Cejudo, A.; Sainz de Baranda, P.; Ayala, F. y
Santonja, F. (2014). Fiabilidad absoluta de dos pruebas clínicas
para la estimación de la flexibilidad del trícpes
sural / Absolute reliability
of TWO clinical tests for assessing tricpes surae flexibility.
Revista Internacional de Medicina y Ciencias de la Actividad Física y el
Deporte vol. 14 (54) pp. 291-305. Http://cdeporte.rediris.es/revista/revista54/artfiabilidad465.htm
ORIGINAL
FIABILIDAD ABSOLUTA DE Dos PRUEBAS
clínicas para la estimación de la flexibilidad del trícEps sural
Absolute reliability of TWO clinical tests for assessing tricpes surae
flexibility
Cejudo, A.1; Sainz de Baranda, P.2; Ayala, F.3
y Santonja, F.4
1 Doctorando en Ciencias de la Actividad Física y del Deporte. Facultad de Medicina.
Universidad de Murcia (España). acpcejudo@gmail.com
2 Doctora en
Ciencias de la Actividad Física y el Deporte. Facultad de Ciencias de la
Actividad Física y del Deporte. Universidad de Murcia (España).
psainzdebaranda@gmail.com
3 Doctor en Ciencias de
la Actividad Física y del Deporte. Centro de Investigación del Deporte.
Universidad Miguel Hernández de Elche. (España). ISEN formación universitaria,
centro adscrito a la Universidad de Murcia (España). fayala@umh.es
4 Doctor en Medicina y Cirugía. Facultad de Medicina. Universidad de Murcia.
Servicio de Traumatología. Hospital Universitario. V. de la Arrixaca. Murcia
(España). fernando@santonjatrauma.es
Código
UNESCO / UNESCO Code:
5899 Educación Física y Deporte / Physical Education and Sports
Clasificación Consejo de Europa /
Council of Europe Classification: 11. Medicina del Deporte /
Sports Medicine
Recibido 24 de noviembre de 2011 Received November 24, 2011
Aceptado 31 de octubre de 2013 Accepted October 31,
2013
Resumen
El objetivo de este
estudio fue examinar la
fiabilidad absoluta de las pruebas de estimación de la flexibilidad de la
musculatura del tríceps sural ROM-sóleo y ROM-gemelo a través de
un diseño de medidas repetidas. 40 jugadores profesionales de futbol sala
completaron 3 sesiones de evaluación del ROM articular de la dorsi-flexión del
tobillo con rodilla flexionada (ROM-sóleo) y extendida (ROM-gemelo) con un
intervalo de 2 semanas entre sesiones consecutivas. La fiabilidad absoluta fue
examinada mediante el cálculo de los estadísticos cambio en la media (CM) entre
sesiones de valoración, porcentaje del error típico (CVET) e índice
de correlación intraclase (ICC). Los resultados del actual estudio demuestran
que las pruebas ROM-sóleo y ROM-gemelo presentan una elevada fiabilidad
absoluta (CM < 2%; CVET < 6.5%; ICC > 0.8).
Palabras clave:
Coeficiente de variación,
reproducibilidad, error de la medida, rango de movimiento, variabilidad.
Abstract
The
purpose of this study was to examine the absolute reliability of both
ROM-soleus and ROM-gastrocnemic tests for estimating triceps surae flexibility
throughout a repeated measures design. 40 professional futsal players completed
3 measurement sessions of dorsi-flexion ankle ROM with knee flexed (ROM-soleus)
and extended (ROM-gastrocnemic) with a 2-weeks rest interval between
consecutive sessions. The absolute reliability was measured through the
statistics change in the mean between measures (CM), typical percentage error
(CVET) and intraclass correlation coefficients (ICC). The results of
the current study showed that both ROM-soleus and ROM-gastrocnemic present high
absolute reliability scores (CM < 2%; CVET < 6.5%; ICC >
0.8).
Key words: coefficient
of variation, reproducibility, measurement error, range of motion, variability.
1.
