Introducción

La disfunción sexual femenina (DSF) ha aumentado en el mundo, con una prevalencia que varía según la región. En España se ha informado una prevalencia de hasta el 42,5%¹, mientras que en el medio oriente llega a 61%². En América Latina, específicamente en México, la prevalencia de DSF es 43%³, mientras que en Perú, el riesgo en mujeres jóvenes universitarias alcanza el 39,9%⁴. Asimismo, se ha publicado que la mujeres que trabajan en el sector salud tiene una DSF del 85%, con 75% de alteración en el deseo sexual⁵.

La función sexual femenina ‘normal’ se define en base a valores estadísticos, normas culturales o ambas⁴ y es dividida en cuatro etapas: excitación, meseta, orgasmo y resolución. La disfunción sexual es una alteración en cualquiera de estas etapas y su prevalencia es más alta en la edad adulta y la vejez⁵. Aunque el diagnóstico preciso lo realiza un profesional de la salud mental mediante la aplicación del Manual DSM-5⁶, los instrumentos de tamizaje pueden ser útiles para estimar el riesgo de DSF.

Una buena salud sexual puede ofrecer diversos beneficios. El acto sexual se considera una forma de actividad física de intensidad leve a moderada, similar a subir dos tramos de escaleras o caminar rápidamente⁷. Practicarlo de manera regular puede mejorar la expresión de la sintasa de óxido nítrico endotelial (eNOS) y aumentar la producción de óxido nítrico (NO), lo que provoca vasodilatación y explica sus beneficios cardiovasculares⁸. A nivel emocional, un coito placentero puede reducir la carga de estrés y mejorar la calidad de la relación de pareja, fortaleciendo la intimidad, la confianza, la pasión y el amor⁷.

Existen factores asociados al riesgo de DSF, tales como: matrimonio de 10 o más años, baja frecuencia de relaciones sexuales, insatisfacción o mala comunicación con la pareja, falta de afecto en la relación matrimonial, impotencia sexual del compañero, bajo nivel de educación, edad mayor de 40 años, multiparidad, estado pos-menopáusico, antecedentes médicos (cirugías pélvicas, depresión, consumo de ciertos medicamentos, hábitos nocivos), historia de maltrato físico, abuso sexual o ambos; así como trabajar en condiciones laborales inadecuadas⁶.

La calidad de vida laboral (CVL) se refiere a la percepción del trabajador del equilibrio entre las demandas laborales y las estrategias de afrontamiento que utiliza⁹. Esta variable se compone de factores psicológicos y sociales que incluyen elementos subjetivos ligados a la experiencia personal en el trabajo, así como factores objetivos que se relacionan con el ambiente y contenido laboral¹⁰. En el caso del personal de salud de España, el puntaje de CVL fue medio-alto¹¹, mientras que en América Latina solo el 30% de los empleados informaron tener una CVL considerada como alta¹².

Referente a la asociación entre la CVL y el riesgo de DSF, las experiencias y relaciones personales insatisfactorias en el ámbito laboral se asocian a resultados negativos en el aspecto sexual, siendo el estrés laboral una variable interviniente en esta relación¹³. Para algunas mujeres, el estrés profesional se asoció de manera independiente a la reducción del orgasmo y lubricación¹⁴. Por ejemplo, el personal de salud que trabajó durante epidemias se vio afectado psicológicamente y en el ámbito sexual por la gran carga de trabajo. Reportes durante la pandemia por COVID 19 señalan una asociación marcada entre un deseo sexual disminuido (OR: 2,6; p=0,001) y ser trabajador del sector salud¹⁵. Se conoce que el estrés laboral es frecuente en enfermeras debido a la sobrecarga laboral tanto en los servicios hospitalarios como en la atención ambulatoria¹⁶. La asociación entre la CVL y la salud sexual no ha sido del todo estudiada en este grupo laboral en el contexto de la pandemia por COVID 19¹⁷. Por ello, nuestro objetivo principal fue determinar la asociación entre la CVL y el riesgo de DSF ajustado por posibles confusores en enfermeras de un hospital público de la provincia constitucional del Callao, Perú. De manera secundaria también identificamos algunas variables asociadas.

