DOI: https://doi.org/10.15366/rimcafd2021.81.011
ORIGINAL
AUTOESTIMA Y PRÁCTICA DEPORTIVA EN
ADOLESCENTES
SELF-ESTEEM AND SPORTS PRACTICE IN ADOLESCENTS
Moral-García,
J.E.1; Román-Palmero, J.2; López García, S.1;
García-Cantó, E.3; Pérez-Soto, J.J.3; Rosa-Guillamón, A.3
y Urchaga-Litago, J.D.4
1 Doctores en
Ciencias de la Actividad Física y del Deporte. Profesor del departamento de
Ciencias Actividad Física y Deporte, Facultad de Educación, Universidad
Pontificia de Salamanca (España) jemoralga@upsa.es,
slopezga@upsa.es
2 Graduado en
ciencias de la Actividad Física y del Deporte (España) jorgeromi@hotmail.com
3 Doctores en
Ciencias de la Actividad Física y del Deporte. Profesor didáctica de la Educación
Física, Plástica y Musical, Facultad de Educación, Universidad de Murcia
(España) eliseo.garcia@um, jupeso@hotmail.com, andres.rosa@um.es
4 Doctor en
Ciencias de la Actividad Física y del Deporte. Profesor de la Facultad de
Psicología, Universidad Pontificia de Salamanca (España) jdurchagali@upsa.es
Código
Unesco / UNESCO Codes: 2411.99 Actividad Física y Salud / Physical activity and health; 6310.09 Calidad de vida / Quality
of Life; 6102 Psicología
del niño y del adolescente / Adolescent and child psychology; 6102.01
Psicología del deporte
Consejo
de Europa: 15. Psicología del deporte, 4. Educación Física y deporte
comparado;
Recibido 29 de
marzo de 2019 Received March 29, 2019
Aceptado 7 de
octubre de 2019 Accepted October 7,
2019
RESUMEN
El estudio planteó
como objetivos analizar la autoestima y su relación e influencia con la práctica
deportiva, género y edad de los escolares. La muestra estuvo
compuesta por 715 adolescentes, de entre 12 y 16 años (54.12% mujeres),
clasificados en sedentarios, practicantes deportes individuales y practicantes
deportes colectivos. Para los sujetos activos se diseñó un programa de
intervención de 16 semanas de duración. Se utilizaron la Rosenberg Self Esteem Scale
y el international questionnaire MVPA.
La mayor autoestima corresponde con la autoestima positiva, evidenciándose
diferencias significativas favorables a los hombres y a los adolescentes
activos físicamente. Los adolescentes practicantes de deportes colectivos presentan
mayor autoestima que los practicantes de deportes individuales. Concluyendo que
la cantidad y el tipo de deporte practicado modulan la autoestima. La edad no
es un factor determinante y el sexo sí influye en la autoestima. Se confirma el
modelo bifactorial de la Rosenberg Self Esteem Scale.
PALABRAS
CLAVE:
Autoestima; actividad física; análisis psicométrico; regresión lineal.
The study aimed to
analyze self-esteem and its relationship and influence with sports, gender and
age of schoolchildren. The sample consisted of 715 adolescents, between 12 and
16 years old (54.12% women), classified as sedentary, practicing individual sports
and practicing collective sports. For the active subjects, a 16-week
intervention program was designed. The Rosenberg Self Esteem Scale and the
international questionnaire MVPA were used. The highest self-esteem corresponds
to positive self-esteem, showing significant differences favorable to men and
physically active adolescents. Teenagers who practice collective sports have
greater self-esteem than do individual sports practitioners. Concluding that
the amount and type of sport practiced modulate self-esteem. Age is not a
determining factor and sex does influence self-esteem. The two-factor model of
the Rosenberg Self Esteem Scale is confirmed.
KEY WORD: Self-esteem; physical activity;
psychometric analysis; linear regression.
