Due to the lack of psychometric studies using the Massachusetts General Hospital-Sexual Functioning Questionnaire (MGH-SFQ) in Spain, its Spanish validation is proposed in the present study, by analysing its reliability and validity.
Design
Cross-sectional descriptive study.
Setting
General population. Conducted in 20 provinces.
Participants
The sample consisted of 3,050 participants (45.41% men and 54.59% women) and was selected using a quota convenience sampling procedure. They ranged in age from 18 to 83 years-old (M = 41.51; SD = 13.45).
Main measurements
Spanish versions of the MGH-SFQ, Sexual Assertiveness Scale, Sexual Desire Inventory, and Index of Sexual Satisfaction.
Results
The MGH-SFQ showed a single dimensional structure, which explained 71.35% of variance in men and 83.56% in women. Reliability values were .90 and .93, respectively. Convergent validity was adequate as their scores were positively correlated to initiation sexual assertiveness, dyadic sexual desire, and sexual satisfaction. The MGH-SFQ identified that females showed more sexual dysfunctions than males, and detected more sexual dysfunctions as age increases.
Conclusions
The Spanish validation of the MGH-SFQ is a reliable and valid self-reporting questionnaire to assess sexual dysfunctions in Spain. Its psychometric goodness of fit, together with its brevity and ease of use, make it a useful instrument to detect overall, as well as particular sexual dysfunctions.
Keywords: Massachusetts General Hospital-Sexual Functioning Questionnaire (MGH-SFQ), Sexual dysfunctions, Reliability, Validity
Introducción
Según la Organización Mundial de la Salud1, las disfunciones sexuales constituyen uno de los problemas más importantes que afectan a la salud sexual. Suponen una alteración del proceso del ciclo que caracteriza la respuesta sexual humana o la presencia de dolor durante las relaciones sexuales2, 3, viéndose afectado el deseo, la excitación, el orgasmo o la satisfacción sexual. Se estima que un 40-45% de las mujeres y un 20-30% de los hombres presentan algún tipo de disfunción sexual, respectivamente4, 5, siendo las más frecuentes la eyaculación precoz y los problemas de erección en ellos, y la inhibición del deseo y los problemas de excitación y orgasmo en ellas5, 6, 7, 8. En España, en el estudio de Nicolosi et al.8 se informa que un 32% de hombres y un 46% de mujeres entre 40 y 80 años presentan alguna disfunción sexual. Las disfunciones sexuales se han asociado a bajos niveles de calidad de vida3, 9, de ahí su relevancia en la sociedad actual.
En las últimas décadas se han desarrollado diversos cuestionarios autoadministrados con el fin de identificar y evaluar las disfunciones sexuales. Algunos de estos instrumentos son aplicables tanto a hombres como a mujeres10, mientras que otros son específicos para el hombre11 o la mujer12. Entre los que son aplicables a ambos sexos está el Massachusetts General Hospital-Sexual Functioning Questionnaire (MGH-SFQ)13.
El MGH-SFQ fue elaborado a partir del Guided Interview Questionnaire y de la Arizona Sexual Experience Scale13. Está formado por 5 ítems referidos a interés sexual, capacidad de excitación, capacidad para conseguir el orgasmo, capacidad para conseguir y mantener la erección (solo para hombres) y satisfacción sexual global. Su reducido número de ítems le convierte en un instrumento de gran interés para la práctica clínica a la hora de detectar disfunciones sexuales, pudiendo tener relevancia en atención primaria. Labbate y Lare14 informan una adecuada validez concurrente con el CSFQ, así como una excelente relación coste-beneficio a la hora de identificar disfunciones sexuales en varones con trastornos psiquiátricos y enfermedades médicas. Quirk et al.15 señalan que también es un excelente instrumento para detectar disfunciones sexuales femeninas. El MGH-SFQ tiene capacidad para detectar los efectos que determinados fármacos tienen sobre el funcionamiento sexual13, 16, así como para identificar los efectos positivos que la terapia cognitivo-conductual tiene sobre las disfunciones sexuales en pacientes con trastornos psicológicos17. Sin embargo, no existen estudios que hayan examinado su fiabilidad y estructura factorial, lo que unido a que la versión española no ha sido objeto de ningún estudio psicométrico, lleva a desarrollar la validación española del MGH-SFQ.
