A disfunção eréctil (DE) é um problema que atinge uma grande variedade de homens. Esta problemática foi definida pelo National Institute of Health (NIH) Consensus Development Panel on Impotence1 como sendo uma "incapacidade persistente para obter e/ou manter uma erecção peniana suficiente para uma relação sexual satisfatória". A American Psychiatric Association2 define-a como uma "incapaci-dade persistente ou recorrente para atingir ou manter uma adequada erecção até completar a actividade sexual. A perturbação tem de provocar acentuado mal-estar ou dificul-dade interpessoal. A disfunção não se explica melhor por outra perturbação do Eixo I (excepto outra disfunção sexual) e não se deve exclusivamente aos efeitos fisiológicos directos de uma substância (incluindo medicação) ou de um estado físico geral" (p. 545).
O Índice Internacional de Função Eréctil (IIFE)3, na sua versão original de 15 itens é actualmente a medida de avaliação mais usada em contexto clínico na avaliação da função eréctil masculina. Numa pesquisa efectuada na Medline4 constatou-se a sua utilização em 21 estudos de prevalência da disfunção eréctil (DE), 23 de eficácia na intervenção e 8 estudos correlacionais.
A criação do IIFE-15, no final da década de 90, deveu-se ao facto de outras escalas semelhantes já existentes apresentarem várias limitações a nível psicométrico, cultural, linguístico e de preenchimento5-8. Houve assim a necessidade de criar um questionário clínico de fácil administração que, conjuntamente com a história clínica e exames físicos do paciente, facilitasse o diagnóstico da DE ao técnico de saúde.
Posteriormente à construção do IIFE-15 houve várias tentativas de elaborar versões simplificadas a partir dos itens que o constituem. A mais conhecida e difundida dessas tentativas ficou conhecida como IIFE-5 ou Sexual Health Inventory for Men-SHIM. Esta versão reduzida contempla o critério de satisfação na relação sexual referida pelo Consensus Development Panel on Impotence do NIH9.
Para o desenvolvimento desta nova escala foi utilizada uma amostra na qual foram incluídos homens com diagnóstico clínico de DE de pelo menos 6 meses, com mais de 18 anos e com uma relação estável com a parceira no mínimo há 6 meses. Estes homens foram sujeitos a exames físicos e outros testes complementares na avaliação do seu problema sexual. Foram aceites todas as causas de DE: orgânica (49,1%), psicogénica (22%), mista (28,6%) e outras (0,3%). Foram excluídos homens com deformações anatómicas penianas comprometendo a função eréctil; diabéticos não controlados, doentes cardiovasculares, renais, hepáticos ou outras doenças médicas major; distúrbios psiquiátricos e homens com história de abuso de drogas. O grupo de controlo foi constituído por homens voluntários que não pertenciam ao Centro Médico e que não apresentavam história clínica de DE.
A selecção dos cinco itens do IIFE-5 foi efectuada com base nas respostas ao questionário IIFE-15 por parte dos 1152 homens, dos quais 1.036 com DE e 116 de controlo. De salientar que os autores da IIEF-5 não recorreram a procedimentos de análise factorial para proceder à selecção dos itens, contrariamente ao que se passou com a elaboração do IIEF-15 original no qual se recorreu a análise de componentes principais com rotação varimax10,11.
O IIFE-5 demonstrou conseguir uma clara discriminação entre os homens com DE dos que não tinham DE através do procedimento estatístico CART12,13. Os quatro itens que apresentavam maior capacidade discriminatória foram o item 5 (manutenção da capacidade), o item 15 (confiança na erecção), o item 4 (manutenção na frequência) e o item 2 (firmeza na erecção). De notar que, o critério "relação sexual satisfatória" proposto por o NIH não estava incluído nestes quatro itens. Daí que o quinto item de melhor discriminação, o item 3 (capacidade na penetração), tenha sido substituído pelo item 7 (satisfação na relação sexual). Assim, o IIFE-5 ficou composto pelos itens 5, 15, 4, 2 e 7 do IIFE-1514.