INTRODUCCIÓN
La autoestima ha sido
ampliamente analizada, pero no por ello deja de ser un tema interesante de
estudiar por las controversias que la rodean, que abarcan desde aspectos conceptuales
hasta metodológicos (Caballo, Salazar y Equipo de Investigación CISO-A España,
2018). Conceptualmente, la autoestima se puede definir como el juicio que cada
persona emite sobre sí misma (Espinoza, Rodríguez, Gálvez, Vargas y Yáñez, 2011;
Reber, Reber y Allen, 2010;
Simkin, Azzollini y Voloschin, 2014), valoración que puede ser positiva o
negativa y que puede fluctuar por las circunstancias que envuelvan a la persona
(Marsh y O`Mara, 2008; Rosenberg, 1965). Es considerado
un concepto multidimensional, donde variables como la familia, amigos, trabajo
o la pareja influyen en la conformación de esa percepción personal (Gálvez
y cols., 2015; Wood, Tesser y Holmes, 2013). En
el ámbito escolar aspectos como rendimiento académico, físico y componente
social también tienen relevancia (Swanepoel, Surujlal y Dhurup, 2015). A pesar de que hay estudios que indican que la
autoestima positiva suele ser superior a la negativa en los adolescentes (Garaigordobil, Pérez y Mozaz,
2008; Martín-Albo, Nuñez, Navarro y Grijalvo,
2007; Salvador, García-Gálvez y De la Fuente, 2010; Vázquez, Vázquez-Morejón y Bellido, 2013), sigue siendo importante
desarrollar
una autoestima elevada y positiva, ya que puede influir sobre el bienestar
psicológico y satisfacción de vida (Hewstone, Stroebe y Jonas, 2008), mejorando
así la autopercepción personal y física (Curran, 2012; Haugen,
Ommundsen y Seiler, 2013).
La adolescencia es una
etapa crucial, ya que en estos años se generan los hábitos y estilos de vida
saludable, que tiene su reflejo en la edad adulta (Ahamed
y cols., 2016). De hecho, la edad juega un papel muy importante en la
autoestima, produciéndose un descenso de la autoestima general a medida que los
niños se aproximan a la adolescencia (Robins, Tresniewski, Tracy, Goling y
Potter, 2002). En la adolescencia la autoestima atraviesa por un periodo de
inestabilidad, puesto para los adolescentes el aspecto físico y su semejanza
con los ideales de belleza socialmente aceptados son muy importantes a la hora
de tener una percepción positiva de sí mismos (Van der
Berg, Mond, Einsberg, Ackard y Neumark-Sztainer, 2010).
A pesar de que existen
evidencias de que la práctica físico-deportiva mejora la autoestima (Ahmed,
Mladenovic, Ho, Lee y Khan, 2014; Revuelta, Esnaloa y
Goñi, 2016; Wagnsson, Lindwall, y Gustafsson, 2014), y se relaciona positivamente con
la competencia percibida, en la adolescencia se produce un descenso en la
práctica (Altıntaş, et al., 2014), obviando
que ser activo físicamente puede mejorar el bienestar psicológico de la
persona, siempre y cuando dicha práctica se desarrolle dentro de un contexto y
con unas características determinadas, en cuanto a frecuencia, intensidad,
duración, tipo de ejercicio, etc. (Ahamed, 2013; Altıntaş, cols., 2014).
De igual manera, los adolescentes que se sienten poco satisfechos con su cuerpo
presentan niveles más bajos de autoestima (Chen, Fox, Haase y Ku, 2010; Mickūnienė, Pajaujienė y Jankauskienė,
2014; Morano, Colella, Robazza, Bortoli
y Capranica, 2011).
D´ Anna, Rio y Gómez (2015) determinaron que los adolescentes activos
tenían mayor autoestima que los sedentarios, pero no hallaron diferencias entre
el tipo de deporte practicado (individual y colectivo). Parámetros relacionados
con la autoestima, como puede ser la autoconfianza, no manifiestan un claro
consenso con respecto al tipo de deporte practicado, si bien hay estudios que
relacionan mayores niveles de autoconfianza con deportes colectivos Zeng (2003) y otros en deportes
individuales (Fradejas, Espada y Garrido, 2017; Radzi,
Yusof y Zakaria, 2013; Sagar
y Jowett, 2012).
La autoestima también
puede verse afectada negativamente por las diferencias de género asociadas al
descenso en la práctica deportiva, sobre todo entre las mujeres (Zaborskis y Raskilas, 2011), encontrándose
mayores niveles de autoconfianza en los hombres en deportes individuales (Fradejas
y Espadas, 2018). De hecho, Ahamed (2013) encontró
que los adolescentes activos sentían mejor bienestar personal que los
inactivos, fundamentalmente en los hombres. Estas diferencias se instalan desde
la infancia cuando los niños practican los deportes socialmente asociados a los
roles de género (Eime cols., 2013; Telford cols., 2016),
por la presión que ejerce la sociedad al respecto de la imagen corporal (Latorre-Román,
López, Izquierdo y García-Pinillos, 2018). Para superar estos estigmas sociales, y
favorecer la práctica deportiva femenina, es necesario programar rigurosamente
la actividad, hacerla más atractiva y ajustada a sus intereses y necesidades (Swanepoel, Surujlal y Dhurup, 2015).