Se considera como hipótesis: a) un mejor funcionamiento sexual reflejado en las puntuaciones del MGH-SFQ se correlacionará en sentido positivo con la capacidad para iniciar la actividad sexual18, 19, el deseo y satisfacción sexuales14; b) el MGH-SFQ identificará mayor porcentaje de mujeres que de hombres con disfunciones sexuales5, 20, 21, y el número de individuos que las presentan aumentará de forma progresiva a medida que se incrementa la edad 22, 23, y c) el funcionamiento sexual se asociará al nivel educativo y a la práctica religiosa24.
Se plantean los siguientes objetivos: a) analizar algunas propiedades métricas de los ítems del MGH-SFQ; b) examinar su estructura factorial; c) calcular su fiabilidad de consistencia interna, y d) aportar evidencias acerca de la validez de sus medidas, de constructo y convergente.
Métodos
Estudio descriptivo transversal en la que se incluyen 3.050 sujetos (45,41% varones y 54,59% mujeres) que mantenían una relación heterosexual desde hacía al menos 6 meses. Dicho tamaño muestral permite trabajar con un nivel de confianza del 97% y un error de estimación del 3%. La edad de los participantes oscila entre 18 y 83 años, con una media de 41,55 años (DE = 13,34) en los varones y 41,48 (DE = 13,55) en las mujeres (tabla 1). La selección tuvo lugar durante los años 2009 y 2010 entre la población general española (en 20 provincias distintas) mediante muestreo no probabilístico por cuotas: grupo de edad (18-34, 35-49 y más de 50 años), sexo (hombres y mujeres) y tamaño de población de residencia (menos y más de 50.000 habitantes). La evaluación de los sujetos fue realizada por psicólogos entrenados para tal fin y se llevó a cabo de forma individual o en pequeños grupos en aulas, bibliotecas, centros sociales, centros de salud u otros lugares públicos. A todos los participantes se les informaba que se trataba de un estudio sobre la conducta sexual de los españoles y una vez otorgado el consentimiento verbal se les entregaba un cuadernillo con las diferentes pruebas y un sobre para introducirlas una vez contestadas. La participación era totalmente voluntaria, y se aseguraba el anonimato y confidencialidad de sus respuestas, garantizando que serían utilizadas únicamente para los fines de la investigación. La tasa de rechazo de respuesta fue baja, y un poco mayor entre las personas de más edad debido al contenido sexual de los instrumentos de evaluación.
Tabla 1.
Características sociodemográficas de la muestra
| Muestra total (n = 3.050) n (%) | Varones (n = 1.385) n (%) | Mujeres (n = 1.665) n (%) | |
|---|---|---|---|
| Edad | |||
| 18-28 años | 707 (23,18) | 320 (23,10) | 387 (23,24) |
| 29-39 años | 724 (23,74) | 335 (24,19) | 389 (23,36) |
| 40-50 años | 809 (26,52) | 344 (24,84) | 465 (27,93) |
| 51-61 años | 637 (20,89) | 313 (22,60) | 324 (19,46) |
| 62-72 años | 134 (4,39) | 55 (3,97) | 79 (4,74) |
| 73-83 años | 39 (1,28) | 18 (1,30) | 21 (1,26) |
| Tamaño población de residencia | |||
| Más de 50.000 habitantes | 1.546 (50,70) | 730 (52,70) | 816 (49) |
| Menos de 50.000 habitantes | 1.504 (49,30) | 655 (47,30) | 849 (51) |
| Nivel de estudios | |||
| Educación primaria | 695 (22,80) | 284 (20,50) | 411 (24,70) |
| Educación secundaria | 845 (27,70) | 417 (30,10) | 428 (25,70) |
| Estudios superiores | 1.510 (49,50) | 684 (49,40) | 826 (49,60) |
| Religión | |||
| Católica | 2.345 (76,90) | 991 (71,50) | 1.354 (81,30) |
| Islámica | 3 (0,10) | 1 (0,10) | 2 (0,10) |
| Judía | 3 (0,10) | 0 | 3 (0,20) |
| Budista | 3 (0,10) | 0 | 3 (0,20) |
| Ninguna | 698 (22,90) | 393 (28,40) | 305 (18,30) |
| Práctica religiosa | |||
| Diaria | 16 (0,50) | 3 (0,20) | 13 (0,80) |
| Una vez por semana | 241 (7,90) | 76 (5,50) | 165 (9,90) |
| Alguna vez al mes | 323 (10,60) | 119 (8,60) | 204 (12,30) |
| Alguna vez al año | 1.656 (54,30) | 799 (57,69) | 857 (51,60) |
| Nunca | 814 (26,69) | 388 (28,01) | 426 (25,60) |
