摘要

目的

性健康是与健康相关的生活质量的一个重要因素，但这方面的研究很少。此外，需要规范性数据来解释患者报告的性健康结果措施。本研究的目的是收集和描述来自荷兰人口的女性性困扰量表(FSDS)和身体形象量表(BIS)的标准分数，并评估重要的人口统计学和临床变量对结果的影响。由于FSDS在男性中也得到了验证，因此我们将其称为SDS。

方法

荷兰受访者在2022年5月至8月期间完成了SDS和BIS。性痛苦定义为SDS评分> 15。在分层后加权后，计算描述性统计以提供每个年龄组和每个性别的规范数据。采用多元逻辑分析和线性回归分析来评估年龄、性别、教育程度、关系状况、癌症史和(心理)合并症对SDS和BIS的影响。

结果

对于SDS, 768名受访者被纳入，加权平均得分为14.41 (SD 10.98)。女性(OR 1.77, 95% CI [1.32;2.39])，受教育程度较低(OR 2.02, CI [1.37;2.39])和心理合并症(OR: 4.86, 95% CI [2.17;10.88])与性困扰有关。BIS调查了696名受访者。女性(β: 2.63, 95% CI [2.13;3.13])，心理合并症(β: 2.45, 95% CI [1.43;3.47])，年龄越大(β:−0.07,95% CI[−0.09;- 0.05])，高教育水平(β: - 1.21, CI: - 1.79至- 0.64)与身体形象量表的非疾病相关问题相关。

结论

本研究为SDS和BIS的非疾病相关问题提供了年龄和性别依赖的规范性值。性别、受教育程度、关系状况和心理合并症对性困扰和身体形象有影响。此外，年龄与身体形象呈正相关。

介绍

许多疾病的存活率和预期寿命都有所改善。这导致越来越多的患者生活在影响其健康相关生活质量(HRQoL)不同领域的疾病的长期后果中[1,2]。性健康是影响HRQoL的重要因素[3,4]，但这一领域的研究很少，而且主要关注性功能而不是性健康[4,5,6,7,8,9]。毕竟，性健康不仅仅是没有疾病、功能障碍或虚弱，而是被定义为与性有关的身体、情感、精神和社会健康状态[10]。几项研究表明，大多数报告性功能障碍的人没有或只有很少的性困扰[11,12,13]。此外，这些研究报告性功能和性困扰与不同的风险因素有关。这些发现说明了调查两性领域的重要性[13,14,15]。

女性性困扰量表(FSDS)和身体形象量表(BIS)是两种由患者报告的结果测量方法，它们涉及性健康的不同方面，可以作为性功能问卷的补充[16,17,18,19]。

然而，需要规范的评分来解释这些患者报告的结果测量，提供咨询室中个人评分的背景，并使患有特定疾病的人与荷兰一般人群之间的未来比较成为可能。规范性数据描述了没有特定兴趣条件的特定人群的结果[20]。在本研究中，我们旨在收集和描述荷兰人群的女性性困扰量表和身体形象量表的标准分数，并评估临床重要变量对结果的影响。由于FSDS也在男性中得到验证，我们将其称为SDS，并将评估男性和女性的性困扰。

方法

患者报告的结果测量(PROM)

SDS是一个包含12个项目的量表;每个问题的李克特评分为4分。为了分析所有的项目必须添加，与48分的最大值。性痛苦量表被验证为线性量表，得分越高表明性痛苦越大。单独分析问题的价值没有得到验证[18,21,22]。经验证的临界值≥15表明存在与性相关的个人困扰[22]。SDS询问的话题包括对性生活的后悔、不满和沮丧。BIS的开发是为了评估被诊断患有各种癌症的患者的身体形象变化。BIS在炎症性肠病等其他疾病中也得到了验证[23]，使其成为疾病组间比较的合适的PROM。BIS包含10个问题，必须在4分的Likert量表上回答，得分越高表明对身体形象的关注越高[17,19,24]。由于量表的五个问题考虑疾病或治疗对身体形象的影响，这些问题没有对受访者进行分析，导致分析与疾病无关的问题1,3,5,7和9，导致最高得分为15分。两种prom都被证明是有效可靠的，具有可接受的内部一致性和重测信度[17,18,19,21,22,24]。

分布及人口

我们通过“limessurvey”通过两种方式分发了SDS、BIS和其他关于性别(男性、女性和非二元)、年龄、教育水平、关系状况、(心理)合并症和癌症史的人口统计问题的有效荷兰语翻译。首先，研究小组成员通过社交媒体将超链接传播给朋友和家人，并要求他们将其分发给其他人，从而产生滚雪球效应。其次，这个超链接是通过伊拉斯谟大学医学中心的官方领英和Facebook账户发布的。年龄≥18岁的参与者均可参加。

在告知研究信息后检索知情同意书。参与者没有任何补偿，可以随时退出。缺失数据是按调查方式处理的，即完成SDS而未完成BIS的回答者被纳入SDS分析，而不包括BDS分析。不完整问卷用于无应答者分析。

