Body Self-Esteem and Sexual Satisfaction in Chilean Adults: Implications for Comprehensive Sexual Education

(Autoestima Corporal y Satisfacción Sexual en Adultos Chilenos: Implicaciones para la Educación Sexual Integral)

Gonzalo R. Quintana ^1,*, Natalia Tapia ², Constanza Ávila ³, and Katherine Araya ⁴

¹    Escuela de Psicología y Filosofía, Universidad de Tarapacá, Chile; gquintanaz@academicos.uta.cl   

²    Escuela de Psicología, Universidad de La Serena, Chile; nataliatapia.aliaga@gmail.com   

³    Escuela de Psicología, Universidad de La Serena, Chile; constanzavila.a@gmail.com   

⁴    Escuela de Psicología, Universidad de La Serena, Chile; katherine.arayapineda@gmail.com   

*    Correspondence: gquintanaz@academicos.uta.cl; phone number: +56 58 2205654

 

1. Introduction

Sexuality is a complex and indivisible dimension of people’s overall health throughout the lifespan. It is defined as how individuals experience and express everything related to their sex and gender, personally or in interaction with others (e.g., Bolin & Whelehan, 2009). Its expression and development consider the acquisition of knowledge and tools aimed at giving the individual the ability to experience a complete and satisfying sexual life (Miranda, 2016), as well as exploring one's values and attitudes, developing communication skills, making effective decisions, and reducing risks in various aspects of one’s sexual life (Calvo, 2021). Consequently, comprehensive sexual health involves a myriad of biological, psychological, social, and relational elements that, due to their complexity, details, and impact, require and/or can benefit—to one degree or another—from comprehensive sexual education (SE).

In its beginnings, Western SE initially focused on hygiene and reproductive health, later expanding its scope to include promoting family planning and preventing sexually transmitted infections (Planned Parenthood, 2016). The advancement of research has resulted in contemporary SE programs incorporating aspects such as promoting affective, relational, and recreational aspects of sexuality (Sex ED for Social Change [SIECUS], 2021). However, and despite its undeniable importance, Chile has followed a similar trajectory to other countries regarding SE, becoming the last country in South America to implement it as a mandatory subject during adolescence (Curso de Educación Sexual Online de Auto-Aprendizaje [CESOLAA], 2022).

Current Chilean law 20.418, passed in 2010, implemented SE programs only at the high school level, making mandatory only fertility education and public health-related aspects of sexuality such as sexually transmitted infections, condom use, sexual initiation, and sexual risk behaviors. In this regard, Candia (2020) highlights how pressure and influence from conservative political and religious groups have relegated current Chilean SE to teaching only reproductive and hygiene topics. Additionally, government SE has no minimum objectives required by the State or expected outcomes, strategies to achieve them, or minimum goals (Asociación Chilena de Protección de la Familia [APROFA], 2018). In other words, the current legislation leaves it up to each educational community to choose the type of program they prefer to implement, which has been shown to have affected program coherence and teacher support (Organización de las Naciones Unidas para la Educación, la Ciencia y la Cultura [UNESCO], 2019). As a result, generations of people have been denied access to adequate and comprehensive SE, which would allow them to fully embrace their sexuality and empower their decision-making.

Among the most important topics in current and progressive SE programs is sexual satisfaction (SS; Nurgitz et al., 2021). This is a crucial component of sexual health and is intrinsically linked with sexual well-being, defined as that subjective appraisal of one's sexuality, along with the presence of pleasurable and satisfying experiences and the absence of sexual problems (Lorimer et al., 2019). The relationship between SS and sexual well-being has been amply demonstrated in different contexts and populations (e.g., Mitchell et al., 2021). Evidence from other countries also indicates that the inclusion of sexual pleasure or enjoyment in SE tends to improve the sexual health of those who receive it (Koepsel, 2016). Ingham (2005) argues that the inclusion of these and other topics can help promote not only SS but also other aspects associated with people's physical and mental health. Within this vast range of subjects, one area of interest is the individual's perception and emotions regarding their body's shape, measurements, and contours which impact their emotions and actions towards their body, a phenomenon known as body self-esteem (BSE; e.g., Hosseini & Padhy, 2023). BSE is known to be strongly associated with sexual well-being, particularly in women, where people with positive body self-esteem experience better sexual well-being (Gillen & Markey, 2019) and SS (Dunaev & Markey, 2018; Lin & Lin, 2018); as such, there are SE programs that focus exclusively on promoting positive body self-image (Richardson, 2020). Consequently, it is logical to argue that comprehensive SE promotes informed decisions and individuals more sexually satisfied with themselves.

Likewise, given the inherent value of sociocultural dimensions in health (Atallah et al., 2016; Bhavsar & Bhugra, 2013) and sexual satisfaction (Sánchez-Fuentes et al., 2014), attributes such as religiosity, formal education, and others, have been shown to play an important role in understanding these phenomena. Studies on Latin American populations show that religious dogmas (e.g., prohibition of sex outside marriage) can modulate and interact with other sociocultural determinants (e.g., country, culture, etc.), but not prevent sexual behaviors in individuals (Giménez-García et al., 2020; Morales, 2018). Overall, the evidence on the role of religion as a predictor of SS is contradictory (Rausch & Rettenberger, 2021). Research indicates that religiosity can have both positive and negative effects on SS. Some studies suggest that religiosity may act as a protective factor against negative consequences of sex (Gold et al., 2010; Zaleski & Schiaffino, 2000), and predict higher levels of SS in religious individuals (Peri-Rotem & Skirbekk, 2022). However, other studies highlight the negative impact of sexual shame promoted by religiosity (Marcinechová & Záhorcová, 2020), which is associated with lower levels of SS. On the other hand, higher self-esteem, open-minded sexual attitudes, and lower anxiety about sexuality are positively linked to SS (Cibrián-Llanderal et al., 2016), as well as to egalitarian attitudes (Casique, 2019). Related to this, a recent systematic review analyzed whether education level significantly predicted SS in women (Bayat et al., 2023). This study showed that, in participants with all education levels (from illiterate to academic), where there was no sexual dysfunction, mental health issues, or economic pressure, women's education level was a significant predictor of their SS: the higher the education level, the higher the level of SS. In Chile, Barrientos and Paez (2006) found the same trend, with a more pronounced effect in women than in men. As a result, formal education in religious schools faces challenges where religious tenets and their style of SE do not fit this reality (Montero-Ossandón et al., 2017), fostering, in turn, a limited view of human sexuality (Sanabria Mazo et al., 2016). Given the high level of religious affiliation in the Chilean population, particularly Catholic (59%; Ipsos, 2023), and the diversity of the education level across the country, it is no less important to know its impact on people' sex lives, as well as the characteristics of who is educated in sexual matters in Chile.

In the last 10 years, Chile has experienced social changes in gender and sexuality issues. The absence of recreational elements in SE programs renders them deficient and unsustainable, as exemplified by the modification of Law 20.418 in response to the rise in sexually transmitted infections among adolescents (Cámara de Diputados y Diputadas, 2019). Perhaps the first proactive legislative effort in the history of SE in Chile was the process of drafting a new constitution, where comprehensive sexual health was declared a human right, whose proposal was not approved in its entirety (Montes, 2022). Despite this, the Chilean Chamber of Representatives (Cámara de Diputados y Diputadas, 2023) has asked the government to draft a bill for a national policy on comprehensive sexual education. Despite the inherent controversy in the inclusion of this type of content in future SE programs, it is the responsibility of social science research to furnish the essential scientific data to assess this process and its impact on comprehensive SE. However, there is a paucity of research on sex and sexuality in Chile (Quintana, in press). Although global reports have shown that the association between SE and better sexual health and well-being may vary among studies, sociocultural nuances are likely to be the basis of these differences (UNESCO, 2022). Therefore, SE programs tailored to the sociocultural reality of the target audience would more likely be successful. Therefore, there is no simpler, more valid, and more predictive operationalization to measure the success of a SE program or legislation than SS since it is associated, in one way or another, with virtually every dimension of sexuality (Mark et al., 2013).

2. Objectives and hypotheses

This study aimed to assess the relationship between BSE and SS in a sample of Chilean adults, and the effect of sociodemographic variables on this relationship. We hypothesized that the link between BSE and SS would be positive, i.e., a higher BSE will predict greater SS. We also assumed that the relationship between BSE and SS would vary across levels of gender, the school’s religious affiliation (i.e., secular or religious), and the individual’s religious beliefs (i.e., believer or non-believer).