Métodos

Se realizó un estudio observacional, transversal y analítico siguiendo las recomendaciones de la estrategia de fortalecimiento del reporte de estudios observacionales en epidemiología (STROBE, por sus siglas en inglés)¹⁸. La población de estudio estuvo constituida por enfermeras del Hospital Nacional Daniel Alcides Carrión (HNDAC) de la provincia Constitucional del Callao, Perú. El HNDAC cuenta con 565 camas de hospitalización y es uno de los hospitales con mayor carga laboral de toda la región¹⁹.

El estudio incluyó enfermeras con contrato laboral activo con el HNDAC, con un mínimo de 12 meses de experiencia y que aceptaron participar, siempre y cuando no tuvieran antecedentes de depresión. Se excluyeron las fichas que no tenían datos de las variables principales. El tamaño muestral se calculó utilizando la fórmula de comparación de medias de nuestra variable independiente cuantitativa (CVL) divida en dos grupos de acuerdo con la presencia o ausencia de nuestra variable resultado (DSF). Utilizamos el programa estadístico online OpenEpi Versión 3.1, con un nivel de confianza del 95% y una potencia estadística del 80%. El equipo de investigación realizó un estudio piloto en 2021²⁰ cuyos resultados se encuentran disponibles en línea. A partir de esos resultados se consideró una diferencia de medias de 1,08. El tamaño mínimo requerido fue de 86 participantes para el grupo con RDSF y de 68 para el grupo sin RDSF.

Para llevar a cabo la recopilación de datos, se solicitó la participación voluntaria de las enfermeras en sus lugares de trabajo, otorgándoles la opción de completar la encuesta en formato físico o digital a través de un formulario en la plataforma Google Forms. El tiempo necesario para completar la encuesta fue de alrededor de 30 minutos, pero se permitió una extensión de hasta 24 horas si el sujeto de investigación lo solicitaba. Se llevó a cabo un muestreo no probabilístico por conveniencia durante el periodo de reclutamiento, comprendido entre enero y junio de 2022.

La variable dependiente fue el riesgo de disfunción sexual femenina (RDSF) medido con el índice de función sexual femenina (IFSF) desarrollado por Rosen y col., en 2000, y traducido al español en el año 2004²¹. Este instrumento es gratuito y está disponible en línea²². Consiste en 19 preguntas que abarcan 6 dominios sexuales (deseo, excitación, lubricación, orgasmo, satisfacción y dolor), cada una con 5 a 6 opciones de respuesta. El puntaje de cada dominio se multiplica por un coeficiente y se suma para obtener el puntaje total, que varía de 2 a 36 puntos. Se calculó el puntaje promedio por dominio y el puntaje total, siendo un puntaje más bajo un indicador de mayor riesgo de RDSF. Además, se estableció una categorización de la variable considerando un resultado menor o igual a 26 puntos como un riesgo presente de disfunción sexual²³. En el año 2020 se publicó la validación del IFSF en una muestra de mujeres colombianas, obteniéndose una sensibilidad del 87,7%, una especificidad del 73,9% y un área bajo la curva de 85,9%²⁴.

La variable independiente, CVL, fue medida con el cuestionario de calidad de vida profesional (CVP-35), basado en el modelo de control de demanda formulado por Karasek²⁵, validado y adaptado al español por Cabezas²⁶, de acceso libre. Este cuestionario consta de 35 preguntas agrupadas en 3 categorías: apoyo directo (13 preguntas), motivación intrínseca (9 preguntas) y carga de trabajo (11 preguntas), además de incluir dos preguntas fuera de las categorías mencionadas relativas a la calidad de vida laboral global y la capacidad para desconectarse del trabajo. Cada pregunta fue valorada con una escala tipo Likert del 1 al 10²⁶. El puntaje final fue el promedio obtenido en cada dimensión. Para las dos primeras dimensiones se consideró que a mayor puntaje mejor CVL, mientras que para la dimensión carga de trabajo, a mayores puntajes la CVL era menor. Estudios previos en población española han demostrado que la consisten cia interna de cada dimensión es aceptable (α de Cronbach entre 0,7)²⁷.