Introducción
La valoración de la
flexibilidad de la musculatura del tríceps sural (gemelo y sóleo) es una
práctica habitual en el ámbito de la salud físico-deportiva. La razón fundamental reside en que
reducidos valores de flexibilidad del tríceps sural han sido relacionados con
un incremento de la probabilidad de sufrir lesiones por sobreuso de la
extremidad inferior, tales como: fascitis plantar, tendinopatía del tendón de
Aquiles, síndrome de estrés medial de la tibia, síndrome de la banda iliotibial
y síndrome de dolor femoropatelar (Alter, 2004; Johanson, Baer,
Hovermale y Phouthavong, 2008; Radford, Burns, Buchbinder, Landorf y Cook,
2006; Zito, Driver, Parker y Bohannon, 1997).
La
valoración eficaz del estado de una musculatura requiere de la selección de
pruebas diagnósticas que posean un elevado grado de fiabilidad y validez, así
como un reducido gasto humano y material. Las pruebas de estimación de la flexibilidad del tríceps sural
que valoran el rango de movimiento (ROM) articular en
grados de la dorsi-flexión del tobillo con rodilla flexionada (ROM-sóleo) y
extendida (ROM-gemelo) en posición de bipedestación son probablemente las herramientas de
estimación de la flexibilidad del tríceps sural más utilizadas en el ámbito
científico y físico-deportivo (American
Academic of Orthopedic Association, 1965; Ekstrand, Wiktorsson, Oberg y
Gillquist, 1982, Sady, Wortman y Blanke, 1982; Möller, Öberg y Gillquist,
1985), debido
principalmente a su facilidad de uso y al escaso material necesario para su
desarrollo, y en menor medida a la evidencia científica existente con respecto
a su grado de validez y de fiabilidad.
La evaluación de la fiabilidad absoluta (definida como la estabilidad de la
medida a lo largo del tiempo) de las pruebas de estimación de la flexibilidad
del tríceps sural (ROM-sóleo y ROM gemelo) debe ser determinada antes de que
puedan ser utilizadas legítimamente en el ámbito científico y clínico (Ayala y
Sainz de Baranda, 2011). En este sentido, el conocimiento de la fiabilidad
absoluta de las pruebas ROM-sóleo y ROM-gemelo es una información muy
importante para clínicos y especialistas del ámbito físico-deportivo, ya que
puede ser empleada para determinar su sensibilidad y estimar la magnitud
necesaria en la variación de sus niveles iníciales, lo que podría ser
considerado como un “cambio real” más allá del error de la medida (debido a
variación técnica y biológica). A nivel práctico, el análisis de la fiabilidad
absoluta permite valorar la “eficacia real” de programas de intervención sobre
los valores iniciales de flexibilidad del tríceps sural de pacientes y
deportistas; así como una mejor interpretación de los resultados obtenidos en
estudios previos donde se emplean dichas pruebas exploratorias. Igualmente,
otro uso importante de la fiabilidad absoluta es la posibilidad de comparación
entre diferentes pruebas diagnosticas, e incluso clínicos e investigadores
pueden emplear esta información para determinar el tamaño muestral de sus
estudios (Atkinson y Nevill, 1998; Hopkins, 2000; Hopkins, Marshall, Batterham y
Hanin, 2009).
Sin embargo,
a pesar del extensivo uso que en la actualidad se está haciendo de las pruebas
ROM-sóleo y ROM-gemelo como herramientas de estimación de la flexibilidad del
tríceps sural, sorprendentemente no se han encontrado (desde el conocimiento de
los autores) estudios científicos que hayan determinado la fiabilidad absoluta
de las mismas. Por ello, parece clara la necesidad de estudios científicos que
aborden el análisis de la fiabilidad absoluta de dichas pruebas de estimación
de la flexibilidad del tríceps sural.
Así,
el objetivo principal de este estudio fue examinar la fiabilidad absoluta
inter-sesión de las pruebas de estimación de la flexibilidad de la musculatura
del tríceps sural ROM-sóleo y ROM-gemelo en jugadores/as profesionales de
fútbol sala.
2.