3. Method

3.1. Participants

Two hundred and three people, whose age ranged between 18-63 years (M = 29; SD = 9.9) of different genders and occupations, mainly from La Serena and Coquimbo, voluntarily participated in the study (see Table 1). The mean age for the women was 28.6 (SD = 9.1), and for the men was 29.9 (SD = 11.5). Incidental non-probability sampling was used. The optimal size was estimated from the Gpower 3.1 software (Faul et al., 2007), considering the application of the parametric test that requires the highest number of participants compared to other tests. Thus, considering a priori an effect size of 0.3, an alpha error of .05, a power of .95, and four groups, the suggested sample size is 196 people. Given the possibility of data loss, the ideal size was 200 participants. The only inclusion criterion was that the subjects were at least 18 years old.

Table 1

Description of the sociodemographic variables of the sample (n = 203)

 

3.2. Design

The study used a cross-sectional, correlational, and descriptive design.

3.3. Instruments

3.3.1. Sociodemographic Questionnaire.

A questionnaire was included to collect information on age, gender, occupation (studying, working, both), religiosity (i.e., religious, atheist/agnostic), type of school (i.e., municipal, subsidized, private), and religious affiliation of the high school attended (i.e., religious or secular) for descriptive purposes of the sample and comparisons of interest. These questions had a closed-ended response format.

3.3.2. Body Self-Esteem Scale (BSES)

The scale was developed by Peris et al. (2016) and is composed of 26 unidimensional items assessing body self-esteem. The items measure body satisfaction with different specific body parts (e.g., hair, eyes, nose, mouth; 20 items) that can be sub-grouped into body segments and perception of overall body attractiveness (6 items). The participants are asked to self-assess their degree of satisfaction in relation to each item on a Likert-type scale from 1 (very unsatisfied) to 10 (very satisfied). The overall score on the BSES is calculated by adding up the scores of the 26 items. Therefore, the lowest possible score is 26 points, while the highest is 260.

The scale was validated on a sample of 2,842 people, 1,379 men (48.5%) and 1,463 women from the Basque Country (Peris et al., 2016) through a principal component analysis, which showed that the single factor explained 42.68% of the total variance. The internal consistency measured by Cronbach's alpha in women was .95 and .96 in men. In terms of temporal stability, a correlation coefficient of r = .77 (p < .001) was obtained using the test-retest method. Other studies have examined its convergent and divergent validity. Regarding convergent validity, the BSES correlated with the EDI-2 body dissatisfaction scale (Corral et al., 1998), the Rosenberg self-esteem scale (Rosenberg, 1965), and the NP-15 narcissism scale (Trechera et al., 2008). Regarding divergent validity, the BSES correlated with the SAS-A social anxiety scale. The results showed negative correlations of medium magnitude between BSES and EDI-2 body dissatisfaction and positive correlations of medium magnitude with general self-esteem. Positive correlations were also obtained with narcissism and exhibitionism. In contrast, there were negative connections observed with the social anxiety scale, particularly with the fear of negative evaluation (Peris et al., 2016).

To determine some validity and reliability indicators in the sample of this study, an exploratory factor analysis (EFA) was performed to determine the structure with the best fit, followed by an analysis of the internal consistency of the general scale and each dimension. Conventional indicators were used to assess goodness-of-fit (Browne & Cudeck, 1992; Marsh et al., 2005; Schermelleh-Engel et al., 2003): comparative fit index (CFI; ≥ .90 adequate; ≥ .95 good; Hu & Bentler, 1998), Tucker-Lewis index (TLI; ≥ .90 adequate; ≥ .95 good), standardized root mean square residual (SRMR ≤ .08 adequate), and root mean square error of approximation with its 90% confidence interval (RMSEA; ≤ .08 adequate, ≤ .05 good, ≤ .10 acceptable) (Browne & Cudeck, 1992; Kenny et al., 2015; Schermelleh-Engel et al., 2003). An EFA was performed with Mplus v.8.2, and the best-fit model had four factors consistent with the original instrument: self-esteem associated with the head (eyes, nose, mouth, etc.); self-esteem associated with the trunk (back, chest, stomach, etc.); self-esteem associated with the lower extremities (buttocks, thighs, legs, etc.) and overall attractiveness (physically interesting, socially charming, attractive, etc.). The RMSEA was .098, 90% CI [.090, .107], the CFI was .974, the TLI was .963, and the SRMR was .045, generally showing an adequate fit. For the general scale, the internal consistency was .961 for Cronbach's alpha and .961 for McDonald's omega. As for the subscales, for the head, it was .807 and .815; for the trunk, .931 and .932; for the extremities, .871 and .876; and for attractiveness, .948 and .950, the alpha and omega, respectively.

3.3.3. Sexual Satisfaction Scale

The Spanish version of this scale is called the Nueva Escala de Satisfacción Sexual (New Sexual Satisfaction Scale; NSSS) and was validated by Flores-Pérez et al. (2021). It is a 20-item Likert-type scale where each item is rated from least to most satisfied (1 = not at all satisfied to 5 = extremely satisfied). The minimum score is 20; the maximum score is 100. The items can be grouped into two subscales: 'self-centered', which measures SS generated by personal experiences and sensations, and 'sexual partner-centered', which measures SS derived from sexual partner reactions, sexual diversity and frequency. The aforementioned study evaluated the internal structure through a confirmatory factor analysis (CFA) obtaining good fit RMSEA = .066; SRMR = .033; CFI =.961; TLI= .950, for a two-subscale structure.

In the present study's sample, an EFA showed that the optimal structure was three factors (not two, as in the previously mentioned validation study). The EFA was performed with Mplus v.8.2. This structure is consistent with the theoretical model. The first factor group items related to personal sexual satisfaction (e.g., the intensity of your sexual arousal, the quality of your orgasms, disinhibition, etc.). The second group items related to the connection with your partner (e.g., the way they react sexually to their partner, their emotional openness during their sexual relations, the pleasure they bring to their partner, etc.). The third is related to the role of the partner (e.g., their partner's initiative in sexual activity, their partner's surrender or disinhibition to sexual pleasure, their partner's sexual creativity, etc.). The main fit indicators were adequate: RMSEA = .072, 90% CI [.060, .084]; CFI = .976; TLI= .966; SRMR = .038. The internal consistency of the full scale was .948 for McDonald's omega and .947 for Cronbach's alpha. Regarding the subscales, personal sexual satisfaction presented a .868 and a .870; connection with partner presented a .885 and .887; and role of partner presented a .915 and a .916 for alpha and omega, respectively.

3.4. Procedure and ethical safeguards

The questionnaire and the scales were transcribed into a Google form, and the link with the invitation to collaborate was disseminated through different social media platforms (Facebook, WhatsApp, Instagram, etc.). The invitation was reiterated weekly for approximately two months until the necessary sample size was reached. The form was completely anonymous, and before moving on to the question section, an informed consent form was presented, which required participants to read and agree to participate. All procedures performed in studies with human participants were in accordance with the ethical standards of the 1964 Declaration of Helsinki and its subsequent amendments or comparable ethical standards. As part of a larger study, the present study was approved by the Ethics Committee of the Universidad de Tarapacá (N°05/2021; https://osf.io/7nzb3) and by the School of Psychology of the Universidad de Tarapacá.

3.5. Plan of analysis

Categorical variables were described by frequency and valid percentage, while continuous variables were described by mean and standard deviation. Levene's test was used to assess homogeneity of variance, and the Kolmogorov-Smirnov test was used to determine normality. The Mann-Whitney U test was used to compare the continuous variables with the (categorical) sociodemographic variables. In addition, the relationship between BSE and SS was analyzed using Spearman's rho coefficient. Subsequently, multiple linear regression was performed where the predictor variables were included according to their theoretical relevance and relationship weight to detect how much these predict the variability of SS. An alpha error level of .05 was used for the null hypothesis test, and the test considered two tails.

4. Results

Table 2 presents the scores of the BSE and SS scales by gender. In both scales, the averages are higher than the expected average, indicating that the participants have good levels of BSE and SS. The overall score on the two scales showed no statistically significant differences between men and women (ps ≥ .394). Only in the 'Trunk Self-Esteem' dimension did men score statistically higher than women, although with a low magnitude (U = 2.154; p = .031; d = .33).

Table 3 shows the schools' BSE and SS scores by religious affiliation. The data show that no statistically significant differences were found between religious and secular schools in BSE and SS scores (ps ≥ .05), whereas the effect size magnitude of the differences was low or very low.

Table 4 shows the scores of the BSE and SS scales by individuals’ personal religious beliefs. The overall score of the two scales showed no statistically significant differences between believers and non-believers (ps ≥ .053). However, statistically significant differences were only found in the 'Self-Esteem-Head' dimension, where believers scored higher than non-believers, although the differences were of a low magnitude (U = 2.22; p = .026; d = .32).

Table 2

Body Self-Esteem and Sexual Satisfaction by Gender

Note: None of the variables were normally distributed, according to the Kolmogorov-Smirnov tests (Ws ≤ .238; ps ≤ .001); M = Mean; SD = Standard deviation; U = Mann-Whitney U statistic; p = probability value; d = Cohen's d statistic; bold values represent statistically significant differences.