Resulta necesario, si
se quiere investigar sobre la autoestima, saber evaluarla con los instrumentos
adecuados. Como señalan Caballo, Salazar y Equipo de Investigación CISO-A
España (2018) hay diferentes métodos de evaluar la autoestima, indirectos como
el test de asociación implícita (Graenwald, McGhee y Schawart, 1998), o
autoinformes como la Escala Rosenberg de Autoestima (Rosenberg Self.Esteem Scale, RSES;
Rosenberg, 1965), la cual ha sido ampliamente utilizada a nivel internacional y
validada su consistencia interna en diversos grupos poblacionales como adolescentes,
universitarios y adultos (Atienza, Moreno y Balaguer, 2000), presentando una
elevada consistencia interna (DiStefano y Molt, 2006; Lindwall cols., 2012;
Moral, Valle, García y Pérez, 2014).
Aunque la autoestima y
la práctica deportiva han sido analizadas con anterioridad, no existe
información suficiente que relacione la autoestima con la modalidad
físico-deportiva practicada. Por tanto, los objetivos del presente trabajo son
estudiar las diferencias de la autoestima en función de la práctica deportiva,
tipo de deporte, edad y sexo. Como hipótesis de
trabajo se plantearon que: las personas que realizan actividad física (AF)
tienen una mayor autoestima que los sedentarios; la autoestima es superior
entre los practicantes de deportes colectivos en comparación a los de
individuales; el incremento de la edad de las personas reduce su autoestima; los
hombres tienen mayor autoestima que las mujeres.
MÉTODO
Diseño
y participantes
Se trata de un cuasi-experimental y comparativo,
con tres grupos aleatorizados, un grupo control y dos grupos experimentales. Participaron
un total de 715 alumnos españoles (54.12% chicas) de edades comprendidas entre
12 y 16 años (14.22 ±1.59 años). Se trabajó con un error < .03, con un nivel
de confianza del 95%. Todos los participantes pertenecían a 9 centros de Educación
Secundaria Obligatoria (ESO) situados en zonas urbanas (Castilla y León,
Andalucía y Madrid). En este trabajo consideramos entornos urbanos a las
localidades con más de 10.000 habitantes. Los alumnos participantes fueron
distribuidos en tres grupos (figura 1): grupo control (GC), todos sedentarios;
grupo experimental deportes individuales (GEDI); grupo experimental deportes
colectivos (GEDC).
|
|
|
Figura 1. Flujo de
participantes según el nivel de práctica de AF (grupo control, grupo
experimental deportes individuales y grupo experimental deportes colectivos)
y sexo. |
El seguimiento del
trabajo realizado por los alumnos, así como la administración de todas las
pruebas y test fue supervisado por el investigador principal, y desarrollado en
la práctica por profesores especialistas en educación física, con al menos diez
años de experiencia docente, y que habían sido debidamente entrenados con los
diferentes instrumentos y materiales utilizados en esta investigación.
Instrumentos
Cuestionarios
práctica de AF. Para evaluar el nivel de práctica de AF, se
utilizó el International cuestionario “MVPA” (Prochaska, Sallis
y Long, 2001). Este instrumento está compuesto por dos ítems que recogen
información sobre los días a la semana que se hace al menos una hora de AF de
moderada a vigorosa, tanto en la semana anterior como en una semana típica. La
escala de respuesta para ambos fue la misma (0=ningún día, 1=un día, 2=dos
días, 3=tres días, 4=cuatro días, 5=cinco días, 6=seis días, y 7=siete días).
En ese estudio se utilizaron los dos ítems, hallándose la media de ambos, al
igual que se hizo en estudios anteriores (Martínez-López cols., 2015; Martínez-López,
Cerceda, Manzano y Ruiz-Ariza, 2018). Se halló la consistencia interna del
cuestionario dando valores elevados (Alpha de Cronbach = .881). Este
cuestionario sirvió para hacer dos agrupamientos iniciales de AF baja
(sedentarios) y nivel de práctica de AF moderado-vigorosa (activos).