Método
2.1. Muestra
Un total de 40 jugadores (20 hombres y 20 mujeres) profesionales de
fútbol sala (4-7 sesiones de entrenamiento semanal con una duración mínima de
1.5 horas por sesión) completaron este estudio (tabla 1).
|
Tabla 1: Estadística descriptiva de las variables
edad, peso, estatura e índice de masa corporal (IMC) de los participantes. |
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|
Media
± SD |
Hombre (n=20) |
Mujer (n=20) |
|
Edad (años) |
20.1±2.8 |
22.4±5.3 |
|
Peso (kg) |
73.3±7.7 |
59.4±7.5 |
|
Talla (cm) |
173±6.1 |
166.2±4.9 |
|
IMC (kg/cm2) |
24.5±2.5 |
21.4±2.1 |
|
Kg: kilogramos; cm: centímetros |
||
Todos los participantes eran jugadores de alto nivel de fútbol sala
con más de 8 años de práctica deportiva y competían en la División de Honor
(mujeres) y División de Plata (hombres) de la Liga Nacional de Futbol Sala
(LNFS) de España. El estudio fue llevado a cabo durante la fase competitiva del
año deportivo 2010/2011.
Como criterios de
exclusión se establecieron: (a) presentar alteraciones músculo-esqueléticas,
tales como desgarros de la musculatura del tríceps sural y tendón de Aquiles en
los últimos 6 meses previos al presente procedimiento exploratorio; (b)
presentar dolor muscular de aparición tardía (agujetas) durante cualquiera de
los tres momentos de evaluación; y (c) no asistir a una o más sesiones de
valoración durante todo el proceso de recogida de datos.
Todos los criterios de inclusión y exclusión fueron
evaluados por dos investigadores con dilatada experiencia en el ámbito
científico y clínico empleando para este fin un cuestionario de evaluación
médica y físico-deportiva. Todos los participantes fueron verbalmente
informados de la metodología a utilizar, así como de los propósitos y posibles
riesgos del estudio, y un consentimiento informado fue firmado por cada uno de
ellos. El presente estudio fue aprobado por el Comité Ético y Científico de la
Universidad de Murcia (España).
2.2. Procedimiento
El estudio de la fiabilidad absoluta de las pruebas de valoración del
ROM articular de la dorsi-flexión del tobillo con rodilla flexionada
(ROM-sóleo) y extendida (ROM-gemelo) fue llevado a cabo a través de un diseño
de medidas repetidas y de acuerdo con las recomendaciones establecidas por
Hopkins et al. (2009).
Así, una semana antes del comienzo de la fase experimental, todos los
participantes fueron sometidos a una sesión de familiarización con el propósito
de conocer la correcta ejecución técnica de las pruebas exploratorias mediante
la realización práctica de cada una de ellas. Igualmente, otro propósito de
esta sesión fue la reducción del posible sesgo de aprendizaje sobre los
resultados obtenidos en las diferentes valoraciones. Tras la sesión de
familiarización, cada participante fue examinado un total de 3 ocasiones, con
un intervalo de tiempo de 2 semanas entre sesiones consecutivas.
Cada una de las sesiones de valoración fue llevada a cabo por los
mismos dos experimentados clínicos (uno controlaba la correcta posición del
participante durante todo el proceso exploratorio [estabilización de segmentos
corporales] y el otro conducía el test) bajo las mismas condiciones ambientales
y franja horaria para tratar de minimizar la posible influencia de la
variabilidad inter-examinador y ritmos circadianos sobre los resultados
(Atkinson y Nevill, 1998). Los clínicos fueron ciegos en cuanto a los objetivos
del estudio y a los resultados obtenidos en las sesiones exploratorias previas.
Además, los participantes fueron instados a realizar cada una de las sesiones
de valoración en los mismos días y franja horaria que normalmente realizaban
sus sesiones de entrenamiento para minimizar la variabilidad intra-sujeto
(Hopkins, 2000).
Previamente a cada sesión de valoración, todos los participantes
realizaron 5 minutos de calentamiento aeróbico (carrera ligera) unido a una
serie de ejercicios de estiramientos estandarizados (Gabbe, Bennell, Wajswelner y
Finch 2004), enfatizando la actividad de los músculos
gemelo y sóleo, bajo la estricta supervisión de los examinadores. En este
sentido, dos ejercicios de estiramiento fueron seleccionados, imitando cada uno
de ellos la posición adoptada en las dos pruebas de valoración seleccionadas.