Table 3

Body Self-Esteem and Sexual Satisfaction by Religious Affiliation in Schools

Note: None of the variables were normally distributed, according to the Kolmogorov-Smirnov tests (Ws ≤ .238; ps ≤ .001); M = Mean; SD = Standard deviation; U = Mann-Whitney U statistic; p = probability value; d = Cohen's d statistic.

Table 4

Body Self-Esteem and Sexual Satisfaction by Personal Religious Beliefs

Note: None of the variables were normally distributed, according to the Kolmogorov-Smirnov tests (Ws ≤ .238; ps ≤ .001); M = Mean; SD = Standard deviation; U = Mann-Whitney U statistic; p = probability value; d = Cohen's d statistic. Bold values represent statistically significant differences.

Regarding the association analyses, Table 5 presents the correlations obtained using Spearman's rho coefficient between the different BSE and SS scales for the total sample. Generally speaking, both scale scores had a high correlation with their dimensions with similar magnitude (BSE: r = .59–.75; SS: r = .53–.68), while the magnitude of the correlations of the total scale scores (BSE-SS: r = .39) and between their dimensions were much lower (BSE-SS: r = .16–.36).

At a second level, the correlations were analyzed separately by subgroups according to gender, religiosity of the school, and personal religious beliefs. The coefficients disaggregated by gender show that women have a higher correlation than men in the total scores on the scales, including the correlation between BSE and SS (r_women = .43 vs. r_men = .33). Additionally, only women present statistically significant correlations between the BSE dimensions and the SS dimensions 'Connection with partner (CP)' and 'Role of partner' (RP; see Table 6).

Table 5

Correlations between Body Self-Esteem and Sexual Satisfaction in the Total Sample

Note. * = p < .05; ** = p < .01; *** = p < .001.

Table 6

Correlations between Body Self-Esteem and Sexual Satisfaction according to Gender

Note: * = p < .05; ** = p < .01; correlations for women are shown below the diagonal and above for men.

On the other hand, the correlations by religious affiliation of the schools do not show great differences in the correlation patterns of the total scores, or among their dimensions, nor in their direction or magnitude (see Table 7).

Finally, correlations separated by religious beliefs reveal two trends. On the one hand, the coefficients between the dimensions of the BSE scale tend to be higher in 'non-believers' (r = .62–.78) than in 'believers' (r = .52–.75), whereas in the correlations between the dimensions of SS, the opposite occurs (believers: r = .57–.73; non-believers: r = .50–.63; see Table 8).

The latter analysis was a multiple linear regression of the study variables in a predictive model of SS for the total sample (see Table 9). The model was significant, F(4, 197) = 9.963, p < .001, and explained 17% of the variability of SS, where no sociodemographic variable significantly predicted SS, while total BSE proved to be the only significant predictor (β = .396; p < .001).

Table 7

Correlations between Body Self-Esteem and Sexual Satisfaction according to Religious Affiliation in Schools

Note: * = p < .05; ** = p < .01; correlations for religious schools are shown below the diagonal and above those for secular schools.

Table 8

Correlations between Body Self-Esteem and Sexual Satisfaction according to Personal Religious Beliefs       

Note: * = p < .05; ** = p < .01; correlations of believers are shown below the diagonal and above those of non-believers.

Table 9

Multiple Regression of the Predictive Model of Sexual Satisfaction

Note: B = regression coefficient; SE = standard error; β = standardized regression coefficient; t = Student's t-statistic; p = probability value; R² = coefficient of determination. Bold values represent statistically significant results.

5. Discussion

Sexual satisfaction (SS) is a crucial component of sexual health and well-being, significantly influencing an individual’s quality of life. Other associated phenomena, such as body self-esteem (BSE) and sociodemographic factors such as gender, education level, religious beliefs, etc., have been shown to modulate SS, highlighting the importance of addressing them in comprehensive sexual education programs. Hence, integrating an understanding of how these determinants affect SS and BSE can foster a healthier and more holistic sexual development, as well as provide scientific evidence that can complement the measurement of effectiveness in future and improved comprehensive sexual education (SE) programs. Thus, this study explored how BSE and sociodemographic factors such as gender, religious beliefs, and religious affiliation of schools (i.e., religious or secular) can modulate or predict SS.

Results showed that, overall, participants had good levels of BSE and SS, with no significant gender differences in the overall scores, although men scored higher than women on the 'Self-esteem-Trunk' dimension. There were also no significant differences between religious and secular schools in BSE and SS scores. Regarding personal religiosity, an important difference was observed in the ‘Self-esteem-Head' dimension, where believers scored higher. The correlations between BSE and SS were moderately high, being stronger in women, especially in the 'Connection with Partner' and Role of Partner' dimensions, and the overall scores of the BSE and SS scales. There were no notable differences in the correlations by type of school. However, non-believers showed higher correlations among BSE dimensions, whereas believers showed higher correlations among SS dimensions. Finally, the linear regression analysis confirmed the positive and significant association of BSE with SS.

Our findings confirm the existence of a positive and significant relationship between BSE and SS. This relationship has been previously documented in the literature, indicating that a positive self-perception is associated with greater sex life satisfaction (e.g., Benavides et al., 2015; Pujols et al., 2010). However, a notable observation in our results is that men reported higher self-esteem on the 'Self-esteem-Trunk' dimension than women. The differentiated beauty standards and social pressures for men and women can partly explain this difference. Men often face less social pressure to maintain certain standards of body beauty, which may contribute to higher body self-esteem and, subsequently, greater sexual satisfaction (Cash & Pruzinsky, 2002). However, this may also respond to how influences on male bodies and their implications for their physical and mental health, which are often downplayed (Rosenmann & Kaplan, 2014). For example, Hattie et al. (2022) found that sex appeal, upper body strength, and physical condition (particularly jaw, wrists, height, and nose) predicted sexual self-esteem in men. In contrast, male gender norms and body image anxiety moderated this relationship. Additionally, the correlations between BSE and SS were moderately high, being stronger in women, especially in the 'Connection with Partner' and ‘Role of Partner' dimensions, and the overall scores on the BSE and SS scales. This suggests that, for women, SS is more deeply intertwined with the quality of the partner relationship and the role they play in it. Previous studies have noted that women value emotional intimacy and relational connection more highly as crucial components of their SS (Frederick et al., 2017). Therefore, these partner dimensions are critical to understanding how BSE influences women’ SS.

Religion emerges as a significant modulating factor in the relationship between BSE and SS. Our results indicated that religious individuals showed higher self-esteem in the 'Self-Esteem-Head' dimension, which could be related to greater acceptance of and conformity with the values and norms promoted by their religious communities (Markey & Markey, 2009). However, we found no significant differences in overall BSE and SS scores between religious and secular schools, suggesting that the influence of religion may be more personal and internalized than institutional. In contrast, it is important to highlight that believers presented higher correlations among the dimensions of SS, while non-believers showed higher correlations among the dimensions of BSE. This suggests that religion may offer a valuable and normative framework that affects how SS is seen and appreciated. Formal education in religious schools, particularly in Catholic schools, tends to emphasize a more conservative view of sexuality, which could impact how BSE relates to SS (Abbott & Dalla, 2008). This finding highlights the importance of considering the religious and cultural dimensions when studying sexuality and BSE.

This becomes even more important when considering the religion not only of students but also of parents, where studies show that parents with high levels of religiosity give less importance to their children' sexual education (Hurst et al., 2023). Moral-de la Rubia (2010) points out that religion influences meanings and attitudes towards sexuality, with the relationship being more defined with attitudes and more tenuous with meanings. Thus, people with a more devout religious affiliation value virginity more, condemn pornography and are less accepting of masturbation. In turn, Zelada (2020) explains that although adolescents have a different view of sexuality compared to previous eras, the values and beliefs imposed by family, society, and/or religion do not allow them to receive comprehensive SE. Hence, adopting a comprehensive SE policy does not contradict religious values. The main focus is to make decisions based on the most reliable scientific information and allow learners to incorporate their religious beliefs into their knowledge, should they choose to do so.

5.1. Implications for Comprehensive Sexual Education

The results of this study have significant implications for comprehensive sexual education. First, they emphasize the advantage of broadening the scope of current sexual education to encompass other areas of physical, mental, and relational sexual health. They also demonstrate that the positive correlation between physical and mental health can be quantified through its association with SS, thereby establishing SS as a reliable indicator of effectiveness in a comprehensive sexual education program. Promoting a positive body image may not only improve SS but also individuals’ overall well-being (Tylka & Hill, 2004). The results, in turn, also highlight contemplating a gender approach that recognizes the different ways in which men and women (gender-diverse people, as well) experience and value their bodies and sexuality, as well as possibly other topics also benefiting from the reality of gender-diverse people (Holt et al., 2022). Furthermore, our findings suggest that comprehensive SE should be inclusive and consider students’ religious and cultural diversity. Schools should provide a safe space where different values and beliefs about sexuality can be explored and respected, allowing students to integrate their BSE and SS in a healthy way (Goldfarb & Lieberman, 2021; Kantor et al., 2021). Thus, programs can be developed that inform and empower young people to have healthier and more satisfying relationships.