Cuestionario
de autoestima. Para analizar la autoestima se utilizó Rosenberg
Self Esteem Scale (RSES) originaria de Rosenberg (1965), en concreto la
versión adaptada al español de Atienza, Moreno y Balaguer (2000). Este
instrumento consta de 10 afirmaciones que describen los sentimientos que tiene
una persona sobre ella misma, empleando una escala tipo Likert con 4 opciones de
respuestas (desde 1: Muy en desacuerdo hasta 4: Muy de acuerdo). Se asigna el
puntaje inverso a las afirmaciones direccionadas negativamente (ítems 2, 5, 8,
9 y 10). Coincidiendo con Caballo, Salazar y CISO-A España (2018), este
reparto de ítems provoca en algunas ocasiones diferentes estructuras
factoriales, siendo conscientes que hay una mayor tendencia a tratar la escala
desde la unidimensionalidad (Aluja, Rolland, García y
Rossier, 2007), aunque no se puede negar que la
propia estructura factorial de RSES no es sencilla, pudiendo esto afecta a la
propia interpretación de las respuesta emitidas los
encuestados. A pesar de todo, diferentes estudios han acreditado una elevada
fiabilidad con alfas de Cronbach de .81 (Cheng, Zhang y Ding,
2015), 0.88 (Fleming y Courtney, 1984) y una
aceptable fiabilidad test-retest de 0.82 (Fleming y Courtney, 1984). Los valores teóricos fluctúan entre 10 (baja
autoestima) y 40 (alta autoestima). La fiabilidad de la escala en la
versión española (Atienza, Balaguer y Moreno, 2000) es de .80, y la
consistencia interna de la escala se encuentra entre .76 y .87.
Procedimiento
El estudio se ajustó a
la normativa legal vigente española que reglamenta la investigación en seres
humanos (Real Decreto 561/1993), respetando en todo momento la ley de
protección de datos de carácter personal (Ley Orgánica 15/1999) y cumpliendo
siempre con las directrices éticas establecidas en la Declaración de Helsinki
(revisión de 2013). Se informó mediante carta al centro escolar y a los padres;
posteriormente se recibió consentimiento informado de los padres o tutores
legales y el visto bueno por parte del centro.
Como criterios de
exclusión se establecieron contestar de forma incompleta a todos los
cuestionarios, no presentar la autorización parental o tutor legal, mostrar
algún tipo de enfermedad durante el periodo de estudio incompatible con la
práctica de AF o no cumplimentar el programa en la totalidad de las semanas estipuladas.
En todo momento se garantizó el anonimato de los participantes puesto que se
trabajó con un sistema de códigos, lo cual favorecía la confidencialidad de las
respuestas emitidas. También se realizó un seguimiento de los participantes,
aplicando análisis de attrition que ayuda a
identificar qué participantes se han retirado del estudio y cuáles han formado
parte durante todo el proceso.
El cuestionario MVPA
permitió identificar a los participantes que no practicaban AF de forma regular
o dicha práctica era esporádica y siempre inferior a un día a la semana, lo cual
permitió elegir a los alumnos sedentarios (GC) y tras esta evaluación inicial se
crearon los grupos experimentales (GEDI y GEDC). Se diseñó un programa de
trabajo para ambos grupos experimentales, durante 16 semanas, hicieron 3
sesiones semanales, de al menos 60 minutos de AF, cada uno de ellos en la
modalidad deportiva correspondiente (deportes individuales o deportes
colectivos). El terreno de juego fue una pista polideportiva de 40x20 metros.
Las sesiones de práctica estuvieron dirigidas por profesores de educación
física. Al grupo control se les indicó que no alterasen su rutina diaria, que
siguieran siendo sedentarios.
