Home Evaluación de la Educación Física en la educación primaria

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Anexo III
Detracción de los efectos de las variables antropométricas sobre el rendimiento en educación física

1. Planteamiento del problema

Uno de los objetivos de los estudios de evaluación global del sistema educativo es analizar qué variables afectan de modo significativo al aprendizaje de los alumnos y, especialmente, las características de los centros y de los profesores que resultan ser efectivos en la enseñanza. Para ello, es necesario estimar cuál es el efecto de dichas variables y la aportación que realizan los centros y los profesores sin tener en cuenta otros factores externos al sistema escolar que influyen sobre los resultados educativos, bien tengan estos su origen en el entorno social, económico y cultural de los alumnos o bien constituyan carácterísticas intrínsecas de los alumnos.

A diferencia del caso del rendimiento en las materias académicas donde la influencia de algunas variables intrínsecas al alumno, como la inteligencia, no es tan notoria a primera vista, a pesar de la evidencia científica que existe al respecto, el rendimiento en las pruebas de condición física se ve claramente influido por la constitución física y, de modo asociado, por el sexo del alumno.

En el caso de las pruebas de rendimiento, el sexo y las características antropométricas de los alumnos tienen una relación estadísticamente significativa con los resultados obtenidos. La Tabla 1 presenta las correlaciones entre el sexo, el peso, la estatura y la grasa corporal con la puntuación original. Esta clara relación entre las variables antropométricas, que corresponden a variables intrínsecas de los alumnos, y el rendimiento pone de manifiesto la necesidad de detraer de las puntuaciones originales en las pruebas de rendimiento la influencia del sexo y de las características antropométricas de los alumnos, como paso previo al estudio de la relación entre las características de los centros y de los profesores y el rendimiento y al estudio de su eficacia.


2. Procedimiento

Para llevar a cabo la detracción de los efectos de las variables antropométricas sobre el rendimiento se utilizó un procedimiento, basado en el análisis de regresión lineal múltiple, en el que se construye una ecuación de regresión lineal tomando como variable dependiente la puntuación original en la prueba y como variables predictoras el sexo, el peso, la estatura y la grasa corporal, calculándose una puntuación residual (R) en un solo paso. Se consideraron dos criterios para la comprobación de la eficacia del procedimiento de detracción:

  1. La relación entre cada una de las variables a detraer (sexo, peso, estatura y grasas) y la puntuación residual obtenida, que deberá ser estadísticamente nula si la detracción del efecto de estas variables ha sido efectiva.
  2. Las correlaciones múltiples al cuadrado de las variables a detraer, consideradas conjuntamente, con la puntuación residual, que deberán ser sensiblemente menores que las obtenidas entre las variables a detraer y la puntuación original en resistencia, y próximas a cero.

Por otro lado, se comprobó el cumplimiento del requisito del análisis de covarianza de que las pendientes de las ecuaciones de regresión para cada uno de los sexos no sean significativamente diferentes.

Tabla 1. Relación entre el sexo y las medidas antropométricas y las puntuaciones originales y residuales (R) en las ocho medidas de rendimiento físico

  Correlaciones con las puntuaciones originales Correlaciones con las puntuaciones residuales (R)
Sexo Peso Estatura Grasas Sexo Peso Estatura Grasas
Golpeo de placas r
p
.0052
(.751)
.0035
(.830)
* -.0528
(.001)
* .0924
(.000)
.0006
(.972)
-.0136
(.419)
-.0044
(.793)
-.0034
(.841)
Carrera de tacos r
p
* .2876
(.000)
* .1888
(.000)
.0235
(.156)
* .3426
(.000)
.0016
(.924)
-.0124
(.464)
-.0014
(.934)
-.0009
(.956)
Dinamómetro r
p
* .2258
(.000)
* .3427
(.000)
* .3859
(.000)
.0192
(.267)
.0091
(.600)
.0277
(.113)
.0070
(.690)
-.0018
(.920)
Eslalon con bote r
p
* .4182
(.000)
* .0763
(.000)
-.0062
(.710)
* .1692
(.000)
.0018
(.915)
-.0035
(.836)
-.0059
(.729)
-.0016
(.926)
Recogida de objeto r
p
* .2299
(.000)
-.0300
(.092)
.0323
(.069)
* -.0681
(.000)
.0015
(.933)
-.0013
(.945)
.0079
(.661)
-.0037
(.839)
Flexión de tronco r
p
* .1788
(.000)
* -.2912
(.000)
.0287
(.084)
* -.3581
(.000)
.0099
(.558)
.0107
(.527)
.0171
(.311)
-.0034
(.841)
Recogida de vara r
p
* .1637
(.000)
.0274
(.097)
* .0844
(.000)
* .0573
(.001)
.0050
(.768)
-.0155
(.357)
-.0034
(.839)
.0012
(.942)
Resistencia r
p
* .3290
(.000)
* -.2985
(.000)
* -.0988
(.000)
* -.4177
(.000)
.0069
(.689)
.0171
(.321)
.0060
(.727)
.0011
(.951)
* indica una p<.001


3. Resultados

Para la comprobación del requisito del análisis de covarianza de la igualdad de pendientes para los grupos de alumnos y alumnas, se utilizó un procedimiento basado en ecuaciones lineales estructurales, LISREL, (Jöreskog y Sörbom, 1993; Hayduk, 1987).