Las pruebas utilizadas fueron las siguientes:
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Versión española del MGH-SFQ14 de Bobes, Portilla, Bascarán, Sáiz y Bousoño25. Formado por 5 ítems, 4 de los cuales se refieren a cada una de las fases de la respuesta sexual (deseo, excitación, orgasmo y satisfacción); el quinto (exclusivo a los hombres) alude a la erección. En el presente estudio se reorganizó la escala de respuesta, asignándole el valor 0 a la opción totalmente disminuido, 1 a marcadamente disminuido, 2 a moderadamente disminuido, 3 a mínimamente disminuido y 4 a normal, eliminándose la opción más de lo normal, pues los encuestados podían valorarla en sentido positivo o negativo, tal como quedó demostrado en un estudio piloto previo. Puntuaciones elevadas indican mejor funcionamiento sexual.
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Versión española del Sexual Assertiveness Scale (SAS) de Sierra, Vallejo-Medina y Santos-Iglesias26. Se empleó únicamente la subescala de Inicio, que evalúa la frecuencia con la que una persona comienza una relación sexual deseada. Sus 6 ítems son contestados en una escala de 4 puntos desde 0 (nunca) hasta 4 (siempre), significando una mayor puntuación mayor asertividad sexual. La adaptación española presenta una fiabilidad de consistencia interna de 0,80 y adecuada validez concurrente26. En el presente estudio se obtuvo un α de Cronbach de 0,73.
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Versión española del Sexual Desire Inventory (SDI) de Ortega, Zubeidat y Sierra27. Se empleó solamente la subescala Deseo diádico que evalúa por medio de 9 ítems el deseo sexual hacia la pareja; a mayor puntuación, mayor deseo sexual. El alfa de Cronbach de la adaptación española fue de 0,87 y de 0,83 en la muestra del presente estudio.
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Versión española del Index of Sexual Satisfaction (ISS) de Crooks y Baur28. Evalúa el grado de satisfacción sexual. Sus 25 ítems fueron contestados en una escala de respuesta desde 0 (nunca) hasta 4 (siempre), de modo que una mayor puntuación indica una mayor satisfacción sexual. En el estudio de Santos Iglesias et al.29 se informa de una fiabilidad de 0,89 y de correlaciones positivas con el deseo y la excitación sexuales. En el presente estudio se obtuvo un alfa de Cronbach de 0,92.
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Cuestionario de recogida de variables sociodemográficas.
La investigación fue revisada y aprobada por el Comité de Ética de Investigación Humana de la Universidad de Granada.
Para el análisis de la consistencia interna se empleó el α de Cronbach. La estructura factorial fue examinada mediante análisis factorial exploratorio (rotación varimax). Mediante correlaciones de Pearson se examinó la validez convergente. Se empleó Anova para examinar la asociación entre el funcionamiento sexual y las variables sociodemográficas.
Esquema general del estudio: Validación del cuestionario Massachusetts General Hospital Sexual Functioning Questionnaire (MGH-SFQ) en la población española.
Resultados
En el caso de los varones, la media de respuesta de los ítems oscila entre 3,46 (ítem 5) y 3,68 (ítem 4), es decir, por encima de la media teórica del cuestionario. Las desviaciones estándar se sitúan ligeramente por debajo de 1. Todas las correlaciones ítem-total corregidas superan el valor de 0,30 y la fiabilidad de la escala (α = 0,90) no mejora con la eliminación de alguno de sus ítems (tabla 2). En la muestra de mujeres, la media de respuesta a los ítems es ligeramente inferior, oscilando entre 3,09 (ítem 1) y 3,21 (ítem 3), situándose las desviaciones estándar por encima de 1. Las correlaciones ítem-total están también por encima de 0,30. En ningún caso mejoraría la fiabilidad de la escala (α = 0,93) eliminando alguno de los ítems que la conforman.