A avaliação dos 5 itens seleccionados através da análise estatística ROC indicou que 97% dos indivíduos apresentavam o diagnóstico preditivo correcto quanto a ter ou não ter DE, apenas com o valor obtido no IIFE-5 (discriminando adequadamente os homens tinham DE dos que não tinham DE). O ponto de corte óptimo de 21 indicou que, para valores iguais ou menores a 21, os indivíduos eram classificados retrospectivamente como tendo tido DE enquanto que valores superiores a 21 indicam o contrário (correspondendo a uma sensibilidade de 0,98 e a uma especificidade de 0,88). Dos homens que tinham tido DE 98% tinham sido classificados correctamente pelo IIFE-5, enquanto dos homens que não tinham tido DE a percentagem correcta foi de 88%.
O Kappa de Cohen atingiu 0,85, indicando substancial concordância entre o diagnóstico clínico e o diagnóstico preditivo. Posteriormente, foi calculado o grau de severidade da DE em 5 categorias baseado no valor obtido no IIFE-5: severo (5-7); moderado (8-11); suave a moderado (12-16); suave (17-21), e não DE (22-25). O valor do Kappa de Cohen foi de 0,82. E as correlações entre os graus de severidade foram respectivamente de 0,79 e 0,72, sugerindo alta associação.
De acrescentar que o NIH1 recomenda para o IIFE-5 um intervalo temporal de aplicação de 6 meses, em detrimento das 4 semanas no IIFE-15. Este facto prende-se com a definição de DE proposta por aquele instituto utilizar como critério os 6 meses.
Da análise das propriedades psicométricas conclui-se assim que o IIFE é um bom instrumento de diagnóstico complementar na avaliação da DE, e que pode ser usado particularmente como exame auxiliar numa fase inicial do diagnóstico em contexto clínico indicando a existência ou não de DE. A pertinência da presente investigação deve-se também, ao facto do IIFE ser um instrumento muito utilizado no contexto da sexualidade. Em Portugal alguns trabalhos científicos de relevo têm descrito e utilizado esta medida de avaliação15-19.
O objectivo da presente investigação é analisar as propriedades psicométricas do Índice Internacional de Função Eréctil (IIFE-5) em homens portugueses —nomeadamente a nível da distribuição dos itens, validade factorial, consistência interna, estabilidade temporal, validade discriminante, validade divergente e ponto de corte—, dada a grande necessidade de proceder à adaptação e validação de instrumentos psicométricos relativos ao campo da sexuali-dade humana que fundamentem empiricamente a sua utilização a nível de investigação e a nível de prática clínica.
Métodos
Participantes
O presente estudo foi composto por sujeitos do sexo masculino provenientes de dois grupos população geral e de um grupo clínico, relativamente aos quais foi obtido o consentimento informado relativamente à participação nesta investigação. O Grupo da População Geral 1 (GPG1) foi constituído por 1.250 participantes com idades compreendidas entre os 18 e os 75 anos (média = 38; desvio padrão = 13,67) prove-nientes de meio urbano e rural residentes em Portugal continental. As habilitações literárias oscilaram entre 0 e 14 anos de escolaridade (média = 10,2; desvio padrão = 3,4). Em relação à etnia 91,6% dos indivíduos eram brancos, e os restantes eram negros e de outras etnias. Quanto ao estado civil 37,5% eram solteiros, 54,5% eram casados/em união de facto, 5,8% eram divorciados/separados e 1,2% eram viúvos.
O Grupo de População Geral 2 (GPG2) foi constituído por 137 participantes, com idades compreendidas entre os 18 e os 78 anos (média = 35; desvio padrão = 13) provenientes de meio urbano e rural. As habilitações literárias variaram entre os 2 e os 17 anos de escolaridade (média = 10 anos; desvio padrão = 3,7). Em relação à etnia 94,9% dos indivíduos eram brancos, e os restantes eram negros ou de outras etnias. Quanto ao estado civil 32,8% eram solteiros, 54,7% eram casados/em união de facto, 10,9% eram divorciados/separados e 0,7% eram viúvos. Este grupo GPG2 foi constituído com o objectivo específico de estabelecer pontos de corte para o IIEF-5 e verificar a estabilidade temporal da escala.