数据采集时间为2022年12月5日至2022年8月8日。荷兰医学研究法案不适用于本研究，当地医学伦理审查委员会(MEC-2022-0154)确认了这一点。

统计分析

采用分层后基于细胞的加权方法分析应答数据。样本根据荷兰2022年8月的人口分布，按性别、年龄(18-24岁、25 - 35岁、35-45岁、45-55岁、55-65岁、> 65岁)和教育水平(低、中、高等教育水平)加权[25]。Charlson共病指数(CCI)是根据被调查者在问卷中报告的共病来计算的。

未完成所有问卷但提交了人口统计数据(即年龄和性别)的受访者被纳入无应答分析。年龄和性别分别采用独立t检验和Fisher精确检验。

对于这两种量表，计算描述性统计以呈现每个年龄组和每个性别的规范数据。对于性困扰量表，我们采用截断分数≥15进行多变量logistic回归，评估年龄、性别、受教育程度、关系状况、癌症史、Charlson共病指数评分[26]和心理合并症对性相关个人困扰结局的影响。

为了评估人口学变量对BIS非疾病相关问题得分的影响，我们进行了多元线性回归，以评估年龄、性别、教育程度、关系状况、癌症和CCI史以及心理合并症对5个非疾病相关问题总和的影响。残差用残差图检验正态性和均方差。p值< 0.05认为有统计学意义。采用SPSS 28.0.1.0版本进行统计分析[27]。

问卷共开启956次，其中772人(80.8%)填写了SDS和人口统计变量。698(73.0)%的受访者完成了BIS。由于非二元应答者的数量较少(SDS = 3, BIS = 2)，这些应答者被排除在两种量表的分析之外，结果SDS为769名应答者，BIS为696名应答者。加权前各性别各年龄组的患者人数见补充表1。

对于无应答分析，我们比较了完全应答(n = 698)和不完全应答(n = 175)。无应答者年龄大于应答者(p = 0.008)。没有证据表明性别有差异(表1)。

表1两地人口统计变量差异病人和无反应者

性困扰量表

人口统计变量

我们纳入了769名受访者，中位年龄为38.0 (IQR 27.0;61.0)，平均SDS评分14.41 (SD 10.98)。大多数受访者为女性(84.1%)，完成了较高的教育水平(n = 530, 68.9%)， 79.5%的受访者的CCI为0(表2)。与荷兰人口相比，男性受访者和低教育水平的受访者代表性不足。与男性受访者相比，除了55-65岁，女性受访者在每个年龄组的SDS得分都高于男性受访者(图1)。对于每个年龄组和性别的确切加权标准得分，请参见补充表2。总体、男性和女性的SDS的Cronbach’s alpha分别为0.95、0.94和0.95。

表2人口统计变量

图1

各年龄组和性别的性困扰量表加权得分。箱线图表示:性困扰评分≥15的个人性困扰中位数、IQR和范围及参考线

加权SDS评分的多元逻辑回归

与男性相比，女性经历性困扰的平均概率更高(OR 1.77, 95% CI [1.32;2.39])。受教育程度低的人出现个人性困扰的几率更高(OR 2.02, CI [1.37;2.39])，与中等教育水平的人相比。与单身受访者相比，同居或已婚人士经历性困扰的平均概率更高，比值比分别为2.27 (95% [1.35;3.81])和1.93 (95% CI [1.26;2.96])。有心理合并症的人也是如此(OR: 4.86, 95% CI [2.17;10.88])与无心理合并症和CCI≥2的受访者与CCI为0的受访者相比(OR: 1.86, 95% CI [1.20;2.90])(表3)。

表3多元logistic回归性困扰量表

身体形象量表

BIS的分析包括696名受访者，年龄中位数为37.0 (IQR为27.0-50.0)。大多数受访者为女性(83.5%)，受过高等教育(69.4%)(表2)。每个问题的加权答案显示，在每个年龄组的问题1、3、5、7和9中，回答“非常”的女性受访者比例高于男性/男性受访者(图2)。五个问题的加权总分如图3所示。各年龄和性别的确切加权标准分数载于补充表3。总体、男性和女性BIS的Cronbach’s alpha分别为0.93、0.93和0.94。

图2

身体意象量表中各性别、各年龄组非疾病相关问题的加权规范答案。每个问题给出的回答百分比。你是否对自己的外表感到不自在?你对自己的穿着不满意吗?Q5 =你觉得看自己裸体很困难吗?你是否因为对自己外表的看法而避开别人?