Tabla 2.
Media, desviación estándar, correlación ítem-total corregida y alfa de Cronbach si el ítem es eliminado en las muestras de varones y mujeres
| Ítems | M | DE | ritc | αi |
|---|---|---|---|---|
| Varones | ||||
| Ítem 1: ¿Cómo ha estado su interés sexual durante el último mes? | 3,52 | 0,94 | 0,74 | 0,88 |
| Ítem 2: ¿Cómo ha estado su capacidad para conseguir excitación sexual en el último mes? | 3,54 | 0,89 | 0,83 | 0,86 |
| Ítem 3: ¿Cómo ha estado su capacidad para conseguir el orgasmo en el último mes? | 3,65 | 0,84 | 0,76 | 0,87 |
| Ítem 4: ¿Cómo ha estado su capacidad para conseguir y mantener una erección en el último mes? | 3,68 | 0,77 | 0,69 | 0,89 |
| Ítem 5: ¿Cómo calificaría su satisfacción sexual global en el último mes? | 3,46 | 0,99 | 0,72 | 0,88 |
| Mujeres | ||||
| Ítem 1: ¿Cómo ha estado su interés sexual durante el último mes? | 3,09 | 1,29 | 0,82 | 0,92 |
| Ítem 2: ¿Cómo ha estado su capacidad para conseguir excitación sexual en el último mes? | 3,16 | 1,25 | 0,89 | 0,90 |
| Ítem 3: ¿Cómo ha estado su capacidad para conseguir el orgasmo en el último mes? | 3,21 | 1,27 | 0,83 | 0,92 |
| Ítem 4: ¿Cómo calificaría su satisfacción sexual global en el último mes? | 3,20 | 1,28 | 0,85 | 0,91 |
αi: alfa de Cronbach si el ítem es eliminado; DE: desviación estándar; M: media; ritc correlación ítem-total corregida.
En ambas muestras, tanto el índice de adecuación muestral Kaiser-Meyer-Olkin (varones = 0,86; mujeres = 0,84) como la prueba de esfericidad de Bartlett (varones: χ2 10 = 4.111,08, p < 0,001; mujeres: χ2 6 = 5.518,66, p < 0,001) indicaron la idoneidad de los datos para llevar a cabo un análisis factorial exploratorio por el método de extracción de componentes principales, con rotación varimax, considerando valores propios mayores a 1. La solución unifactorial explicó el 71,35% de la varianza en los varones y el 83,56% en las mujeres, igualando o superando todas las cargas factoriales el valor de 0,80 (tabla 3).
Tabla 3.
Matriz de estructura del análisis de componentes principales en las muestra de varones y mujeres
| Ítems | Carga factorial |
|---|---|
| Varones | |
| Ítem 2 | 0,90 |
| Ítem 3 | 0,86 |
| Ítem 1 | 0,84 |
| Ítem 5 | 0,82 |
| Ítem 4 | 0,80 |
| Autovalor | 3,57 |
| % varianza | 71,35 |
| Mujeres | |
| Ítem 2 | 0,93 |
| Ítem 5 | 0,92 |
| Ítem 3 | 0,90 |
| Ítem 1 | 0,90 |
| Autovalor | 3,34 |
| % varianza | 83,56 |
Se calcularon también las correlaciones entre los diferentes ítems que componen la escala. Tanto en varones como en mujeres, los coeficientes de correlación obtenidos resultaron todos ellos significativos, de sentido positivo y con valores por encima de 0,50 (tabla 4).
Tabla 4.
Correlaciones entre los ítems que componen el Massachusetts General Hospital-Sexual Functioning Questionnaire en varones (por encima de la diagonal) y mujeres (por debajo de la diagonal)
| Varones Mujeres | Ítem 1 Deseo | Ítem 2 Excitación | Ítem 3 Orgasmo | Ítem 4 Erección | Ítem 5 Satisfacción |
|---|---|---|---|---|---|
| Ítem 1: Deseo | - | 0,76* | 0,61* | 0,53* | 0,64* |
| Ítem 2: Excitación | 0,82* | - | 0,74* | 0,61* | 0,66* |
| Ítem 3: Orgasmo | 0,71* | 0,80* | - | 0,67* | 0,60* |
| Ítem 4: Erección | - | - | - | - | 0,58* |
| Ítem 5: Satisfacción | 0,77* | 0,79* | 0,80* | - | - |
p < 0,01.