Se recopilaron datos sociodemográficos que incluyeron la edad, el estado civil (soltera, casada, conviviente, viuda, divorciada/separada) y el número de hijos. Además, se recopilaron antecedentes médicos, como hábitos nocivos (alcohol, tabaco), enfermedades cardiovasculares ateroscleróticas como la diabetes o la hipertensión arterial (HTA), y el estado nutricional se evaluó a través del índice de masa corporal (IMC) según la clasificación de la Organización Mundial de la Salud (OMS)⁶. También se recopilaron datos descriptivos del componente laboral que incluyeron los servicios en los que trabajaban (consulta externa adultos, consulta externa niños, hospitalización adultos, hospitalización niños, emergencia y cuidados críticos, recuperación y centro de esterilización), el sueldo promedio, el número de guardias al mes, las horas de trabajo por día y el número de instituciones en las que trabajaban.

Los datos fueron recopilados en una matriz de recolección en el programa Microsoft Excel y se utilizó la técnica de doble digitación para el control de calidad. El análisis estadístico se llevó a cabo utilizando STATA versión 15 y no se consideraron valores perdidos en ninguno de los análisis. Se resumieron las variables numéricas mediante la mediana y el rango intercuartílico, mientras que las variables categóricas se resumieron con frecuencias absolutas y relativas. Para evaluar la normalidad se utilizó la prueba estadística de Shapiro-Wilk. La asociación de variables numéricas en dos grupos se estimó utilizando la prueba U de Mann Whitney, mientras que la prueba de Fisher exact se utilizó para las variables categóricas. La fuerza de asociación entre la CVL y el riesgo de DSF se evaluó mediante modelos lineales generalizados de tipo Poisson con varianza robusta para calcular las razones de prevalencia crudas (RPc) y ajustadas (RPa). Se construyó un modelo que incluía las variables asociadas en el análisis bivariado, así como algunos potenciales confusores teóricos, como la edad, el alcohol, el tabaco, las comorbilidades y la obesidad. Se consideró significativo un valor de p<0,05 con un intervalo de confianza del 95%.

El estudio fue aprobado por el comité Institucional de Ética en Investigación de la Universidad (CIEI-Científica) con número de oficio 187-2020PREB15; se mantuvo la confidencialidad de las participantes utilizando un sistema de codificación de los datos personales.

Resultados

Se analizaron los datos de 168 enfermeras que cumplieron los criterios de selección establecidos (figura 1). En el análisis univariado se encontró que la mediana de edad fue de 37 años y que el 40,5% (n=68) eran solteras. Además, el 67,5% de las enfermeras informaron consumir alcohol al menos 1 vez al mes. En cuanto a la CVL, se obtuvo una media de 6,19 en la dimensión de apoyo directo, 5,86 en la dimensión de carga de trabajo y 7,77 en la dimensión de motivación intrínseca. El RDSF estuvo presente en 81 de las 168 enfermeras (ver tablas 1 y 2).

Tabla 1 CaraCTerísTiCas soCiodemográfiCas de las enfermeras de aCuerdo al riesgo de disfunCión sexual^* (n=168). 

X=media, DS=desviación estándar, ^p50=mediana, ^RIQ=rango intercuartílico

^a=prueba U Mann Whitney, ^b=prueba exacta de Fisher

^*El riesgo de disfunción sexual fue evaluado con la prueba de Rosen: con riesgo

de disfunción sexual <= 26 puntos, sin riesgo de disfunción sexual > 26 puntos.

HTA=hipertensión arterial, DM=diabetes mellitus

Tabla 2 CaraCTerísTiCas laborales de las enfermeras de aCuerdo al riesgo de disfunCión sexual ^* (n=168). 