Estudios previos sugieren que las modificaciones que el estiramiento provoca
sobre las propiedades viscoelásticas de la musculatura permanecen estables
durante al menos 20 minutos tras la aplicación de volúmenes de estiramiento de
120-150 segundos (Ford y McChesney, 2007; Power, Behm, Cahill, Carroll y Young,
2004). Por ello, para asegurar la estabilidad en las propiedades de la
musculatura durante todo el proceso de valoración, la secuencia de ejercicios de
estiramiento presentó un volumen total de 180 segundos (6 series de 30 segundos
por ejercicio y pierna).
El calentamiento aeróbico y la secuencia estandarizada de
estiramientos fue llevada a cabo porque: (a) todas las pruebas de valoración
someten a la musculatura del gemelo y sóleo a fuerzas tensionales máximas; y
(b) para tratar de minimizar la variabilidad y error estándar de la medida
mediante la reducción del efecto que el estiramiento y la diferente temperatura
muscular poseen sobre las propiedades viscoelásticas del tejido blando (Dixon y
Keating, 2000).
Una vez finalizados el calentamiento y los estiramientos, los
participantes fueron instados a realizar dos intentos máximos para cada una de
las pruebas de valoración y segmento corporal (izquierdo y derecho) de forma
aleatoria con el propósito de eliminar el sesgo que una secuencia específica
podría presentar sobre los resultados obtenidos. El valor medio de cada par de
intentos para cada prueba de valoración fue seleccionado para el posterior análisis
estadístico (Ayala y Sainz de Baranda, 2011; Khan et al., 2000; Gabbe et al.,
2004). La aleatorización
en la realización de las pruebas de valoración se llevo a cabo a través de la
extracción ciega por parte de cada participante de una carta de una baraja
española, de tal forma que la primera prueba a realizar estuvo determinada por
el número de la carta seleccionada, equivaliendo los números pares a la prueba
ROM-sóleo y los impares a la prueba ROM-gemelo.
Cada participante fue examinado con ropa deportiva y sin calzado
(Castro-Piñero, Chillon, Ortega, Montesinos, Sjostróm y Ruiz, 2009). Se
permitió un periodo de descanso de 2-3 minutos entre las pruebas de valoración
(Ayala y Sainz de Baranda, 2011) con un descanso de aproximadamente 30 segundos
entre cada uno de los dos intentos para cada prueba.
2.3. Pruebas
de valoración
Las pruebas de valoración ROM-sóleo y ROM-gemelo fueron llevadas a
cabo siguiendo las directrices metodológicas establecidas por la American Academic of Orthopedic Association (1965)
y el American College of Sports Medicine (2001). Se utilizó para ambas pruebas
exploratorias un inclinómetro ISOMED
Unilevel con varilla telescópica extensible. Previo a cada sesión de valoración, el inclinómetro fue calibrado a 0º
con la vertical.
Las tablas 2 y 3 presentan la descripción y
representación gráfica de las pruebas ROM-sóleo y ROM-gemelo respectivamente.
|
Tabla 2: Pruebas de valoración del ROM articular de
la dorsi-flexión del tobillo con rodilla flexionada (ROM-sóleo). |
||
|
Posición Inicial |
El sujeto en bipedestación con los
pies paralelos y separados a la anchura de caderas. Se colocó la pierna
explorada sobre un cajón para mantener una flexión de rodilla entre 90º-120º.