O Grupo Clínico (GC) foi constituído por 30 participantes, com idades compreendidas entre os 25 e os 70 anos (média = 50,6; desvio padrão = 11,3) provenientes principalmente de meio urbano. As habilitações literárias oscilaram entre 4 e 17 anos de escolaridade (média = 10,8; desvio padrão = 4,2). Em relação à etnia 96,7% dos indivíduos eram brancos e os restantes eram negros. Quanto ao estado civil 6,7% eram solteiros, 80% eram casados/em união de facto e 13,3% eram divorciados/separados.
Instrumentos
O Índice Internacional de Função Eréctil-59 é uma versão abreviada do Índice Internacional de Função Eréctil-15 original3. Esta versão abreviada foi desenvolvida com o objectivo de diagnosticar a presença de disfunção eréctil e a sua gravidade. Os cinco itens que o constituem são itens tipo Likert de cinco pontos que se focam na função eréctil e na satisfação com a relação sexual. Estes itens foram seleccionados com base na definição de disfunção eréctil do National Institute of Health1 e na capacidade de identificar a presença ou ausência de disfunção eréctil. A pontuação total da escala varia entre 5 e 25. Valores baixos na soma dos itens correspondem a um fraco funcionamento sexual e valores altos a um forte funcionamento sexual. Os estudos psicométricos efectuados com recurso a curva ROC têm indicado que o IIEF-5 é um excelente teste a nível de diagnóstico da DE.
Foi utilizada também a Escala de Auto-estima de Rosenberg20 para efectuar a validade divergente dado que esta escala não tem qualquer sobreposição facial ou conceptual com o constructo da função eréctil em particular nem da sexualidade em geral. É uma medida unidimensional que avalia a auto-estima, sendo que valores elevados indicam baixa auto-estima e vice-versa. Foi desenvolvida a partir das pontuações de 5.000 homens e mulheres de várias etnias, incluindo estudantes universitários e outra população adulta de várias profissões e ocupações. Esta escala tem demonstrado possuir boas propriedades psicométricas, nomeadamente a nível de validade factorial, consistência interna e estabilidade temporal.
Foi construído adicionalmente um Questionário de Informação Demográfica através do qual se pretendeu recolher informação acerca dos dados pessoais de cada participante, nomeadamente: sexo, idade, etnia, nacionalidade, estado civil, número de filhos, parceiro sexual nos últimos 6 meses, duração do relacionamento, número de parceiros sexuais, habilitações literárias, profissão, filiação religiosa e orientação sexual.
Procedimentos
Como início do processo de validação para a população portuguesa, após se terem contactado os autores das escalas através do endereço electrónicos referenciado no instrumento (joseph_c_cappelleri@groton.pfizer.com), foi feita uma tradução do IIEF-5 a partir da escala original em inglês (anexo 1) com a colaboração de uma tradutora especialista. Depois foi administrada a bateria de avaliação a título experimental no contexto da consulta de sexologia da Andro-clinic - Clínica de Urologia e Medicina Sexual, não tendo sido registadas dificuldades na compreensão dos itens das escalas. Chegou-se assim à versão que foi utilizada no presente estudo (anexo 2).
Todos os sujeitos foram informados que o objectivo era validar o Índice Internacional de Função Eréctil-5 para a população portuguesa, que a participação era voluntária e que apenas os investigadores teriam acesso às respostas dos instrumentos de avaliação. Foram ainda informados que esta pesquisa tinha um carácter académico e que os investigadores não estariam interessados em resultados individuais, mas sim numa análise estatística que abrangeria todas as respostas recolhidas.