Para analizar la validez convergente del MGH-SFQ, se correlacionaron sus puntuaciones con las del SAS, SDI e ISS que evalúan variables afines con las que se esperaba obtener correlaciones positivas: asertividad para iniciar actividades sexuales, deseo sexual diádico y satisfacción sexual. Tanto en varones como en mujeres, todas las correlaciones resultaron significativas en sentido positivo, con valores que oscilaron entre 0,18 y 0,58 (tabla 5).
Tabla 5.
Correlaciones de las puntuaciones del Massachusetts General Hospital-Sexual Functioning Questionnaire con asertividad sexual, deseo sexual y satisfacción sexual en varones y mujeres
| Asertividad sexual | Deseo sexual diádico | Satisfacción sexual | |
|---|---|---|---|
| MGH-SFQ Varones | 0,18* (0,13-0,23) | 0,44* (0,40-0,48) | 0,47* (0,43-0,51) |
| MGH-SFQ Mujeres | 0,31* (0,26-035) | 0,58* (0,54-0,61) | 0,58* (0,54-0,61) |
MGH-SFQ: Massachusetts General Hospital-Sexual Functioning Questionnaire.
p < 0,01. Intervalo confidencial de r (95% inferior–95% superior).
Se estimó el porcentaje de varones y mujeres que presentaban disfunciones sexuales, en diferentes rangos de edad y considerando la puntuación 3 o menos en alguno de los ítems del MGH-SFQ. En la figura 1 se aprecia cómo en todos los componentes de la respuesta sexual el porcentaje de sujetos con dificultades en el funcionamiento sexual se va incrementando a medida que aumenta la edad y hay más mujeres que hombres con disfunciones sexuales. El 25,7% de varones informa de bajo deseo sexual por un 39,8% de mujeres; un 26,3% de varones presenta problemas de excitación por un 38,5% de mujeres; un 19,5% de hombres tiene dificultades con el orgasmo por un 35,2% de mujeres, y un 29,2% de hombres se sienten insatisfechos sexualmente por un 35,3% de mujeres. El 19,6% de hombres afirma tener dificultades con la erección.
Figura 1.
Porcentaje de sujetos con dificultades en el funcionamiento sexual identificados con el Massachusetts General Hospital Sexual Functioning Questionnaire (MGH-SFQ) en cada uno de los componentes de la respuesta sexual.
Se analizó la asociación entre el funcionamiento sexual (tomando la puntuación total del MGH-SFQ) con el tamaño de población de residencia, el nivel de estudios y la práctica religiosa, sin encontrar diferencias, ni en hombres ni en mujeres, en cuanto al lugar de residencia, pero sí con respecto al nivel educativo, en el caso de las mujeres (F 2, 1588 = 33,82; p < 0,001), y a la frecuencia religiosa, tanto en varones (F 3, 1337 = 8,90; p < 0,001) como en mujeres (F 3, 1588 = 20,85; p < 0,001) (tabla 6).
Tabla 6.