In Chile, the current legislation on sexual education mandates that schools must only include topics linked to reproduction and public health elements of sexuality (e.g., sexually transmitted infections, unwanted pregnancy, risky behaviors, etc.). However, the law allows schools to develop their own programs or offer one of the seven alternative SE courses with a limited "comprehensive" scope (APROFA, 2018). 62% of the schools surveyed in Santiago reported implementing this practice (González & Riquelme, 2018), while 90% of the schools surveyed by Castro-Sandoval et al. (2019) in Concepción reported incorporating the mandatory minimum curricular contents, although 80% incorporated their own initiatives, and 84% received external advice. Unfortunately, none of these studies conducted analyses of differences by type of school. On the other hand, the private alternative has a high cost. For example, the "Teen Star" program costs CLP 220,000[1] per instructor training (Teen Star, 2022.), or the proposal by the Centro de Educación Sexual Integral (CESI) costs CLP 6,125,000[2] (CESI, 2021). It is important to note that some free alternatives have emerged in recent years, such as the Online Sex Education Self-Learning Course (CESOLAA) from the University of Chile. However, there are no reliable indicators for directly evaluating the impact of the quality of SE received by any of these programs (the authors recommend the index proposed by Keogh et al. (2020) for these purposes for future SE research and programs). Thus, the Chilean scenario, very similar to the Latin American one in general (APROFA, 2018), presents simultaneous challenges between its legislation and culture that, to date, have limited the advancement of policies toward comprehensive SE programs despite these programs already having more than 35 years of consistent evidence in their favor (Goldfarb & Lieberman, 2021; Kantor et al., 2021), considering that even comprehensive SE needs to be expanded to new sex issues (Bőthe et al., 2024). Consequently, the findings of the present study, together with the international literature, help demonstrate not only the importance of broadening the scope of SE at the individual level but also at the state policy level, showing that SS can be considered in the new initiative of President Gabriel Boric's government (Cámara de Diputados y Diputadas, 2023) both as a target as well as a marker of the effectiveness of future comprehensive SE programs.

5.2. Limitations

This study has limitations to consider. The first is its descriptive and correlational scope with a non-random sample, which mainly affects the generalizability of the results. Second, the fit indicators of the SS and BSE instruments are not optimal, so the internal structure of these constructs must be studied in greater depth. Likewise, the non-normal distribution of the sample scores must be considered in the scores of the variables analyzed. Taken together, these aspects limit the replicability of the data, requiring further studies in the future. Nevertheless, the significance of the topic and the scarcity of national literature on the subject amplify the impact of the findings on the correlation between BSE, SS, and the sociodemographic variables investigated and seek to supplement the findings of future research on the subject.

6. Conclusion

Our findings confirm the positive relationship between body self-esteem (BSE) and sexual satisfaction (SS), highlighting the modulating influence of sociodemographic factors such as gender and religiosity. The differences observed in BSE between men and women and the stronger relationship between BSE and SS in women in dimensions such as 'Connection with partner' and 'Role of partner' highlight the importance of a gender approach in its incorporation into comprehensive sexual education programs. The influence of religion on SS and BSE, particularly in the education context, suggests that sexual education programs should be inclusive and respectful of cultural and religious diversity. These results provide valuable evidence for the development of more comprehensive and effective sexual education programs that promote the sexual well-being of young people, considering their diverse realities and needs.

 

 

Autoestima Corporal y Satisfacción Sexual en Adultos Chilenos: Implicaciones para la Educación Sexual Integral

1. Introducción

La sexualidad es una dimensión compleja e indivisible de la salud integral de las personas a través de todo el ciclo vital. Esta se define como la forma en la que los individuos experimentan y expresan todo aquello relacionado a su sexo y género, personalmente o en interacción con otros (p. ej., Bolin & Whelehan, 2009). Su expresión y desarrollo contemplan la adquisición de conocimientos y herramientas orientadas a dar al individuo la capacidad de experimentar una vida sexual completa y satisfactoria (Miranda, 2016), así como la exploración de los propios valores, actitudes, el desarrollo de habilidades de comunicación, la toma de decisiones efectivas y la reducción de riesgos respecto de múltiples aspectos de la propia vida sexual (Calvo, 2021). Consecuentemente, una salud sexual integral involucra un sinfín de aspectos biológicos, psicológicos, sociales y relacionales que, debido a su complejidad, detalles e impacto, requieren y/o pueden beneficiarse—en uno u otro grado—de una educación sexual (ES) comprensiva.

En sus inicios, la ES occidental comenzó con un enfoque netamente higiénico y reproductivo, para posteriormente comenzar a promover la planificación familiar y prevención de infecciones sexuales (Planned Parenthood, 2016). El avance de la investigación ha llevado a que sólo hoy en día los planes de ES estén comenzando a incluir, entre otros tópicos, la promoción de los aspectos afectivos, relacionales, y recreativos de la sexualidad (Sex ED for Social Change [SIECUS], 2021). No obstante, y pese a su innegable importancia, la ES en Chile ha tenido una experiencia similar a la de otros países, siendo el último país de Sudamérica en darle el carácter de obligatorio en la adolescencia (Curso de Educación Sexual Online de Auto-Aprendizaje [CESOLAA], 2022).

En Chile, la actual Ley 20.418, puesta en marcha el año 2010, implementó un plan de ES sólo a nivel de enseñanza media, haciendo obligatorio sólo la educación sobre fertilidad y aspectos de sexualidad relacionados a la salud pública como: infecciones de transmisión sexual, uso de preservativos, debut sexual y comportamientos sexuales de riesgo. Al respecto, Candia (2020) destaca cómo la presión e influencia de parte de grupos políticos conservadores y religiosos han relegado a la ES chilena actual a impartir solamente tópicos reproductivos e higiénicos. Adicionalmente, la ES gubernamental no posee objetivos mínimos exigidos por el Estado ni resultados esperados, así como tampoco estrategias para alcanzarlos ni metas mínimas (Asociación Chilena de Protección de la Familia [APROFA], 2018). En otras palabras, la legislación actual deja en manos de cada comunidad educativa la elección del tipo de programa que prefieran implementar, lo cual ha demostrado haber afectado la coherencia del programa, así como el apoyo de los docentes (Organización de las Naciones Unidas para la Educación, la Ciencia y la Cultura [UNESCO], 2019). En consecuencia, esto ha dejado a generaciones de individuos privados de una ES adecuada e integral que les permita un disfrute pleno de su sexualidad y un empoderamiento para la toma de decisiones informada.

Dentro de los tópicos más importantes de los planes actuales y progresivos en materia de ES se encuentra la satisfacción sexual (SS; Nurgitz et al., 2021). Esta es un componente crucial de la salud sexual y está intrínsecamente asociada al bienestar sexual, definido como aquella valoración subjetiva de la propia sexualidad, junto a la presencia de experiencias placenteras y satisfactorias, así como, la ausencia de problemas sexuales (Lorimer et al., 2019). La relación entre la SS y el bienestar sexual ha sido ampliamente demostrada en distintos contextos y poblaciones (p. ej., Mitchell et al., 2021). La evidencia de otros países también indica que la inclusión del placer o goce sexual en la ES tiende a mejorar la salud sexual de quienes la reciben (Koepsel, 2016). Ingham (2005) argumenta que la inclusión de estos y otros tópicos pueden ayudar a la promoción no sólo de la SS, sino también de otros aspectos asociados a la salud física y mental de las personas. Dentro de esta enorme variabilidad de tópicos, está cómo la gente percibe y siente respecto a la forma, medidas y contornos de su propio cuerpo, que afectan cómo se sienten y comportan al respecto, fenómeno conocido como autoestima corporal (AC; p. ej., Hosseini & Padhy, 2023). Se conoce que la AC se asocia significativamente al bienestar sexual, particularmente en mujeres, en donde personas con una autoestima corporal positiva experimentan un mejor bienestar sexual (Gillen & Markey, 2019) y SS (Dunaev & Markey, 2018; Lin y Lin, 2018). Tanto así, que existen programas de ES que un enfoque dedicado exclusivamente a la promoción de la autoimagen corporal positiva (Richardson, 2020). Consecuentemente, es lógico argumentar que una ES integral promueve decisiones informadas, tanto como individuos sexualmente más satisfechos consigo mismos.