No processo de recolha de questionários utilizou-se o método de auto-resposta e o método de entrevista21. No caso do Grupo da População Geral 1 a aplicação foi feita em grupo, recorrendo-se geralmente a urna para manter a confidencialidade. Relativamente ao Grupo da População Geral 2 e ao Grupo Clínico, seguiu-se uma metodologia de entre-vista individual efectuada por uma das autoras da presente investigação.
Após a recolha dos dados procedeu-se à selecção dos questionários que cumpriam os critérios da investigação, tendo sido excluídos os que não os cumpriam. Os critérios mínimos estabelecidos na inclusão dos participantes na presente investigação foram ter nacionalidade portuguesa, pertencer ao sexo masculino, ter tido parceira sexual nos 6 meses que antecederam a aplicação da escala e ter orientação heterossexual.
Resultados
Os dados foram inseridos no programa informático SPSS 15 for Windows de forma a realizar os procedimentos estatísticos. O primeiro passo na validação do IIFE-5 foi a análise de eventuais desvios dos itens face à normalidade (tabela 1).
Foi efectuada uma análise de componentes principais (ACP). O teste KMO indicou um valor de 0.86, enquanto que o valor p obtido no teste Bartlett foi de p ≤ 0,001. Na ACP propriamente dita, através dos critérios do Eigenvalue e do Scree plot, demonstrou-se a existência de apenas um componente (tabela 2; fig. 1). Todos os itens saturaram adequadamente nesse componente devido a apresentarem pesos factoriais superiores a 0,45.
Figura 1 Scree plot do IIEF-5 (output SPSS).
Posteriormente o valor de consistência interna do IIFE-5 foi calculado através do coeficiente alfa de Cronbach, tendo sido obtido um valor de 0,89. A análise da correlação média inter-itens foi de 0,60. A correlação item-total corrigida atingiu valores que variaram entre 0,49 e 0,82 (tabela 3).
O teste-reteste a 6 meses indicou que foi obtida uma correlação positiva forte e estatisticamente significativa entre os dois momentos de avaliação (r = 0,75; p ≤ 0,001) (tabela 4).
Na validade divergente foram utilizados as respostas de 29 sujeitos, tendo sido adquirida uma correlação negativa forte e estatisticamente significativa entre o IIFE-5 e o RSES (r = -0,65; p ≤ 0,001) (tabela 5).
A validade de grupos-conhecidos (ou discriminante) foi elaborada recorrendo a parte do Grupo da População Geral 1 (GPG1) (n = 594) e do Grupo Clínico (GC) (n = 27). A variável idade foi fixada de forma a incluir sujeitos de idade maior ou igual a 38 anos, dada a existência de uma amplitude muito grande na idade do GPG1 quando comparado com o GC. Após a fixação foi analisada a homogeneidade das variáveis mediadoras entre os dois grupos, nomeadamente, idade, habilitações literárias, etnia e estado civil (tabela 6). Obtiveram valores estatisticamente não significativos.
Após se terem verificado as evidências de homogeneidade, seguidamente os dois grupos puderam ser comparados quanto aos valores obtidos no IIFE-5, tendo sido encontradas diferenças estatisticamente significativas t(27.62) = 9,84, p ≤ 0,001 (tabela 7). Como não havia homogeneidade de variâncias recorreu-se à correcção de Welsh.
Na avaliação do ponto de corte do IIEF-5 foi utilizada a amostra da População Geral 2 (GPG2) composta por 137 indivíduos. Atendendo ao facto de 24 destes participantes não terem realizado a entrevista e terem preenchido apenas a bateria de avaliação, foram contemplados 113 indivíduos e 30 do grupo clínico (totalizando 143 sujeitos). Consideraram-se vários pontos de corte através da pontuação bruta do IIFE-5, designadamente do 14 ao 22 (tabela 8). Para calcular a sensibilidade e a especificidade utilizou-se regressão logística.