SOP=sala de operaciones, ^p50=mediana, ^RIQ=rango intercuartílico, CVL=calidad de vida laboral

^*El riesgo de disfunción sexual fue evaluado con la prueba de Rosen: con riesgo de disfunción sexual< = 26 puntos, sin riesgo de disfunción sexual > 26 puntos. ^a=prueba U Mann Whitney, ^b=prueba exacta de Fisher

^**La CVL fue medida con el CVP-35: con comparación de medianas

En el análisis bivariado se encontró que varias dimensiones de la CVL se asociaron significativamente con el RDSF, entre ellas, el apoyo directo (p=0,01), la motivación intrínseca (p=0,003) y la pregunta sobre desconexión del trabajo (p=0,007). Además, el ingreso mensual (p=0,003), el estado civil (p=0,001) y el consumo de alcohol (p=0,014) también mostraron una asociación significativa con el RDSF. Todos estos resultados se presentan en las Tablas 1 y 2.

Figura 1 Flujograma de la selección de participantes 

Para responder a la pregunta de investigación, se llevó a cabo un análisis de regresión de Poisson con modelo ajustado (por las variables edad, estado civil, consumo de alcohol, horas laborables, ingreso mensual y los puntajes de cada dimensión). No se encontró ninguna asociación entre las dimensiones CVL y RDSF (apoyo directo RP: 1,02, IC: 0,89 a 1,17, p: 0,739; motivación intrínseca RP: 0,91, IC: 0,77 a 1,17, p: 0,272 y carga de trabajo RP: 1,05, IC: 0,94 a 1,17, p: 0,330). Sin embargo, se observó una asociación entre la edad (RP: 1,02, IC: 1,00 a 1,03, p: 0,002), el estado civil (casada RP: 0,51, IC: 0,33 a 0,79, p: 0,003 y conviviente RP: 0,32, IC: 0,14 a 0,70, p: 0,004) y el ingreso mensual (RP: 0,99, IC: 0,99 a 1,00, p: 0,019) y la variable dependiente. Estas variables fueron ajustadas por todas las variables del análisis crudo (ver tabla 3).

Tabla 3 Asociación enTre la CVl y el riesgo de disfunción sexual: análisis crudo y ajustado (n= 168). 

CVL=calidad de vida laboral, RP=razón de prevalencias, IC=intervalo de confianza, HTA=hipertensión arterial, DM=diabetes mellitus

^* Se consideró consumo de alcohol presente a la ingesta de bebidas alcohólicas al menos de forma quincenal.

^**Ajustado: ajustado por todas las variables

Discusión

En este estudio, no se encontró evidencia que sugiera una asociación entre las dimensiones de la CVL y el RDSF ajustado por variables sociodemográficas, hábitos nocivos, comorbilidades e ingreso mensual. En particular, los puntajes bajos en la dimensión de apoyo directo no es tuvieron significativamente asociados con una mayor prevalencia de RDSF. Sin embargo, es importante tener en cuenta que este estudio se llevó a cabo en el contexto de la pandemia por COVID-19, lo que podría haber llevado a que todos los sujetos de investigación tuvieran puntajes similares en varios de los ítems que mide esta dimensión. Además, el tamaño muestral limitado solo a la dimensión de apoyo directo del CVP-35 puede haber limitado la capacidad de detectar asociaciones significativas en otras dimensiones. A pesar de ello, se observó que la edad avanzada, la falta de pareja actual y una remuneración económica baja estuvieron significativamente asociadas con una mayor prevalencia de RDSF. Estos hallazgos pueden ser de interés para la implementación de políticas y programas de salud en el ámbito laboral dirigidos a la prevención del RDSF.