Asimismo, dado el inherente valor de las dimensiones socioculturales en la salud (Atallah et al., 2016; Bhavsar & Bhugra, 2013) y la satisfacción sexual (Sánchez-Fuentes et al., 2014), atributos como la religiosidad, la educación formal, entre otros, demuestran jugar un papel importante en el entendimiento de estos fenómenos. Estudios en poblaciones latinoamericanas demuestran que los dogmas religiosos (p. ej., prohibición del sexo fuera del matrimonio) pueden modular e interactuar con otros determinantes socioculturales (p. ej., país, cultura, etc.), pero no prevenir los comportamientos sexuales en las personas (Giménez-García et al., 2020; Morales, 2018). A modo general, la evidencia es contradictoria sobre el rol de la religión como predictor de la SS (Rausch & Rettenberger, 2021). Mientras estudios demuestran que puede actuar como un factor protector frente a consecuencias no deseadas del sexo (Gold et al., 2010; Zaleski & Schiaffino, 2000), y predictor de una mayor SS en personas religiosas (Peri-Rotem & Skirbekk, 2022); otros estudios apuntan al efecto negativo de la vergüenza sexual en la SS promovida por la religiosidad (Marcinechová & Záhorcová, 2020), asociada de manera negativa con la SS, mientras que una mayor ES y actitudes sexuales de mentalidad abierta hacia prácticas sexuales, y una menor ansiedad sobre la sexualidad se asociarían de manera positiva con la SS (Cibrián-Llanderal et al., 2016), así como con actitudes igualitarias (Casique, 2019). Relacionado a esto, una reciente revisión sistemática analizó si el nivel educativo era un predictor significativo de la SS en mujeres (Bayat et al., 2023), demostrando que en participantes con todos los niveles de educación (desde analfabetos hasta académicos), donde no hubo disfunción sexual, problemas de salud mental ni presión económica, el nivel de educación de las mujeres fue un predictor significativo de su SS, donde a mayor nivel educativo, mayor es el nivel de SS. En Chile, Barrientos y Paez (2006) encontraron la misma tendencia, con un efecto más pronunciado en mujeres que en hombres. Consecuentemente, la educación formal de establecimientos religiosos enfrenta desafíos en donde postulados religiosos y su estilo de ES no se adecuan a esta realidad (Montero-Ossandón et al., 2017), fomentando a su vez una visión limitada de la sexualidad humana (Sanabria Mazo et al., 2016). En consecuencia, y dado el alto nivel de adscripción a una religión de la población chilena, particularmente la católica (59%; Ipsos, 2023), así como la diversidad del nivel educativo a través del país, resulta no menor conocer su impacto en la vida sexual de las personas, así como las características de quién se educa en materia sexual en Chile.

En los últimos 10 años, Chile ha experimentado cambios sociales en temáticas de género y sexualidad. Esto hace de planes de ES carentes de aspectos recreativos del sexo incompletos e insostenibles, tal y como fue el caso de la modificación de la Ley 20.418 frente al aumento de infecciones de transmisión sexual en adolescentes (Cámara de Diputados y Diputadas, 2019). Posiblemente, el primer esfuerzo proactivo legislativo en la historia de la ES en Chile fue el proceso de redacción de una nueva constitución se declaró a la salud sexual integral como un derecho humano, proyecto el cual no fue aprobado en su totalidad (Montes, 2022). A pesar de eso, la Cámara de Diputados y Diputadas (2023) ha solicitado al Gobierno desarrollar un proyecto de ley para una política nacional de educación sexoafectiva integral.

Pese a la inherente controversia en inclusión de este tipo de contenidos en los planes de ES futuros, la investigación en ciencias sociales tiene el deber de proveer la evidencia científica necesaria para evaluar dicho proceso y su impacto en una ES integral. No obstante, la investigación del sexo y la sexualidad en Chile es considerada como escasa (Quintana, en prensa). Por otro lado, aunque informes globales han demostrado que la asociación entre ES y una mejor salud y bienestar sexual puede variar entre estudios, es probable que sean aquellos matices socioculturales que estén a la base de estas diferencias (UNESCO, 2022). Por lo tanto, programas de ES adaptados a la realidad sociocultural de los destinatarios tendrían una mayor probabilidad de tener éxito. Por consiguiente, no existe operacionalización más sencilla, válida, y predictiva para medir el éxito de un programa o legislación en ES que la SS, ya que esta esta se asocia, de una u otra manera, con prácticamente todas las dimensiones de la sexualidad (Mark et al., 2013).

2. Objetivos e hipótesis

El objetivo del estudio fue evaluar la relación entre la AC y la SS en una muestra de adultos chilenos, así como el efecto de variables sociodemográficas en dicha relación. Hipotetizamos que la asociación entre AC y SS sería positiva, es decir, una mayor AC predecirá una mayor SS. Asimismo, esperamos que la relación entre AC y SS variará a través de los niveles del género, la adscripción religiosa del establecimiento de educación (i.e., laica o religiosa), y la creencia religiosa de la persona (i.e., creyente o no creyente).

3. Método

3.1. Participantes

Participaron voluntariamente en el estudio 203 personas cuyas edades fluctuaron entre los 18–63 años (M = 29; DE = 9,9) de diferentes géneros y ocupaciones, principalmente de las ciudades de La Serena y Coquimbo (ver Tabla 1). La media de edad para el género femenino fue de 28,6 (DE = 9,1) y para el masculino fue de 29,9 (DE = 11,5). La muestra fue no probabilística de tipo incidental. El tamaño óptimo fue estimado con el software Gpower 3.1 (Faul et al., 2007) considerando la aplicación de la prueba paramétrica que requiere el mayor número de participantes respecto de las otras pruebas. Así, considerando a priori un tamaño del efecto de 0,3, un error alfa de ,05, un poder de ,95 y cuatro grupos, el tamaño de la muestra sugerido es de 196 personas. Ante la posibilidad de pérdida de datos el tamaño ideal se estableció en 200 participantes. El único criterio de inclusión fue tener al menos 18 años.

Tabla 1

Descripción de las variables sociodemográficas de la muestra (n = 203)

 

3.2. Diseño

El estudio utilizó un diseño transversal, correlacional y descriptivo.

3.3. Instrumentos

3.3.1. Cuestionario sociodemográfico

Se incluyó un cuestionario para recoger información sobre la edad, el género, ocupación (estudia, trabaja, ambas), religiosidad (i.e., religioso, ateo/agnóstico), dependencia administrativa (i.e., municipal, particular subvencionado, particular) y adscripción religiosa del colegio en que estudió la enseñanza media (i. e., religioso o laico) para fines descriptivos de la muestra y de las comparaciones de interés. Estas preguntas tenían un formato de respuesta cerrado.

3.3.2. Escala de autoestima corporal (EAC)

La escala fue desarrollada por Peris et al. (2016) y está compuesta por 26 ítems unidimensionales que evalúan la autoestima corporal. Los ítems miden la satisfacción corporal con diferentes partes específicas del cuerpo (p. ej., pelo, ojos, nariz, boca; 20 ítems) que se pueden sub agrupar en segmentos corporales, y la percepción del atractivo corporal propio en general (6 ítems). Los participantes deben autoevaluar el grado de satisfacción con relación a cada ítem en una escala tipo Likert de 1 (muy insatisfecho) a 10 (muy satisfecho). El total de la EAC se obtiene a través de la suma de los 26 ítems, de manera que el puntaje mínimo posible es de 26 puntos, el máximo es de 260.

La escala fue validada en una muestra de 2.842 personas, 1.379 varones (48,5%) y 1.463 mujeres del País Vasco (Peris, et al., 2016) a través de un análisis de componentes principales el cual demostró que el factor único explicaba un 42,68% de la varianza total. La consistencia interna medida a través del Alpha de Cronbach en mujeres fue de ,95 y en varones ,96. En cuanto a estabilidad temporal, por medio del método test-retest, se obtuvo un coeficiente de correlación de r = ,77 (p < ,001). Otros estudios han examinado su validez convergente y divergente. Respecto a la validez convergente se correlacionó la EAC con la escala de insatisfacción corporal del EDI-2 (Corral et al., 1998), la escala de autoestima de Rosenberg (Rosenberg, 1965), y la escala de narcisismo NP-15 (Trechera et al., 2008). En cuanto a la validez divergente, la EAC correlacionó con la escala de ansiedad social SAS-A. Los resultados mostraron correlaciones negativas de magnitud media entre la EAC y la insatisfacción corporal del EDI-2 y correlaciones positivas de magnitud media con la autoestima general. También se obtuvieron correlaciones positivas con narcisismo y exhibicionismo. Por otro lado, se presentaron correlaciones negativas con la escala de ansiedad social, especialmente con el miedo a la evaluación negativa (Peris et al., 2016).