El inclinómetro se colocó en la cabeza del peroné y la extensión del inclinómetro
“varilla o rama” se colocó en la bisectriz de la pierna. |
|
|
Estabilización (explorador auxiliar) |
El explorador auxiliar se aseguraba
de que se evitase el movimiento de rotación de la cadera y del tobillo,
además de controlar que el talón no perdiese contacto con el suelo |
|
|
Movimiento (explorador principal) |
El sujeto realizó un movimiento de
dorsi-flexión del tobillo realizando una inclinación hacia delante de la
rodilla de manera lenta y progresiva manteniendo el talón en contacto con el
cajón |
|
|
Posición final |
Establecida
a través de la máxima sensación de estiramiento tolerable por el sujeto y/o
detección por parte del explorador auxiliar del inicio de algún movimiento de
compensación que incremente el ROM o produzca dolor. |
|
|
Representación gráfica |
||
|
|
|
|
|
Posición Inicial |
Posición Final |
|
|
Tabla 3: Pruebas de valoración del ROM articular de
la dorsi-flexión del tobillo con rodilla extendida (ROM-gemelo). |
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Posición Inicial |
El sujeto en bipedestación con los pies
paralelos y separados a la anchura de caderas frente a la pared. El
inclinómetro se colocó en el epicóndilo lateral del fémur y la extensión del
inclinómetro “varilla o rama” se colocó en la bisectriz de la pierna. |
|
|
Estabilización (explorador auxiliar) |
El explorador auxiliar se aseguraba de
que la rodilla se mantenía extendida, la cadera y el tobillo en posición
anatómica y el talón en contacto con el suelo. |
|
|
Movimiento (explorador principal) |
El sujeto realizó un paso hacia
delante apoyando las manos sobre la pared, seguidamente se realizó una
dorsi-flexión del tobillo de manera lenta y progresiva “aproximando” el
glúteo hacia la pared. |
|
|
Posición final |
Establecida
a través de la máxima sensación de estiramiento tolerable por el
sujeto y/o detección por parte del explorador auxiliar del inicio de algún
movimiento de compensación que incremente el ROM o produzca dolor. |
|
|
Representación gráfica |
||
|
|
|
|
|
Posición Inicial |
Posición Final |
|
2.4. Análisis
estadístico
Previo a todo análisis estadístico, la distribución normal de los
datos fue comprobada a través de la prueba Kolomogorov-Smirnov. Se
realizó un análisis descriptivo de cada una de las variables cuantitativas, que
incluía la media y su correspondiente desviación típica. Además, una prueba t
de Student fue empleada para determinar la existencia de diferencias
significativas entre los valores de la pruebas de la extremidad inferior
derecha e izquierda.
La fiabilidad absoluta de cada una de las pruebas de valoración
(ROM-sóleo y ROM-gemelo) fue determinada a través del cálculo de los
estadísticos cambio en la media entre sesiones de valoración expresado en
términos porcentuales (CM), porcentaje del error típico (expresado como
coeficiente de variación [CVET]) y a través del índice de
correlación intraclase (ICC) empleando el método previamente descrito por
Hopkins (2000) y Hopkins et al. (2009). Así, la fiabilidad absoluta fue
calculada empleando el valor medio de los valores de fiabilidad de cada una de
las sesiones pareadas consecutivas (2-1 y 3-2) para cada una de las pruebas de
valoración (Hopkins, 2000).
Un 2 (ROM-gemelo y ROM-sóleo) x 3 (sesión de valoración 1-3) análisis
de la varianza con medidas repetidas en el último factor (RMANOVA) fue empleado
para identificar el cambio en los valores medios (systematic bias) y la
desviación típica de la diferencia entre las sesiones de valoración pareadas
consecutivas para cada una de las variables evaluadas (Bonferroni post hoc
test). La esferidad de los datos fue acreditada a través de la prueba de Mauchly.
El CM fue calculado a
través del modelo RMANOVA como
diferencia de medias entre sesiones consecutivas, tomando el logaritmo de los
valores conseguidos por los participantes.
El CVET fue calculado mediante el uso de
logaritmos empleando la siguiente ecuación:
100 (es-
1)
En esta ecuación, s representa el error típico
(desviación estándar de la diferencia entre sesiones de valoración consecutivas
/ √2). La transformación de los datos en logaritmos fue realizada como
medio para minimizar de forma exitosa la posible presencia de
heterocedasticidad en los mismos (Atkinson y Nevill, 1998; Hopkins, 2000). Para
interpretar los resultados obtenidos a través del cálculo del CVET
se ha considerado la idea arbitraria de que una variabilidad menor del 10-15%
para una herramienta de medida ha sido considerada como “aceptable” por la
literatura científica (Atkinson y Nevill, 1998; Castro-Piñero et al., 2009;
Hopkins, 2000; Stokes, 1985).