Discussão
Procedeu-se à análise das características dos itens, nomeadamente, através da amplitude (valor mínimo e máximo), a média, a mediana, a assimetria e a curtose. Tomando em conta os critérios de que a média e a mediana não deveriam corresponder ao valor mínimo nem máximo, os itens 2, 4, 5 e 7 apresentaram problemas. Além disso, os valores dos itens 2, 5 e 7 excederam os valores estipulados na curtose (de -2 a 2), assim como os itens 5 e 7 em relação à assimetria (de -2 a 2). Assim sendo conclui-se que os itens 2, 4, 5 e 7 apresentaram alguns problemas.
Seguidamente recorreu-se à análise de componentes principais (ACP), que foi o método escolhido pelos autores da presente investigação (à semelhança do que se passou com o IIEF-15) dado que os autores do IIEF-5 não utilizaram qualquer método de análise factorial na elaboração da escala. Não se optou por análise factorial confirmatória dado que ACP tem demonstrado ser robusta, mesmo quando utilizada em variáveis ordinais que não obedecem a uma distribuição normal estrita22, como é o caso da presente investigação.
Na preparação da ACP o teste KMO indicou um valor de 0,86, considerado um bom indicador para proceder à ACP propriamente dita, e o valor p obtido no teste Bartlett (p ≤ 0,001) indicou também a adequação para se proceder à ACP. Pelos critérios do Eigenvalue e do Scree plot, demonstrou-se a existência de apenas um componente principal, sendo que, todos os itens saturaram pelo menos adequadamente nesse componente (pesos factoriais superiores a 0,45). Na validação original do IIEF-15 verificou-se que quatro desses itens saturavam no factor de Função Eréctil (itens 15, 2, 4 e 5) e o item 7 saturava simultaneamente no factor Satisfação Geral e no factor de Função Eréctil, apesar de facialmente pertencer ao factor de Satisfação Geral. O item 5 foi o que melhor representou o constructo dado que obteve maior saturação, nomeadamente 0,90.
O valor de consistência interna do IIFE-5 foi calculado através do coeficiente alfa de Cronbach. O valor obtido foi de 0,89, que é considerado um valor bastante bom para uma escala de apenas 5 itens23-25. Outro aspecto da precisão da escala, nomeadamente a estabilidade temporal a seis meses foi calculada através do método do teste-reteste pelo coeficiente de correlação de Pearson. O resultado obtido foi de r = 0,75, p ≤ 0,001 considerada uma correlação positiva forte e estatisticamente significativa26.
Quanto à análise da correlação média inter-itens foi obtido um valor de .60 que ultrapassou o limite recomendável de 0,50. Tal evidencia uma redundância de itens, isto é, com uma versão mais reduzida da escala obter-se-ia uma solução mais parcimoniosa (Clark & Watson, 1995). A correlação item-total corrigida atingiu bons valores27 que variaram entre 0,49 e 0,82.
A validade divergente foi efectuada com uma amostra de 29 sujeitos, tendo sido obtida uma correlação negativa moderada forte e estatisticamente significativa entre o IIFE-5 e o RSES (r = -0,65, p ≤ 0,001). Dado que as escalas medem constructos facialmente e conceptualmente diferentes o resultado da validade divergente é satisfatório. É, todavia, importante e interessante salientar a evidente correlação negativa entre a função eréctil alta e a auto-estima baixa.
Quanto à validade de grupos-conhecidos foi elaborada recorrendo sujeitos do Grupo da População Geral 1 (n = 594) e do Grupo Clinico (n = 27). A variável idade foi fixada de forma a incluir sujeitos de idade maior ou igual a 38 anos, dada a existência de uma amplitude muito grande no GPG1 quando comparado com a amostra clínica. Após se ter fixado esta variável foi analisada a homogeneidade das variáveis mediadoras entre os dois grupos, nomeadamente, idade, habilitações literárias, etnia e estado civil. Considerou-se que se obteve a homogeneidade desejada quanto a estas variáveis mediadoras, dado que se obtiveram valores estatisticamente não significativos. Após este pressuposto estar cumprido os dois grupos foram comparados quanto aos valores obtidos no IIFE-5, tendo sido encontradas diferenças estatisticamente significativas t(27.62) = 9,84, p = 0,000. Isto significa que, o IIFE-5 tem sensibilidade em discriminar os indivíduos que têm DE dos que não têm DE.