Para conocer algunos indicadores de validez y confiabilidad en la muestra de este estudio, se realizó un Análisis Factorial Exploratorio (AFE) para determinar la estructura con el mejor ajuste, y a continuación un análisis de la consistencia interna de la escala general y de cada dimensión. Para evaluar la bondad de ajuste se utilizaron indicadores comúnmente utilizados (Browne & Cudeck, 1992; Marsh et al., 2005; Schermelleh-Engel et al., 2003): Comparative Fit Index (CFI; ≥ ,90 adecuado; ≥ ,95 bueno; Hu & Bentler, 1998), Tucker–Lewis index (TLI; ≥ ,90 adecuado; ≥ ,95 bueno), Standardized Root Mean Square Residual (SRMR; ≤ ,08 adecuado), y Root-Mean-Square Error of Approximation con su intervalo de confianza de 90% (RMSEA; ≤ ,08 adecuado, ≤ ,05 bueno, ≤ ,10 aceptable) (Browne & Cudeck, 1992; Kenny et al., 2015; Schermelleh-Engel et al., 2003). Se realizó un AFE con Mplus v.8.2 y el modelo mejor ajustado tuvo cuatro factores coherentes con el instrumento original: Autoestima asociada a la cabeza (ojos, nariz, boca, etc.); Autoestima asociada al tronco (espalda, pecho, estómago, etc.); Autoestima asociada a las extremidades inferiores (nalgas, muslos, piernas, etc.) y Atractivo global (interesante físicamente, encantador socialmente, atractivo, etc.). El RMSEA fue de ,098, IC 90% [,090 ,107], el CFI fue de ,974, el TLI fue de ,963, y el SRMR fue de ,045; que, en general, muestran un ajuste adecuado. Para la escala general la consistencia interna fue de ,961 para el alfa de Cronbach y de ,961 para el Omega de McDonald. En cuanto a las subescalas, para la cabeza fue de ,807 y ,815, para el tronco, fue de ,931 y de ,932, para las extremidades fue de ,871 y de ,876, y para el atractivo fue de ,948 y de ,950, para el alfa y el omega, respectivamente.

3.3.3. Escala de satisfacción sexual

La versión en español de esta escala se denomina Nueva Escala de Satisfacción Sexual (NSSS) y fue validada por Flores-Pérez et al. (2021). Es una escala de 20 ítems tipo Likert en que cada ítem es valorado en el sentido de menor a mayor grado de SS (1 = nada satisfecha a 5 = extremadamente satisfecha). El puntaje mínimo es de 20 y el puntaje máximo es de 100. Los ítems pueden agruparse en dos subescalas: ‘centrada en el yo’, que mide la SS generada por las experiencias y sensaciones personales; y ‘centrada en la pareja sexual’, que mide la SS derivada de las reacciones de la pareja sexual, la diversidad y frecuencia sexual. En el citado estudio, la estructura interna se evaluó por medio de un Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) obteniendo buen ajuste: RMSEA = ,066; SRMR = ,033; CFI =,961; TLI= ,950, para una estructura de dos subescalas.

En la muestra del presente estudio se realizó un AFE en el que la estructura mejor ajustada fue de tres factores (y no de dos como en el estudi0 de validación citado previamente). El AFE se realizó con Mplus v.8.2. Esta estructura tiene coherencia con el modelo teórico. La primera agrupa ítems relacionados con la satisfacción sexual personal (p. ej., la intensidad de su excitación sexual, la calidad de sus orgasmos, la desinhibición, etc.). La segunda agrupa ítems relacionados con la conexión con la pareja (p. ej., la manera en que reacciona sexualmente ante su pareja, su apertura emocional durante sus relaciones sexuales, el placer que proporciona a su pareja, etc.). La tercera se relaciona con el rol de la pareja (p. ej., la iniciativa de su pareja ante la actividad sexual, la entrega o desinhibición de su pareja ante el placer sexual, la creatividad sexual de su pareja, etc.). Los principales indicadores de ajuste fueron adecuados: RMSEA = ,072, IC 90% [,060 084]; CFI = ,976; TLI= ,966; SRMR = ,038. La consistencia interna de la escala completa fue de ,948 para el omega de McDonald y de ,947 para el alfa de Cronbach. Respecto a las subescalas; la satisfacción sexual personal presentó un ,868 y un ,870; la conexión con la pareja presentó un ,885 y ,887; y el rol de la pareja presentó un ,915 y un ,916, para el alfa y el omega, respectivamente.

3.4. Procedimiento y resguardos éticos

El cuestionario y las escalas se transcribieron a un formulario de Google y el enlace con la invitación a colaborar fue difundido por diferentes redes sociales (Facebook, WhatsApp, Instagram, etc.). La invitación se reiteró cada semana por aproximadamente dos meses hasta completar el tamaño de muestra necesario. El formulario fue completamente anónimo y antes de pasar a la sección de preguntas se presentó un consentimiento informado que debieron leer y aceptar para poder participar. Todos los procedimientos realizados en estudios con participantes humanos estuvieron de acuerdo con los estándares éticos de la Declaración de Helsinki de 1964 y sus enmiendas posteriores o estándares éticos comparables. Como parte de un estudio mayor, el presente estudio fue aprobado por el Comité de Ética de la Universidad de Tarapacá (N°05/2021; https://osf.io/7nzb3), y por la Escuela de Psicología de la Universidad de Tarapacá.

3.5. Plan de análisis

Las variables categóricas se describieron a partir de la frecuencia y el porcentaje válido, mientras que las variables continuas se describieron a través de la media y la desviación estándar. Se utilizó la prueba de Levene para evaluar la homogeneidad de la varianza y se utilizó la prueba de Kolmogorov-Smirnov para evaluar la normalidad. Para realizar comparaciones de las variables continuas a partir de las variables sociodemográficas (categóricas) se utilizó la prueba U de Mann-Whitney. Adicionalmente, se analizaron la relación entre la AC y la SS a través del coeficiente rho de Spearman. Posteriormente, se realizó una regresión lineal múltiple en la que se incluyeron las variables predictoras de acuerdo con su relevancia teórica y peso de las relaciones, para detectar cuánto se predicen la variabilidad de la SS. Para el contraste de hipótesis nula se utilizó un nivel de error alfa de ,05 y el contraste consideró dos colas.

4. Resultados

En la Tabla 2 se presentan los puntajes de las escalas de AC y SS por género. En ambas escalas los promedios son mayores al promedio esperado, lo que indica que los participantes tienen buenos niveles de AC y SS. El puntaje global de ambas escalas no arrojó diferencias estadísticamente significativas entre hombres y mujeres (ps ≥ ,394). Sólo en la dimensión ‘Autoestima Tronco’, los hombres puntuaron estadísticamente más alto que las mujeres, aunque con una baja magnitud (U = 2,154; p = ,031; d = ,33).

Los puntajes de las escalas de AC y SS por adscripción religiosa de los establecimientos de educación se muestran en la Tabla 3. Como lo demuestran los datos, no se encontraron diferencias estadísticamente significativas entre establecimientos de educación religiosa y laica en los puntajes de AC y SS (ps ≥ ,05), mientras que la magnitud del efecto de las diferencias fue baja o muy baja.

La Tabla 4 muestra los puntajes de las escalas de AC y SS por creencia religiosa personal de los individuos. El puntaje global de ambas escalas no arrojó diferencias estadísticamente significativas entre creyentes y no creyentes (ps ≥ ,053). No obstante, sólo se encontraron diferencias estadísticamente significativas en la dimensión ‘Autoestima Cabeza’, en donde personas creyentes obtuvieron un puntaje más alto que las personas no creyentes, no obstante diferencias de una baja magnitud (U = 2,22; p = ,026; d = ,32).

Tabla 2

Autoestima Corporal y Satisfacción Sexual por Género

Nota: Ninguna de las variables se distribuyó normalmente, según los test de Kolmogorov-Smirnov (Ws ≤ ,238; ps ≤ ,001); M = Media; DE = Desviación estándar; U = Estadístico U de Mann-Whitney; p = valor de probabilidad; d = Estadístico d de Cohen; valores en negrita representan diferencias estadísticamente significativas.

Tabla 3

Autoestima Corporal y Satisfacción Sexual por Adscripción Religiosa de los Establecimientos Educacionales

Nota: Ninguna de las variables se distribuyó normalmente, según los test de Kolmogorov-Smirnov (Ws ≤ ,238; ps ≤ ,001); M = Media; DE = Desviación estándar; U = Estadístico U de Mann-Whitney; p = valor de probabilidad; d = Estadístico d de Cohen.