Por su
parte, el ICC de la muestra fue calculado siguiendo la fórmula:
(F -
1) / (F + k - 1)
En
esta fórmula, F es el F-ratio de los sujetos y k (3) es el número total
de las sesiones de valoración (Hopkins et al., 2009; Schabort, Hopkins y
Hawley, 1998). Hopkins et al. (2009) categorizan a través de una escala
cualitativa la magnitud de los valores obtenidos en el estadístico ICC, de tal
forma que valores próximos a 0,1 se consideran bajos, 0.3 moderados, 0.5 altos,
0.7 muy altos y los cercanos a 0.9 extremadamente altos.
El
análisis estadístico fue realizado mediante el paquete estadístico SPSS
(Statistical Package for Social Sciences, v. 16.0 para Windows; SPSS Inc,
Chicago) y el programa Microsoft Excel 2003.
3. Resultados
La prueba t de Student para muestras relacionadas informó de
diferencias significativas (p < 0.05) en los resultados obtenidos en la
prueba ROM-gemelo y ROM-sóleo entre la pierna derecha y la pierna izquierda.
Por lo tanto, para el análisis de la fiabilidad absoluta se utilizaron
independientemente los resultados de ambas piernas.
La
tabla 4 presenta la estadística descriptiva (resultado medio de cada sesión de
valoración [k = 3] ±
desviación estándar) y los estadísticos para la fiabilidad absoluta (media y
90% intervalo de confianza) de la muestra de estudio para cada una de las
pruebas exploratorias. No se encontraron diferencias significativas entre los
resultados obtenidos para las sesiones pareadas consecutivas (p > 0.05).
|
Tabla 4: Estadísticos de fiabilidad absoluta para las pruebas de ROM-gemelo y
ROM-sóleo. |
||||||
|
Grados |
Media y desviación
estándar |
Media y 90% IC |
||||
|
Medición 1 |
Medición 2 |
Medición 3 |
CM |
CVET |
ICC |
|
|
Gemelo Dch |
39.8 ± 6.1 |
37.5±6.1 |
39.47±5.96 |
0.36 (-1.94/-2.67) |
4.02 (3.13-5.70) |
0.90 (0.79-0.96) |
|
Gemelo Izq |
41.4 ± 4.94 |
39.6±4.8 |
41.47±5.45 |
-0.16 (-2.32/2) |
3.75 (2.92-5.32) |
0.88 (0.75-0.95) |
|
Sóleo Dch |
41.2 ± 5.1 |
39.2±5.9 |
39.79±5.77 |
-0.49 (-1.77/2.75) |
3.92 (3.06-5.56) |
0.90 (0.79-0.96) |
|
Sóleo Izq |
42.8 ± 6.3 |
39.5±6.3 |
41.47±5.92 |
1.76 (-0.67/4.19) |
4.22 (3.29-5.99) |
0.91 (0.81-0.96) |
|
CM: Cambio en la media; CVET:
coeficiente de variación en función del error típico de la medida; ICC:
coeficiente de correlación intraclase; IC: intervalo de confianza |
||||||
Todas las pruebas exploratorias analizadas
presentaron valores altos de fiabilidad absoluta (CM: -0.16-1.76%; CVET:
3.76-4.22%; ICC: 0.88-0.91), no existiendo diferencias clínicamente relevantes
entre sus niveles de variabilidad inter-sesión. Asimismo, similares valores de
fiabilidad absoluta fueron encontrados para cada una de las pruebas de
valoración en función de la extremidad evaluada (izquierda y derecha).
4. Discusión
La fiabilidad absoluta es un componente esencial
para justificar la utilización de técnicas de valoración de la condición física
en el campo de las Ciencias del Deporte (Peeler y Anderson, 2008). En este
sentido, las pruebas de valoración ROM-sóleo y ROM-gemelo son frecuentemente
empleadas como tests clínicos y de campo para la estimación de la flexibilidad
de la musculatura del tríceps sural.
Además, en la actualidad, existe una incipiente
evidencia científica que propone la evaluación y la posterior monitorización de
la flexibilidad del tríceps sural como herramienta para: (a) identificar a
deportistas con elevado riesgo de padecer lesiones de la extremidad inferior (Bozic, Pazin, Berjan, Planic, Cuk,
2010; Bradley, Olsen y Portas, 2007; Dadebo, White y George, 2004; Kibler y
Chandler, 2003; Shellock y Prentice, 1985; Wang, Whitney, Burdett y Janosky,
1993; Weerapong, Hume y Kolt, 2004); y (b) para valorar
cuantitativamente el impacto de determinadas intervenciones terapéuticas y/o el
efecto de un programa de entrenamiento sobre su nivel inicial de movilidad.