Na avaliação dos pontos de corte para o IIEF-5 foi utilizada a amostra do grupo da população geral 2 (GPG2) e a amostra clínica, totalizando 143 participantes. Alguns participantes do GPG2 tiveram de ser excluídos por não terem realizado a entrevista. Foram considerados vários pontos de corte possíveis através da pontuação bruta do IIFE-5, nomeadamente do ponto de corte 14 ao ponto de corte 22. A escolha do ponto de corte óptimo envolveu um processo dinâmico de ponderação entre a sensibilidade e a especificidade obtidas por regressão logística, o Kappa de Cohen e a Curva ROC.
Após a análise dos vários pontos de corte possíveis considerámos que o mais recomendado seria o ponto de corte 18, que corresponde a uma sensibilidade de 90% e uma especificidade de 97,3%. O modelo de regressão logística apresenta boas capacidades preditivas quando a sensibili-dade e a especificidade são superiores a 80%, que foi o caso22. Já no estudo do IIEF-5 original9 o ponto de corte estabelecido e recomendado foi de 21, tendo a sensibilidade encontrada sido superior à do presente estudo e a especificidade inferior. Consideramos que esta diferença se deve às características da nossa amostra, nomeadamente o tamanho diminuto da amostra clínica.
No ponto de corte 18 a curva ROC indicou que 94% dos indivíduos apresentavam o diagnóstico preditivo correcto de ter ou não ter DE apenas com o valor obtido no IIFE-5. A curva ROC é uma representação gráfica da probabilidade de detectar o verdadeiro positivo (sensibilidade) do verdadeiro negativo (especificidade). A curva ROC varia entre 0 e 1, sendo que valores superiores a 0,90 são considerados muito bons22. O valor obtido no presente estudo foi ligeiramente inferior ao da escala original.O Kappa de Cohen atingiu 0,87, relativamente à concordância entre o diagnóstico clínico e o diagnóstico preditivo do IIEF-5.
O Kappa de Cohen é uma medida de concordância entre dois cotadores e varia entre 0 (ausência de acordo) e 1 (acordo total e perfeito). O valor atingido é considerado bastante bom28 dado que ultrapassou 0,70. O valor obtido foi muito semelhante ao da escala original.
Conclussão
Concluímos que o IIFE-5 pode ser um excelente teste de diagnóstico, apresentando boas propriedades de diagnóstico discriminatório. Contudo, os resultados psicométricos encontrados devem ser sujeitos a validação cruzada, especialmente no que concerne ao ponto de corte. A utilidade do estudo do ponto de corte em diversas amostras, aumenta a precisão do diagnóstico que é particularmente importante em contexto clínico, ajudando o técnico de saúde a classificar correctamente os pacientes e diminuindo a subjectividade de clínico para clínico na elaboração do diagnóstico.
O presente estudo parece-nos muito pertinente pela escassez de instrumentos de âmbito sexológico devidamente validados para a população portuguesa. O objectivo de validação do IIFE-5 foi na generalidade conseguido, nomeadamente mostrando qualidades psicométricas adequadas que justificam a utilização em investigações futuras. No entanto consideramos que futuramente será necessário continuar o processo de validação nomeadamente a nível de validade discriminante, no estabelecimento de ponto de corte base-ado em amostras clínicas maiores, na testagem da estabili-dade temporal com um intervalo de 6 meses (tal como definido pelo NIH1), na validade convergente e na distribuição dos itens.
Aceptado para su publicación el 20 de enero de 2011.
* Autor para correspondencia
Correo electrónico: pechorro@portugalmail.pt