Tabla 4

Autoestima Corporal y Satisfacción Sexual por Creencias Religiosas Personales

Nota: Ninguna de las variables se distribuyó normalmente, según los test de Kolmogorov-Smirnov (Ws ≤ ,238; ps ≤ ,001); M = Media; DE = Desviación estándar; U = Estadístico U de Mann-Whitney; p = valor de probabilidad; d = Estadístico d de Cohen. Valores en negrita representan diferencias estadísticamente significativas.

Respecto a los análisis de asociación, la Tabla 5 presenta las correlaciones obtenidas mediante el coeficiente rho de Spearman entre las diferentes escalas de AC y SS para la muestra total. A modo general, ambos puntajes de las escalas tienen una alta correlación con sus dimensiones con similar magnitud (AC: r = ,59–,75; SS: r = ,53–,68), mientras que la magnitud de las correlaciones de los puntajes totales de las escalas (AC-SS: r = ,39) y entre sus dimensiones fueron bastante menores (AC-SS: r = ,16–,36).

En un segundo nivel, se analizaron las correlaciones separadas por subgrupos según género, religiosidad del centro educativo y creencia religiosa personal. Los coeficientes desglosados por género demuestran que las mujeres poseen una correlación más alta que los hombres en los puntajes totales de las escalas, incluyendo la correlación entre AC y SS (r_mujeres = ,43 vs. r_hombres = ,33). Adicionalmente, sólo las mujeres presentan correlaciones estadísticamente significativas entre las dimensiones de AC y las dimensiones de SS ‘Conexión de Pareja’ (CP) y ‘Rol de Pareja’ (RP; ver Tabla 6).

Tabla 5

Correlaciones entre Autoestima Corporal y Satisfacción Sexual de la Muestra Total

Nota: * = p < ,05; ** = p < ,01; *** = p < ,001.

Tabla 6

Correlaciones entre Autoestima Corporal y Satisfacción Sexual según Género

Nota: * = p < ,05; ** = p < ,01; las correlaciones de mujeres se muestran bajo la diagonal y las de hombres, arriba.

Por otro lado, las correlaciones por adscripción religiosa de los establecimientos educacionales no demuestran grandes diferencias en los patrones de correlaciones de los puntajes totales, o entre sus dimensiones, ni en su dirección o magnitud (ver Tabla 7).

Finalmente, las correlaciones separadas por creencias religiosas demuestran dos tendencias. Por un lado, los coeficientes entre las dimensiones de la escala de AC tienden a ser mayores en personas ‘no creyentes’ (r = ,62–,78); que en personas ‘creyentes’ (r = ,52–,75); mientras que, en las correlaciones entre las dimensiones de SS se da el patrón contrario (creyentes: r = ,57–,73; no creyentes: r = ,50–,63; ver Tabla 8).

El último análisis correspondió a una regresión lineal múltiple de las variables del estudio en un modelo predictivo de la SS para la muestra total (ver Tabla 9). El modelo fue significativo, F(4, 197) = 9,963, p < ,001, y explicó un 17% de la variabilidad de la SS, donde ninguna variable sociodemográfica predijo significativamente la SS, mientras que la AC total resultó ser el único predictor significativo (β = ,396; p < ,001).

Tabla 7

Correlaciones entre Autoestima Corporal y Satisfacción Sexual según Adscripción Religiosa de los Establecimientos Educacionales

Nota: * = p < ,05; ** = p < ,01; las correlaciones de los establecimientos religiosos se muestran bajo la diagonal y las de los laicos, arriba.

Tabla 8

Correlaciones entre Autoestima Corporal y Satisfacción Sexual según Creencias Religiosas Personales

Nota: * = p < ,05; ** = p < ,01; las correlaciones de los creyentes se muestran bajo la diagonal y las de los no creyentes, arriba.

Tabla 9

Regresión Múltiple del Modelo Predictivo de la Satisfacción Sexual

Nota: B = coeficiente de regresión; EE = Error estándar; β = coeficiente de regresión estandarizado; t = Estadístico t de Student; p = valor de probabilidad; R² = coeficiente de determinación. Valores en negrita representan resultados estadísticamente significativos.

5. Discusión

La satisfacción sexual (SS) es un componente crucial de la salud y bienestar sexual, influyendo significativamente en la calidad de vida de cada individuo. Otros fenómenos asociados como la autoestima corporal (AC) y factores sociodemográficos como el género, nivel de educación, la creencia religiosa, etc. han demostrado modular la SS, destacando la importancia de abordarlos en planes de educación sexual comprehensiva. Así, integrar una comprensión de cómo estos determinantes afectan la SS y AC puede fomentar un desarrollo sexual más íntegro y saludable, así como dar evidencia científica que pueda complementar la medición de la efectividad en futuros y mejorados planes de educación sexual (ES) comprehensiva. Por ende, el presente estudio indagó cómo la AC y factores sociodemográficos como el género, creencia religiosa, y la adscripción religiosa de los establecimientos de educación (i.e., religiosa o no) pueden modular o predecir la SS.

Los resultados mostraron que, en general, los participantes tenían buenos niveles de AC y SS, sin diferencias significativas de género en los puntajes globales, aunque los hombres obtuvieron un puntaje mayor que las mujeres en la dimensión de 'Autoestima Tronco'. Tampoco se encontraron diferencias significativas entre establecimientos religiosos y laicos en los puntajes de AC y SS. En cuanto a la religiosidad personal, se observó una diferencia significativa en la dimensión 'Autoestima Cabeza', donde las personas creyentes puntuaron más alto. Las correlaciones entre AC y SS fueron moderadamente altas, siendo más fuertes en las mujeres, especialmente en las dimensiones 'Conexión de Pareja' y 'Rol de Pareja', y los puntajes globales de las escalas de AC y SS. No hubo diferencias notables en las correlaciones por tipo de establecimiento educativo. Sin embargo, las personas no creyentes mostraron correlaciones más altas entre las dimensiones de AC, mientras que las personas creyentes mostraron correlaciones más altas entre las dimensiones de SS. Finalmente, el análisis de regresión lineal confirmó la asociación positiva y significativa de la AC con la SS.

Nuestros hallazgos confirman la existencia de una relación positiva y significativa entre la AC y la SS. Esta relación ha sido documentada previamente en la literatura, indicando que una percepción positiva del propio cuerpo está asociada con una mayor satisfacción en la vida sexual (p. ej., Benavides et al., 2015; Pujols et al., 2010). Sin embargo, una notable observación en nuestros resultados es que los hombres reportaron una mayor autoestima en la dimensión de 'Autoestima Tronco' en comparación con las mujeres. Esta diferencia puede ser explicada en parte por los estándares de belleza y las presiones sociales diferenciadas que existen para hombres y mujeres. A menudo, los hombres enfrentan menos presión social para mantener ciertos estándares de belleza corporal, lo que podría contribuir a una mayor autoestima corporal y, subsecuentemente, a una mayor satisfacción sexual (Cash & Pruzinsky, 2002). No obstante, esto también puede responder a cómo se suelen minimizar las influencias sobre los cuerpos masculinos y sus implicancias para su salud física y mental (Rosenmann & Kaplan, 2014). Por ejemplo, Hattie et al. (2022) encontraron que el atractivo sexual, la fuerza de la parte superior del cuerpo y la condición física (particularmente la mandíbula, las muñecas, la altura y la nariz) predecían la autoestima sexual en hombres, en donde las normas de género masculino y la ansiedad por la imagen corporal moderaban esta relación. Adicionalmente, las correlaciones entre AC y SS fueron moderadamente altas, siendo más fuertes en las mujeres, especialmente en las dimensiones 'Conexión de Pareja' y 'Rol de Pareja', y los puntajes globales de las escalas de AC y SS. Esto sugiere que, para las mujeres, la SS está más profundamente entrelazada con la calidad de la relación de pareja y el papel que desempeñan en ella. Estudios previos han señalado que las mujeres tienden a valorar más la intimidad emocional y la conexión relacional como componentes cruciales de su SS (Frederick et al., 2017). Por lo tanto, estas dimensiones de pareja son críticas para entender cómo la AC influye en la SS de las mujeres.

La religión emerge como un factor modulador significativo en la relación entre la AC y la SS. Nuestros resultados indicaron que los individuos creyentes mostraron una mayor autoestima en la dimensión 'Autoestima Cabeza', lo cual podría estar relacionado con una mayor aceptación y conformidad con los valores y normas promovidos por sus comunidades religiosas (Markey & Markey, 2009). Sin embargo, no encontramos diferencias significativas en los puntajes globales de AC y SS entre establecimientos educativos religiosos y laicos, sugiriendo que la influencia de la religión puede ser más personal e internalizada que institucional. Por otro lado, es importante destacar que las personas creyentes presentaron correlaciones más altas entre las dimensiones de SS, mientras que las personas no creyentes mostraron correlaciones más altas entre las dimensiones de AC. Esto puede indicar que la religión podría proporcionar un marco valorativo y normativo que influye en cómo se experimenta y valora la SS. La educación formal en establecimientos religiosos, particularmente en instituciones católicas, tiende a enfatizar una visión más conservadora de la sexualidad, que podría impactar en la forma en que se relaciona la AC con la SS (Abbott & Dalla, 2008). Este hallazgo resalta la importancia de considerar la dimensión religiosa y cultural al estudiar la sexualidad y la AC.