Sin embargo, no se han encontrado (desde el
conocimiento de los autores) estudios científicos que analicen la fiabilidad
absoluta inter-sesión de las pruebas de valoración ROM-gemelo y ROM-sóleo,
quedando entonces su utilidad en tela de juicio. Por ello, el objetivo principal de este estudio fue
examinar la fiabilidad absoluta inter-sesión de las pruebas de estimación de la
flexibilidad de la musculatura del tríceps sural ROM-sóleo y ROM-gemelo en
jugadores/as profesionales de fútbol sala.
Para determinar la fiabilidad absoluta de las
pruebas de valoración ROM-sóleo y ROM-gemelo, el presente estudio utilizó los
estadísticos CM, CVET e ICC, así como sus respectivos intervalos de
confianza del 90%. Estos estadísticos fueron elegidos basándose en la propuesta
de análisis para los estudios de reproducibilidad establecida recientemente por
Hopkins et al. (2009).
El estadístico CM concretamente refleja el cambio en
el valor medio de cada variable entre sesiones de evaluación (Hopkins, 2000).
Este estadístico es especialmente importante cuando un grupo de deportistas
llevan a cabo una serie de sesiones de valoración como parte del proceso de
control de la eficacia de un programa de intervención, ya que la tendencia
general de la medida tiende a ser diferente en una dirección en particular
(positiva o negativa) entre sesiones de valoración (Hopkins, 2000; Cameron,
Adams, Maher, 2003). Es importante utilizar sesiones de familiarización y
procedimientos exploratorios sencillos que minimicen la posible influencia que
el sesgo de aprendizaje podría tener sobre la magnitud de los resultados
obtenidos en una prueba de valoración, lo cual podría influir en el estadístico
CM (Iga, George, Lees y Reilly, 2006).
Cuando se
quiera realizar una interpretación de los cambios producidos en una variable
después de un programa de intervención, clínicos y profesionales del campo de
las Ciencias del Deporte deben decidir si dichos cambios son reales o si
únicamente reflejan la magnitud del error de la medida utilizada. En este
sentido, si un cambio en los valores iniciales de una variable para un grupo de
personas presenta una magnitud inferior al CVET de la medida, es muy
probable (68% de certeza) que dicho cambio refleje el error de la medida y con
ello no sea clínicamente relevante (Hopkins, 2000). Igualmente, Hopkins (2000)
sugiere que un umbral en torno a 1.5-2 veces la magnitud del error típico
podría también ser apropiado para indicar que se ha producido un cambio real en
los niveles previos individuales de una persona (80-90% probabilidad).
Finalmente, el estadístico ICC refleja el grado de
proximidad o correlación existente entre los valores obtenidos en diferentes
momentos tras la aplicación de la misma prueba de valoración. El estadístico
ICC comparte con el estadístico CVET la ventaja de ser adimensional,
y por tanto permite la comparación con otros estudios de fiabilidad que empleen
diferentes procedimientos exploratorios, herramientas de evaluación y
poblaciones objeto de estudio (Hopkins, 2000).
Los resultados del presente estudio en lo relativo
al estadístico CM reflejaron diferencias no significativas (p > 0.05) e
inferiores al 2% en los resultados obtenidos en las pruebas de valoración
ROM-sóleo y ROM-gemelo entre sesiones de valoración. Estos resultados tentativamente
sugieren que la sesión de familiarización llevada a cabo fue efectiva para
eliminar el posible sesgo error (systematic bias) asociado al aprendizaje
técnico de las pruebas exploratorias por parte de los participantes.
Si se
considera la idea arbitraria normalmente aceptada de que una variabilidad
inter-sesión menor del 10% para una herramienta de valoración dada puede ser
considerada como aceptable para su utilización en el ámbito científico y
clínico (Atkinson y Nevill, 1998; Hopkins, 2000; Hopkins,
2009; Vincent, 1994),
entonces el análisis de la fiabilidad absoluta llevado a cabo en este estudio
informa de valores aceptables de variabilidad intra-sujetos (expresados a
través del CVET) tanto para la prueba ROM-gemelo (4.02% y 3.75%
pierna derecha e izquierda respectivamente) como para la prueba ROM-sóleo
(3.92% y 4.22% pierna derecha e izquierda respectivamente), después de 3
sesiones de medida (con un intervalo de dos semanas entre sesiones
consecutivas).