La Tabla 2 presenta las medidas de bondad de ajuste del modelo de una ecuación con constantes desiguales y varianza error igual, de su equivalente con un modelo de dos ecuaciones y la diferencia de chi2 entre las medidas de ajuste de dichos modelos. Los resultados muestran que el modelo de una ecuación se ajusta adecuadamente en todos los casos, excepto en la prueba de dinamómetro, para la que ambos modelos presentan un ajuste deficiente. También muestra la tabla cómo, aunque el modelo de dos ecuaciones presenta un mejor ajuste en todos los casos, la diferencia entre modelos no resulta significativa en ninguno de los casos, lo que implica que, de modo general, no puede rechazarse la hipótesis de que las pendientes para los dos grupos de alumnos y alumnas sean iguales, cumpliéndose así el requisito de igualdad de pendientes de las ecuaciones de regresión.

Tabla 2. Medidas de bondad de ajuste del modelo de una ecuación con constantes desiguales y varianza error igual, de su equivalente con un modelo de dos ecuaciones y la diferencia de chi2 entre las medidas de ajuste de dichos modelos, para las ocho medidas de rendimiento físico

  Una ecuación Dos ecuaciones Diferencia
chi2 (g.l.=4) p chi2 (g.l.=1) p chi2 (g.l.=3) p
Golpeo de placas 1.59  0.81 0.03  0.85 1.56  0.90
Carrera de tacos 11.92  0.02 1.13  0.29 10.79  0.25
Dinamómetro 24.35  0.00 8.79  0.00 15.56  0.01
Eslalon con bote 6.53  0.16 0.02  0.90 6.51  0.10
Recogida de objeto 1.75  0.78 0.00  0.96 1.75  0.75
Flexión de tronco 3.69  0.45 0.01  0.93 3.69  0.50
Recogida de vara 2.24  0.69 0.00  1.00 2.24  0.75
Resistencia 5.70  0.22 0.07  0.42 5.64  0.25

En relación con el primer criterio, la Tabla 1 presenta, asimismo, los valores de las correlaciones entre el sexo, el peso, la estatura y la grasa corporal con la puntuació residual obtenida mediante el procedimiento de detracción explicado. Se observa en esta tabla que los efectos de estas variables, que son significativos en todos los casos si se considera la puntuación original, dejan de ser significativos en todos los casos si se considera la puntación residual (R).

En cuanto al segundo criterio, la Tabla 3 presenta las correlaciones múltiples al cuadrado (R2) de las ecuaciones de regresión de las variables sexo, peso, estatura y grasa corporal sobre las puntuaciones originales y sobre las puntuaciones residuales consideradas como variables dependientes.

Tabla 3. Correlaciones múltiples al cuadrado (R2) de las ecuaciones de regresión de las variables sexo, peso, estatura y grasa corporal sobre las puntuaciones originales y sobre las puntuaciones residuales (R) en las ocho medidas de rendimiento físico

  R2 con las puntuaciones
originales
R2 con las puntuaciones
residuales (R)
Golpeo de placas 0.0152 0.0004
Carrera de tacos 0.1848 0.0005
Dinamómetro 0.2571 0.0024
Eslalon con bote 0.1938 0.0000
Recogida de objeto 0.0590 0.0001
Flexión de tronco 0.2110 0.0005
Recogida de vara 0.0408 0.0008
Resistencia 0.2596 0.0008


4. Discusión y conclusiones

El procedimiento que se ha sometido a examen en este trabajo ha demostrado ser efectivo en lo referente a la efectividad en la detracción de los efectos del sexo y las variables antropométricas de las puntuaciones originales obtenidas en las pruebas, como lo demuestran, en primer lugar, el hecho de que las correlaciones del sexo y las variables antropométricas pasen de ser altamente significativas, cuando se consideran las puntuaciones originales, a no serlo en ningún caso cuando se consideran las puntuaciones residuales (R) y, en segundo lugar, el hecho de que, si en lugar de considerar por separado las correlaciones del sexo y cada una de las medidas antropométricas con la puntuación residual (R) se consideran conjuntamente en una ecuación de regresión como variables predictoras, se encuentran correlaciones múltiples muy inferiores a las existentes con las variables originales, lo que también indica una detracción efectiva del procedimiento (es decir, una nula influencia del sexo y las variables antropométricas sobre las puntuaciones residuales). Asimismo, los pesos en la ecuación de regresión de las variables antropométricas y el sexo pasan de ser significativos a no serlo cuando se consideran como variables dependientes las puntuaciones residuales en resistencia.



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