Esto cobra aún más importancia cuando se toma en cuenta particularmente la religión no sólo de los educandos, sino también de los padres, en donde estudios demuestran que padres con altos niveles de religiosidad le dan menor importancia a la educación sexual de sus hijos (Hurst et al., 2023). Moral de la Rubia (2010) señala que la religión influye en los significados y actitudes frente a la sexualidad, siendo la relación más definida con las actitudes y más tenue con los significados. Así, las personas con adscripción religiosa más devota valoran más la virginidad, condenan la pornografía y aceptan menos la masturbación. A su vez, Zelada (2020) explica que a pesar de que los adolescentes tienen una visión distinta de la sexualidad en comparación con épocas anteriores, los valores y creencias impuestas por la familia, sociedad y/o religión no les permite que reciban una ES integral. Por ello, y si bien un avance a una política de ES integral no implica una discordancia con valores religiosos, el énfasis va en empoderar decisiones informadas en base al mejor conocimiento científico disponible, dándole espacio a los educandos para integrar su religiosidad con su conocimiento, de así desearlo.

5.1. Alcances para la Educación Sexual Integral

Los resultados de este estudio tienen implicaciones significativas para la educación sexual integral. En primer lugar, subrayan el beneficio en expandir la actual ES hacia otros tópicos de salud sexual física, mental y relacional, así como demostrar que esta relación positiva entre aspectos de salud física y mental pueden ser medidos a través de su relación con la SS, convirtiéndose éste en un marcador confiable de efectividad en un programa de ES integral. Promover una imagen corporal positiva puede no solo mejorar la SS, sino también el bienestar general de los individuos (Tylka & Hill, 2004). Los resultados, a su vez, también resaltan contemplar un enfoque de género que reconozca las diferentes formas en que hombres y mujeres (y probablemente también, personas de género diverso) experimentan y valoran su cuerpo y sexualidad, así como posiblemente otros tópicos también se beneficien respecto a la realidad de personas de género diverso (Holt et al., 2022). Asimismo, nuestros hallazgos sugieren que la ES integral debe ser inclusiva y considerar la diversidad religiosa y cultural de los estudiantes. Las instituciones educativas deben proporcionar un espacio seguro donde se puedan explorar y respetar diferentes valores y creencias sobre la sexualidad, permitiendo a los estudiantes integrar su AC y SS de manera saludable (Goldfarb & Lieberman, 2021; Kantor et al., 2021). De esta forma, se pueden desarrollar programas que no solo informen, sino que también empoderen a los jóvenes para tener relaciones más saludables y satisfactorias.

Actualmente en Chile, la ley sobre ES obliga a los establecimientos a cubrir sólo materias de fertilidad y a aspectos de salud pública relacionadas con el sexo (p. ej., infecciones de transmisión sexual, embarazo no deseado, comportamientos de riesgo, etc.), aunque dándole la libertad a los establecimientos de poder elaborar sus propios programas u ofrecer una de las siete alternativas de cursos de ES con un limitado alcance “comprehensivo” (APROFA, 2018). Un 62% de los establecimientos encuestados en la ciudad de Santiago declaró realizar esta práctica (González & Riquelme, 2018), mientras que el 90% de los establecimientos encuestados por Castro-Sandoval et al. (2019) en la ciudad de Concepción declararon incorporar los contenidos curriculares mínimos obligatorios, aunque un 80% incorporó iniciativas propias, y el 84% recibió asesoría externa. Lamentablemente, ninguno de estos estudios realizó análisis de diferencias por tipo de establecimiento. Por otro lado, la alternativa privada tiene un alto costo. Por ejemplo, el programa “Teen Star” tiene un costo de CLP $220.000[3] por formación de monitor (Teen Star, 2022.), o la propuesta del Centro de Educación Sexual Integral (CESI) tiene un valor de CLP $6.125.000[4] (CESI, 2021). Es importante señalar, que en los últimos años han surgido algunas alternativas gratuitas como el Curso de Educación Sexual Online de Auto-Aprendizaje (CESOLAA), de la Universidad de Chile. No obstante, no existen indicadores fehacientes de evaluación directa del impacto de la calidad de la ES recibida por ninguno de estos programas (los autores recomiendan el índice propuesto por Keogh et al. (2020) para estos fines a las futuras investigaciones y programas de ES). Así, el panorama chileno, muy similar al latinoamericano en general (APROFA, 2018), presenta simultáneos desafíos entre su legislación y cultura que hasta hoy han limitado el avance de políticas hacia planes de ES integral, a pesar de que estos planes ya cuentan con más de 35 años de evidencia consistente a su favor (Goldfarb & Lieberman, 2021; Kantor et al., 2021), considerando que incluso la ES integral necesita ampliarse a nuevas problemáticas del sexo (Bőthe et al., 2024). En consecuencia, los hallazgos del presente estudio, junto a la literatura internacional, ayudan a demostrar no sólo la importancia de ampliar el alcance de la ES a nivel individual, sino también a nivel de política estatal, demostrando que la SS puede ser considerada en la nueva iniciativa del Gobierno del presidente Gabriel Boric (Cámara de Diputados y Diputadas, 2023) tanto como un objetivo, así como un marcador de la efectividad de los futuros planes de ES integral.

5.2. Limitaciones

Existen limitaciones de este estudio para tener en cuenta. En primer lugar, su alcance descriptivo y correlacional con una muestra no aleatoria, afecta principalmente la generalización de los resultados. En segundo lugar, los indicadores de ajuste de los instrumentos de SS y AC no son óptimos, por lo que la estructura interna de estos constructos debe ser estudiada con más profundidad. Asimismo, se debe considerar la distribución no normal de los puntajes de la muestra en los puntajes de las variables analizadas. En conjunto, estos aspectos señalados limitan la replicabilidad de los datos, requiriendo más estudios en el futuro. No obstante, la relevancia de la temática y la escasa literatura nacional al respecto realza el impacto de los hallazgos sobre la relación entre la AC, la SS y las variables sociodemográficas exploradas, y espera complementar los hallazgos de futuros estudios en la temática.

6. Conclusión

En resumen, nuestros hallazgos confirman la relación positiva entre la autoestima corporal (AC) y la satisfacción sexual (SS), resaltando la influencia moduladora de factores sociodemográficos como el género y la religiosidad. Las diferencias observadas en AC entre hombres y mujeres, y la relación más fuerte entre AC y SS en mujeres en dimensiones como 'Conexión de Pareja' y 'Rol de Pareja', subrayan la importancia de un enfoque de género en su incorporación a planes de educación sexual integral. La influencia de la religión en la SS y AC, particularmente en el contexto educativo, sugiere que los programas de educación sexual deben ser inclusivos y respetuosos de la diversidad cultural y religiosa. Estos resultados aportan evidencia valiosa para el desarrollo de programas de educación sexual más comprensivos y efectivos, que promuevan el bienestar sexual de los jóvenes, considerando sus diversas realidades y necesidades.

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Statements

Author Contributions: Conceptualization: G. R. Q., N. T., C. Á., K. A.; Data curation: N. T., C. Á., K. A.; Formal Analysis: G. R. Q.; Funding acquisition: G. R. Q.; Investigation: G. R. Q., N. T., C. Á., K. A.; Project administration: G. R. Q.; Supervision: G. R. Q.; Visualization: G. R. Q.; Writing – original draft: G. R. Q., N. T., C. Á., K. A.; Writing – review & editing: G. R. Q. All authors have read and agreed to the published version of the manuscript.

Funding: This study received no external funding.

Acknowledgements: The authors extend their sincere gratitude to Dr. Mauricio I. González Arias for his invaluable assistance in executing and preparing this study.

Conflicts of Interest: The authors declare no conflict of interest.

Ethics Committee Review Statement: The study was conducted in accordance with the Declaration of Helsinki and approved by the Ethics Committee of the Universidad de Tarapacá (approval record: No. 05/2021; backups: https://osf.io/7nzb3), and the Psychology School of the Universidad de La Serena.

Informed Consent Statement: Informed consent was obtained from all subjects involved in the study in accordance with the ethic evaluation of the main research project (Chilean Sex and Sexuality Study; CSSS), upholding the Declaration of Helsinki.”

Data Availability Statement: Data from this study will be available on the open science page associated with the larger project once all the research group's initiatives are published, at the following link: https://osf.io/7yve8/

Appendices

Appendix A

Basic Knowledge of Sexuality Questionnaire