En nuestra investigación, las enfermeras con RDSF tuvieron medianas de puntajes más bajos en las dimensiones de apoyo directo y motivación intrínseca del puntaje de CVL en comparación con las que no tuvieron RDSF, lo que sugiere una posible relación entre la CVL y la disfunción sexual. Esto es consistente con estudios previos que han encontrado una alta prevalencia de disfunción sexual en enfermeras y otros profesionales de la salud asociada con factores como el estrés laboral, la insatisfacción con el trabajo y un entorno laboral poco solidario. Por ejemplo, Von Hippel C. y col, en el año 2019 comunicaron que el 50% de las enfermeras en edad media sexualmente activas pueden presentar disfunción sexual²⁸ y Yan Y. y col encontraron que en ellas la disfunción sexual se asociaba al salario bajo⁹. Además, Papaefstathiou E. y col hallaron que el estrés laboral se relacionaba negativamente con la lubricación (p = 0,031) y el orgasmo (p = 0,012) en personal de salud¹⁷. Estos resultados destacan la importancia de abordar la calidad de vida laboral y el bienestar emocional de los profesionales de la salud, como una medida para prevenir y tratar la disfunción sexual.

La mediana de edad de las enfermeras fue de 37 años, siendo un poco mayor en las mujeres con RDSF (39 años). Encontramos que por cada año de edad la prevalencia de RDSF se incrementó en 2% (RP: 1,02, p: 0,002). El riesgo de disfunción sexual aumenta con la edad, llegando a un 22% para mujeres entre 50 y 65 años y hasta 47% en mujeres entre 66 y 74 años²⁹. Además, diversos autores encuentran que la frecuencia de la actividad sexual también disminuye al aumentar la edad. G. Ribes y col. mencionan que a mayor edad disminuye la frecuencia de la sexualidad en su dimensión genital y el deseo sexual, siendo más frecuente en mujeres³⁰. Mary Ni Lochlainn BSc y col. publican datos donde el 68% de mujeres posmenopáusicas presentan problemas sexuales³¹. La explicación de este fenómeno se encontraría en la presencia de factores médicos, farmacológicos y biológicos. En mujeres a partir de la edad media, la menopausia y el climaterio producen cambios en una adecuada lubricación del canal vaginal, disminuyendo el interés sexual³².

En cuanto al estado civil de las enfermeras en nuestro estudio, encontramos que el más común fue estar en pareja actualmente (casadas y convivientes), lo que se asoció de manera protectora con el RDSF (casadas: RP 0,51 p=0,03; convivientes RP: 0,32 p: 0,004). Estos hallazgos son consistentes con los resultados de un estudio realizado en Cameroon, donde se encontró que las mujeres con antecedente de estar casadas o en una relación eran menos propensas a presentar DSF³³. Además, otro estudio que evaluó la prevalencia de disfunción en pacientes con comorbilidades constató que aquellas personas que eran viudas (p=0,314) o divorciadas (p= 0,824) presentaban mayor riesgo de disfunción sexual en comparación con las casadas (p=0,003) y las convivientes (p=0,004)³⁴. Es posible que esto se deba más a los sentimientos y al tipo de relación que a la frecuencia de tener relaciones sexuales, ya que la excitación sexual es consecuencia del deseo, y este último tiene una relación con la intimidad emocional como un motivador de la respuesta sexual³⁵.

En el presente estudio se encontró que la mediana de ingreso económico mensual fue de 4,000 soles para las mujeres sin RDSF y de 3,500 soles en las mujeres con RDSF. Se observó una asociación inversa significativa entre el RDSF y el ingreso económico mensual (RP: 0,99, p: 0,019), es decir, por cada incremento de un sol en el sueldo, el RDSF disminuyó en 1%. Hallazgos similares fueron publicados en un estudio realizado en China, donde las participantes con un salario mayor a 5,000 yuanes/mes no presentaban RDSF en comparación a las que tenían un salario menor a 3,000 yuanes/mes y mostraban un mayor RDSF (OR = 1,820, CI95% = 1,265 a 2,618) ⁸. Además, otro estudio realizado en Ecuador también halló que la posición económica asociada a los bajos ingresos económicos aumenta el RDSF³⁶ así como la severidad de los síntomas según la edad.