Puntuaciones medias en funcionamiento sexual de varones y mujeres en función de variables sociodemográficas
| Variables | M | DE | F | p | |
|---|---|---|---|---|---|
| Varones | Rango: 0-20 | ||||
| Tamaño de población de residencia | Más de 50.000 habitantes (n = 721) | 17,99 | 3,61 | 2,45 | 0,117 |
| Menos de 50.000 habitantes (n = 620) | 17,68 | 3,89 | |||
| Nivel de estudios | Educación Primaria (n = 265) | 17,42 | 3,79 | 2,30 | 0,101 |
| Educación Secundaria (n = 409) | 18,04 | 3,76 | |||
| Estudios Superiores (n = 666) | 17,90 | 3,72 | |||
| Práctica religiosa | Diaria/Una vez por semana (n = 68) | 15,66 | 5,58 | 8,90 | 0,000* |
| Alguna vez al mes (n = 107) | 17,55 | 3,86 | |||
| Alguna vez al año (n = 618) | 18,07 | 3,47 | |||
| Nunca (n = 548) | 17,93 | 3,67 | |||
| Mujeres | Rango: 0-16 | ||||
| Tamaño de población de residencia | Más de 50 000 habitantes (n = 768) | 12,70 | 4,60 | 0,28 | 0,596 |
| Menos de 50 000 habitantes (n = 816) | 12,57 | 4,74 | |||
| Nivel de estudios | Educación Primaria (n = 362) | 10,95 | 5,53 | 33,82 | 0,000* |
| Educación Secundaria (n = 399) | 12,88 | 4,46 | |||
| Estudios Superiores (n = 830) | 13,29 | 4,11 | |||
| Práctica religiosa | Diaria/Una vez por semana (n = 149) | 9,95 | 6,01 | 20,85 | 0,000* |
| Alguna vez al mes (n = 189) | 12,26 | 4,88 | |||
| Alguna vez al año (n = 829) | 12,98 | 4,40 | |||
| Nunca (n = 425) | 13,14 | 4,18 | |||
p < 0,001.
Discusión
La evaluación de las disfunciones sexuales requiere de instrumentos fiables y válidos que hayan demostrado su eficacia y, en la medida de lo posible, que su aplicación sea breve y sencilla, como es el caso del MGH-SFQ13.
Los resultados encontrados reflejan que las respuestas promedio de la muestra evaluada se sitúan entre la afectación mínima (puntuación de 3) de los componentes de la respuesta sexual (interés, excitación, orgasmo y satisfacción) y la normalidad (puntuación de 4), siendo mayores las puntuaciones en hombres que en mujeres en todos los ítems, es decir, éstas muestran mayor afectación de su funcionamiento sexual; además, los valores de las desviaciones estándar son superiores en las mujeres, lo que indica que hay mayor diversidad en sus respuestas que en las de los hombres.
El análisis factorial demuestra la unidimensionalidad de la escala, llegando a explicar más de un 70% la varianza en ambos sexos. En cuanto a su fiabilidad de consistencia interna, la versión española del MGH-SFQ alcanza valores óptimos, tanto en varones como en mujeres. Además, las correlaciones entre los ítems son elevadas, pero sin llegar a serlo tanto como para no poder interpretar cada ítem por separado. Se puede considerar la puntuación total como un reflejo del funcionamiento sexual global y las puntuaciones parciales de cada uno de los 5 ítems como indicadores de la afectación de cada uno de los componentes de la respuesta sexual.
La versión española del MGH-SFQ ha mostrado indicios de validez convergente, correlacionando sus puntuaciones de manera significativa (aunque de forma débil o moderada) con la asertividad para iniciar actividades sexuales, el deseo sexual hacia otra persona y la satisfacción sexual; es decir, un mejor funcionamiento sexual se asocia a la capacidad de iniciar actividades sexuales deseadas18, 19. Estos resultados coinciden con los del estudio de Labbate y Lare14, quienes habían demostrado la validez concurrente del MGH-SFQ con el CSFQ, encontrándose correlaciones significativas entre las dimensiones interés sexual, excitación, orgasmo y satisfacción global de ambos instrumentos. Teniendo en cuenta la distribución de las disfunciones sexuales entre la población general, se esperaba que el MGH-SFQ debería identificar un mayor porcentaje de mujeres que de hombres con disfunciones sexuales5, 20, 21, así como más personas mayores que jóvenes7, 22, 23. Los resultados encontrados confirman estas hipótesis. Considerando que existe una afectación en el funcionamiento sexual en aquellos individuos con puntuaciones de 3 o menos en cada uno de los ítems, el porcentaje de sujetos con dificultades sexuales va aumentando con la edad, haciéndose mucho más significativo a partir de los 60 años. En cuanto al sexo, en todas las franjas de edad el porcentaje de mujeres con problemas sexuales es mayor que el de hombres. Teniendo en cuenta todos los sujetos evaluados se observa en los hombres una afectación de la respuesta sexual con: insatisfacción sexual (29,2%), problemas de excitación (26,3%), bajo interés por el sexo (25,70%), dificultades de erección (19,6%) y dificultades para conseguir el orgasmo (19,5%); en el caso de las mujeres el orden es: bajo interés sexual (39,8%), problemas de excitación (38,5%), insatisfacción sexual (35,3%) y dificultades en la consecución del orgasmo (35,2%). Estos porcentajes son muy similares a los referidos por Lewis et al.4 o Nicolosi et al.5. Por otro lado, el funcionamiento sexual aparece asociado al nivel educativo y a la frecuencia de prácticas religiosas. En el caso de la primera variable, solo ocurre en las mujeres, mostrando un peor funcionamiento sexual las que no superan los estudios primarios. Con respecto a la práctica religiosa, en ambos sexos, una mayor presencia en actos religiosos se asocia a un peor funcionamiento sexual, lo que confirma la asociación negativa encontrada en otros estudios entre práctica religiosa y salud sexual24.