Para verificar que en
todo momento se había cumplido con el programa de trabajo previsto, se pidió a
los participantes que semanalmente, y de forma individual, antes de irse a
dormir el domingo, cumplimentaran una hoja de registro con las sesiones
semanales de deporte individual o colectivo practicado, así durante las 16
semanas que duró el estudio. Posteriormente, en horario de tutoría, el
investigador responsable cotejaba esa hoja de registro (de la semana anterior)
con cada alumno y traspasaba esa información a su propia base de datos. Este
registro se hacía de forma individual con cada alumno y el tiempo aproximado
era de unos 5 minutos. De esta manera se comprobó si la totalidad de la muestra
final había cumplido con los requisitos de participación contemplados en los
criterios de inclusión (análisis de attrition); los
alumnos que no cumplieron con el trabajo previsto en alguna semana fueron
apartados del estudio. Los cuestionarios que hubo que cumplimentar fueron administrados
por un mismo investigador dentro de una sola sesión, de 20 minutos de duración,
en el horario habitual de clase. Se ofrecieron unas breves instrucciones y se
aseguró a los participantes la confidencialidad de las respuestas emitidas. La
participación fue totalmente voluntaria. Los encuestados no recibieron ninguna
compensación académica o monetaria por su contribución. Para evitar la
posibilidad de que las respuestas de los entrevistados fueran condicionadas, se
estableció el sistema de códigos que garantizaba en todo momento el anonimato y
confidencialidad de los participantes
Análisis
de datos
Los análisis se realizaron
con el programa estadístico Statistical Package for Social Science® software (SPSS - 22,0 v. Chicago, Illinois, EEUU) y el paquete Amos, estableciéndose la significancia
estadística en un valor de p≤0.05. Se realizaron pruebas de normalidad
(test de Kolmogorv-Smirnov) y valores perdidos. Se realizó estudio descriptivo
mediante análisis de frecuencias (prueba T para variables continuas y Chi2
para variables categóricas), que permitió extraer una información lo más
exacta posible a cerca de las características de la muestra. Se estudió el
coeficiente de fiabilidad y la consistencia interna de la escala mediante la
prueba Alfa de Cronbach y test de las
Dos Mitades. Se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio. Se analizaron
las correlaciones bivariadas y comparaciones de
valores promedio con la prueba ANOVA entre RSES (variables dependientes) y las
variables independientes utilizadas (género, edad y grupo de práctica de AF).
Análisis de regresión lineal para determinar la influencia que ejerce la
variable independiente práctica físico-deportiva (GC, GEDI y GIDC) sobre la
variable dependiente autoestima, ajustado todo ello por género y edad como
covariables.
RESULTADOS
La fiabilidad fue
analizada para esta muestra obteniéndose un coeficiente para la escala completa
de α=.778 lo que indica una fiabilidad satisfactoria de la prueba. Teniendo
en cuenta los dos factores el que mejor se ajusta a los parámetros deseados es
la autoestima positiva (α=.759) seguido de autoestima negativa (α=.631).
Se decidió mantener la misma estructura factorial propuesta en la versión
original, tomada como referencia en este estudio, la cual explica el 48.45 % de
varianza.
Se realizó un estudio
factorial confirmatorio (programa AMOS 6) para cada una de las dimensiones con
el modelo más parsimonioso posible, es decir, sin correlaciones entre las
variables observadas (tabla 1). Según las recomendaciones de los diferentes
autores, tanto el factor autoestima positiva como autoestima negativa cumplen
la mayoría de los criterios de bondad elegidos en las diferentes pruebas
calculadas. A este respecto, hay que matizar que la dimensión autoestima positiva
es la única que cumplía los indicadores de ajuste total (P CMIN > .05). En
los parámetros de ajuste global (GFI y AGFI) la puntuación obtenida siempre
estuvo por encima de los valores recomendados (> .90) para dicha prueba. Para
las diferentes pruebas de ajuste incremental, casi todos los valores se
mantuvieron por encima de lo recomendado (> .90).