Nuestro estudio presenta ciertas limitaciones. Al ser transversal, no hemos podido evaluar la variable de temporalidad y, por tanto, solo podemos mostrar asociaciones, pero no causalidad. Dado que no existen estudios previos sobre este tema en América Latina, creemos que este trabajo representa una primera aproximación al fenómeno. Para un diagnóstico preciso de disfunción sexual se requeriría una buena historia clínica que incluyera antecedentes médicos y sexuales, así como un examen físico y, en caso necesario, pruebas de laboratorio. Sin embargo, la herramienta de la prueba de Rosen cuenta con una alta sensibilidad (87,7%) y especificidad (73,9%)²⁴, ha sido validada en muchos países de todo el mundo y es aceptada para el tamizaje de este problema de salud. Respecto a la herramienta utilizada para valorar la CVP, ha demostrado una consistencia interna aceptable, aunque no hemos encontrado publicaciones previas que informen sobre sus resultados de sensibilidad y/o especificidad.

A pesar de que las variables psicológicas (estrés, ansiedad, depresión)¹² han sido demostradas como causas de la disfunción sexual, no las incluimos en nuestro estudio debido a que añadir más preguntas a nuestro instrumento de recolección de datos habría aumentado la tasa de rechazo. El tamaño muestral fue calculado solo para una dimensión del cuestionario de CVP (la dimensión de apoyo directo) debido a su factibilidad, lo que limita la generalización de los resultados. Además, el uso de un muestreo no probabilístico por conveniencia significa que la población estudiada no es representativa. A pesar de estas limitaciones, consideramos que la pregunta de investigación es interesante y que los resultados de la prevalencia de RDS son relevantes desde el punto de vista de la salud pública.

La principal fortaleza de nuestro estudio radica en haber identificado una alta prevalencia de disfunción sexual femenina (DSF), la cual es un problema de salud fácilmente identificable mediante un tamizaje y es tratable. Además, se espera que su prevalencia aumente con la edad, alcanzando un estimado del 43% en el grupo de 40 a 49 años³⁷. Creemos que estos resultados pueden mejorar las estrategias de salud para prevenir e identificar problemas relacionados con la sexualidad en el personal de salud.

Conclusiones y recomendaciones

Luego de realizar el análisis de los datos obtenidos, podemos concluir que no se encontró una asociación significativa entre las diferentes dimensiones de la calidad de vida laboral (CVL) y la disfunción sexual relacionada con el trabajo (RDSF), al ajustar por posibles factores de confusión. La dimensión de apoyo directo, aunque obtuvo puntajes bajos, no tuvo un impacto significativo en la prevalencia de RDSF. Además, es importante destacar que debido al contexto de pandemia por COVID-19, varios de los ítems de esta dimensión obtuvieron puntajes similares. Es posible que la limitación del tamaño muestral solo a la dimensión de apoyo directo del CVP 35 haya influido en la falta de asociación en las otras dimensiones. Por otro lado, se encontró una asociación entre la edad, el estado civil y el ingreso mensual con la variable dependiente, lo que sugiere que estas variables pueden influir en la aparición de RDSF.

Se recomienda a futuros investigadores en el campo del estudio de la disfunción sexual femenina (DSF) que, para un diagnóstico más preciso, se formulen historias clínicas completas que consideren antecedentes médicos y sexuales, y se realicen exámenes físicos y, de ser necesario, pruebas de laboratorio. Asimismo, se sugiere diseñar herramientas con menos preguntas para evaluar o tamizar la DSF y así reducir la tasa de rechazo en la recolección de datos. Además, sería conveniente explorar variables que no fueron profundizadas en este estudio, como la presencia de enfermedades metabólicas, embarazo, maltrato por la pareja y religión. Por otra parte, se recomienda llevar a cabo estudios multicéntricos a nivel nacional que incluyan población masculina para incrementar el tamaño muestral y la representatividad de la muestra. Es importante mencionar que, según datos del Ministerio de Salud, solo el 7,8% de los enfermeros trabajan en Lima Metropolitana, lo que equivale a un total de 688 profesionales de enfermería³⁸. Estos hallazgos apuntan a la necesidad de mejorar la atención a la salud sexual de los profesionales de enfermería y de realizar más estudios en el contexto peruano.