Igualmente,
los valores obtenidos en el estadístico ICC para ambas pruebas de estimación de
la flexibilidad del tríceps sural oscilaron entre 0.88 y 0.91, lo que se
traduce en una calificación cualitativa de “extremadamente altos” en la escala
de baremación establecida recientemente por Hopkins et al. (2009)
Por
todo ello, la interpretación global de los resultados del presente estudio
científico demuestra que las pruebas de estimación de la flexibilidad de la
musculatura del tríceps sural ROM-sóleo y ROM-gemelo son herramientas de medida
con una gran fiabilidad absoluta.
Desde
un punto de vista práctico, los resultados sobre fiabilidad absoluta de ambas
pruebas de valoración derivados del presente estudio proporcionan una
información muy útil, pues permite la toma de decisiones justificada sobre si
se ha producido un “cambio real” entre sesiones de valoración tras la
aplicación de un tratamiento (ej: programa de estiramientos para la
musculatura) o si por el contrario, el cambio observado es simplemente producto
del error típico de la medida. Así, si se emplea la
propuesta de Hopkins (2000) como umbral (1.5-2 veces el error típico), un
cambio en la flexibilidad mayor de 6.03% (ROM-gemelo
derecho), 5.6% (ROM-gemelo
izquierdo), 5.88% (ROM-sóleo
derecho), 6.33% (ROM-sóleo
izquierdo), tras la realización de un programa de
intervención podría indicar que se ha producido un probable cambio real.
Desafortunadamente, la comparación de los resultados
obtenidos en este estudio con los observados en otras investigaciones no fue
posible porque, desde nuestro conocimiento, el actual estudio es el primero que
analiza la fiabilidad absoluta de las pruebas ROM-sóleo y ROM-gemelo empleando
métodos estadísticos contemporáneos, como los propuestos por Hopkins (2000).
Una de
las potenciales limitaciones de este estudio fue la población utilizada. Aunque
el diseño contempló 40 participantes y 3 sesiones de evaluación, lo cual podría
responder a las demandas mínimas establecidas por Hopkins et al. (2009) (50
participantes y 3 sesiones de evaluación), todos ellos fueron homogéneos en
edad y nivel de condición física, lo que limita levemente la validez externa de
los resultados. Igualmente, para promover la consistencia entre las pruebas de
valoración, el grado de estiramiento durante el movimiento máximo de dorsi-flexión
del tobillo fue determinado por los participantes en lugar de por el clínico.
Futuras investigaciones deberían considerar establecer un criterio de
estiramiento normalizado en función del peso corporal para intentar aplicar la
misma fuerza de estiramiento (Davis, Quinn, Whiteman, Williams y Young, 2008),
así como el empleo de un mayor número de sujetos y de sesiones de evaluación.
5.
Conclusiones
Los resultados del presente estudio demuestran que
las pruebas de valoración del ROM articular de la dorsi-flexión del tobillo con
rodilla flexionada (ROM-sóleo) y extendida (ROM-gemelo) poseen una elevada
fiabilidad absoluta (CVET < 10%; ICC > 0.8) calculada por
medio del método recientemente descrito por Hopkins et al. (2009). Por ello, se
recomienda el uso de las pruebas de valoración ROM-sóleo y ROM-gemelo para
monitorizar el nivel de flexibilidad de la musculatura del tríceps sural.
Desde
el punto de vista del entrenamiento deportivo, un cambio en
los valores iniciales de flexibilidad del tríceps sural mayor del 6% para las
prueba ROM-gemelo y ROM-sóleo tras la realización de un programa de
intervención podría indicar que se ha producido un “cambio real” (80-90%
probabilidad) y no simplemente debido al error de la medida.
6.
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Rev.int.med.cienc.act.fís.deporte - vol. 14 - número 54
- ISSN: 1577-0354