图3

身体意象量表各年龄组别及性别的加权得分。箱线图:中位数、IQR和极差

非疾病相关问题总分的多元线性回归显示心理合并症与心理合并症呈正相关(β: 2.45, 95% CI [1.43;3.47])，女性(β: 2.63, 95% CI [2.13;3.13])和BIS分数。年龄(β:−0.07,95% CI[−0.09;−0.05])，高学历(β:−1.21,95% CI[−1.79;−0.64])，且存在关系(β:−1.512,95% CI[−2.39;−0.63])与BIS呈负相关，因此与更好的身体形象呈负相关(表4)。

表4多元线性回归体像量表

讨论

本研究描述了SDS的规范性值，该值在所有年龄组中都相对较高，特别是在女性中。研究表明，女性在性生活中对自己的外表更缺乏安全感，会做一些自己并不总是想做的事情[28]。我们的结果也符合澳大利亚女性性困扰的标准得分[15]。此外，众所周知，女性的身体形象往往较低，这与性健康下降有关[29]。另一方面，由于自我选择，在我们的研究中，有性问题的受访者比例过高。性功能与性痛苦相关，这可以解释相对较高的SDS[13,21]。不幸的是，我们的研究没有评估这一点。此外，55-65岁男性性困扰的高标准得分可能是由于该年龄段勃起功能障碍的发生率增加[30]。

研究结果表明，性别、受教育程度、人际关系状况和合并症与个人性困扰有关。这与先前的证据一致，即关系因素和心理社会合并症(如抑郁症)与性困扰呈正相关[11,12,15]。众所周知，在荷兰，受教育程度较低的人很难获得可靠的性信息，也很少与朋友、专业人士或家人谈论性。他们也有更多的性侵犯行为和性暴力经历，这可以解释低教育水平与更多的性困扰之间的关联[28,30]。

身体形象不仅是性健康的重要因素，也是HRQoL的重要因素[4,29]。在这项研究中，年龄和男性性别与良好的身体形象有关。这与早期的证据一致，即年轻和女性性别与身体形象障碍有关[23,31,32]。老年人比青少年更容易接受自己的身体，对体重和体型的关注也更少[32,33]。女性身体形象与社会理想和规范广泛交织在一起，这可能导致身体形象障碍的发生率更高[29]。最后，由于手术后身体成分的改变而引起的合并症也会影响身体形象[4,6,30,34,35]。

这项研究的一个主要优势是它调查的是性困扰，而不是性功能和功能障碍。已经有很多关于性功能的研究，甚至有一项针对荷兰普通人群的研究[5,6,7,8,36,37,38]。虽然有研究表明，性困扰和性功能是两个不同的主题，都是性健康的重要方面，但它们都没有研究过性困扰[3,39]。我们的研究为普通人群的性困扰的标准得分增加了重要的数据。其他优势是本研究样本量大，报告了规范性分数和评估可能影响个人性困扰和身体形象障碍的人口统计学特征。专家们现在可以将荷兰人的正常值与他们病人的分数进行比较。这是非常有价值的，因为它允许医疗保健提供者在实践中提供以患者为中心的建议。

我们研究的一个局限是选择和应答者偏差的存在。这部分是由于自我选择(与大多数调查研究一样)，并导致年轻和受过高等教育的女性比例过高。不可能完成完整的无应答分析，因为不知道有多少人通过调查链接联系到。因此，我们对不完全应答者进行了非应答者分析，这些应答者至少回答了年龄和性别的第一个问题，但没有完成完整的调查。结果表明，老年人更有可能半途而废，可能是因为他们对讨论这个话题不太感兴趣。老年群体的样本量也大大低于年轻群体，这可能是因为使用了基于网络的问卷调查。老年人使用网络平台和社交媒体的机会可能更少。因此，我们数据的原始规范值最初并不能代表荷兰的一般人口。为了减少应答者和选择偏差，应用分层后基于细胞的加权。这些数据是根据荷兰一般人口的分布进行转换的。它考虑了难以接触到的人口群体，因此提高了样本的代表性。然而，由于不同年龄组的样本量存在差异，可能仍然存在一些偏差。较小的亚组，主要由老年人和男性组成，可能由于调查称重而普遍化。25岁至35岁之间受教育程度较低的男性和65岁至75岁之间受教育程度中等的男性的亚组没有出现在我们的数据中。因此，不可能将它们包括在分析中。这两个亚组的规范性数据需要更多的研究。此外，由于没有荷兰人口的性别数据，我们在调查中询问了性别，并对性别进行了分层。然而，我们预计在我们的队列中性别和年龄之间的差异很小，因为荷兰人口中变性人的估计在0.5%到3%之间[40]。此外，由于我们没有评估性功能障碍，我们不知道在我们的样本中是否存在性功能障碍患者的过度代表。这可能会影响我们的结果，因为性功能障碍与性困扰有关(13,21)。

本研究的另一个挑战是BIS的疾病相关问题。由于大多数应答者报告无合并症(78%)，因此与疾病相关的问题不相关。因此，仅使用与疾病无关的问题进行分析。因为这不是全身形象评分，所以不能在诊室进行一对一比较。然而，它给出了一个指示，哪些变量会影响身体形象量表的结果，而不管所涉及的疾病是什么，在评估全身形象量表时应该考虑到这些变量。

最后，我们没有询问被调查者在问卷的最后四个星期内是否有过性行为。看看没有性生活的人是否也会经历性痛苦，或者这是否仅限于有(定期)性生活的人，这将是一件有趣的事情。