En definitiva, la versión española del MGH-SFQ es fiable y válida, permitiendo obtener una puntuación global en funcionamiento sexual, pero posibilitando la interpretación parcial de cada uno de los ítems referidos a los distintos componentes de la respuesta sexual. Sería pues una herramienta útil para fines diagnósticos y de cribado, y también un instrumento que podría detectar cambios en el funcionamiento sexual a lo largo del tiempo, por ejemplo, durante el transcurso de cualquier tipo de tratamiento. No obstante, debemos indicar como limitación de este estudio el hecho de que a pesar de tratarse de una muestra por cuotas muy amplia de la población española, no llega a ser representativa de la misma, pues los participantes fueron seleccionados mediante procedimiento incidental. También se debe mostrar cierta cautela a la hora de interpretar las diferencias encontradas entre hombres y mujeres, pues puede que el modelo de respuesta sexual recogido por el MGH-SFQ se ajuste más a un modelo masculino (más lineal y estable) que femenino (más inestable y circular), no diferenciando, por ejemplo, en el caso de las mujeres la excitación subjetiva de la lubricación en la fase de excitación, tal como plantean los modelos más actuales de la respuesta sexual femenina. Desde una perspectiva de género cabría preguntarse hasta qué punto el modelo de respuesta sexual evaluado por el MGH-SFQ, centrado en los varones, es estrictamente equiparable al de las mujeres30. Por último, futuras investigaciones deberían centrarse en la validez discriminante del MGH-SFQ empleando muestras clínicas y en su capacidad para detectar el efecto de determinados fármacos o enfermedades sobre el funcionamiento sexual.
Lo conocido sobre el tema
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El Massachusetts General Hospital-Sexual Functioning Questionnaire (MGH-SFQ) es un autoinforme breve que evalúa el funcionamiento sexual, permitiendo identificar problemas en el mismo en cada una de las fases de la respuesta sexual.
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Dada la ausencia de estudios psicométricos en España, se propone su validación en población general española.
¿Qué aporta este estudio?
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Se examina la estructura factorial y algunas propiedades métricas de los ítems que forman el MGH-SFQ.
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Se demuestra su estructura unidimensional con óptima fiabilidad, tanto en hombres como en mujeres.
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Presenta también adecuada validez convergente y capacidad para determinar la prevalencia de las disfunciones sexuales en función del sexo y de la edad.
Financiación
Esta investigación ha sido financiada por el Ministerio de Educación y Ciencia de España y forma parte del proyecto SEJ2007-61824.
Conflicto de intereses
Los autores declaran no tener, ni existir, ningún conflicto de intereses.
Agradecimientos
Este trabajo forma parte del Proyecto de Investigación SEJ2007-61824 financiado por el Ministerio de Ciencia e Innovación. Los autores agradecen la ayuda facilitada en diferentes fases de la recogida de datos a Abilio Reig, Ana Sánchez, Asociación Cultural Galega de Formación Permanente de Adultos, Asociación de Vecinos Porto Bello, Biko Arloak, Carlos Rodríguez, Centro Quérote, Clínica UNER, Cruz Roja de Ourense, Francisca Fariña, Javier Fernández Agrafojo, Jordi Llabrés, José Luis Fernández Seara, José Olivares, José Pedro Espada, Juan Cachinero, Lourdes Espinosa, Luis Fernández Ríos, Olga Hernández, Ramón Arce, Raquel Rodríguez, Ricardo Folé y Rodrigo Carcedo.
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