|
Tabla 1. Análisis Factorial Confirmatorio. |
|||||
|
|
Prueba |
Criterio Bondad |
Global |
Autoestima Positiva |
Autoestima Negativa |
|
Ajuste Total |
P CMIN1 |
>.05 |
<.000 |
.133 |
<.027 |
|
RMSEA2 (p-close)2 |
≤.06
(>.05) |
.087 (.000) |
.47 (.467) |
.070 (.205) |
|
|
RMR3 |
>.80 |
.029 |
.009 |
.030 |
|
|
Ajuste Global |
GFI4 |
>.90 |
.930 |
.989 |
.984 |
|
AGFI5 |
>.90 |
.886 |
.967 |
.951 |
|
|
Ajuste Incremental |
NFI6 |
>.90 |
.846 |
.978 |
.914 |
|
RFI7 |
>.90 |
.796 |
.956 |
.828 |
|
|
IFI8 |
>.90 |
.887 |
.991 |
.946 |
|
|
CFI9 |
>.90 |
.848 |
.981 |
.888 |
|
|
TLI10 |
>.90 |
.885 |
.991 |
.944 |
|
|
1P CMIN: P-valor del Minimum Chi-Square
(Brown, 2006) calculado a partir de χ2/g.l. 2RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) (Hu & Bentler, 1999). 3RMR (Root Mean Square Residual) (Joreskog y Sorbom, 1993). 4GFI (Goodness of Fit index) (Joreskog y Sorbom, 1989). 5AGFI (Adjusted Goodness of Fit Index) (Joreskog y Sorbom, 1989). |
6NFI (Normed Fit Index) (Bentller & Bonet, 1980). 7RFI (Relative Fit Index). 8IFI (Incremental Fit Index) (Bollen, 1989). 9CFI (Comparativa Fit Index) (Bentler, 1990). 10TLI (Tucker-Lewis Index) (Bentler & Bonet, 1980). |
||||
Para la descripción de los
ítems y de cada escala (unidimensional: autoestima global y bidimensional:
autoestima positiva y autoestima negativa) se calcularon los descriptivos de
media, mediana, desviación típica, asimetría y curtosis. Las medias más altas
se corresponden a los elementos que componen la escala autoestima positiva
(17.5±2.1), de la cual los ítems 1, 4, 6 y 7 son los que presentan valores
medios más elevados. Sin embargo, la escala autoestima negativa tiene unos
promedios más bajos (8.7±2.5), siendo los ítems 2 y 5 los que manifiesta menor
puntuación. La puntuación global de la escala fue de 26.2 puntos.
Como se puede observar en la
tabla 2 la autoestima a nivel global presenta diferencias significativas entre
los tres grupos de práctica de AF (F(2,713)=19.46; p=
.008), presentando los sujetos del GEDI (19.30±1.93) y GEDC (19.79±1.83) (sobre
todo los deportes colectivos) una mayor autoestima que los del GC (18.92±2.31).
En la autoestima positiva las diferencias significativas son favorables a los
hombres (F(1,713)=19.05; p= .036) (17.71±2.10 vs.
17.22±2.04). Por su parte, la autoestima negativa refleja diferencias
significativas en la AF (F(2,713)=4.83; p= .009),
siendo los sedentarios (GC) (9.29±2.82) los que perciben más negativamente su
autoestima con respecto a los GEDI (8.75±2.59) y GEDC (8.18±2.23). En el resto
de variables analizadas no se han encontrado
diferencias significativas.
Tabla 2. Análisis
descriptivo y de varianza de la escala de autoestima de Rosenberg según
género (H: hombre y M: mujer), edad (12-13, 14-15 y 16 años) y nivel de AF
(GC: sedentarios, GEDI: activos deportes individuales y GEDC: activos
deportes colectivos). |
||||||||||||
|
Factor |
Grupo |
Descriptivos |
|
ANOVA |
|
|||||||
|
Media |
Desv. Típica |
Error típico |
Suma de cuadrados |
Gl (D,N) |
Media cuadtrática |
F |
Sig. |
|
||||
|
AUTOESTIMA GLOBAL |
H |
26.29 |
2.29 |
.18 |
Inter G:
8.85 Intra G:
1649.211 |
1,713 |
8.95 |
1.70 |
.19 |
|
||
|
M |
25.95 |
2.29 |
.18 |
|
||||||||
|
12-13 |
26.16 |
2.62 |
.23 |
Inter G:
1.69 Intra G:
1656.47 |
2,712 |
.85 |
.16 |
.85 |
|
|||
|
14-15 |
26.17 |
1.91 |
.17 |
|
||||||||
|
16 |
26.00 |
2.29 |
.25 |
|
||||||||
|
GC |
18.92 |
2.31 |
.25 |
Inter G: 38.93
Intra G:
1250.20 |
2,713 |
19.46 |
4.85 |
.008 |
|
|||
|
GEDI |
19.30 |
1.93 |
.18 |
|
||||||||
|
GEDC |
19.79 |
1.83 |
.16 |
|
||||||||
|
AUTOESTIMA POSITIVA |
H |
17.71 |
2.10 |
.17 |
Inter G:
19.51 Intra G:
1347.34 |
1,713 |
19.05 |
4.426 |
.036 |
|
||
|
M |
17.22 |
2.04 |
.16 |
|
||||||||
|
12-13 |
17.33 |
2.15 |
.19 |
Inter G:
3.46 Intra G:
1362.93 |
2,712 |
1.73 |
.397 |
.673 |
|
|||
|
14-15 |
17.55 |
1.99 |
.18 |
|
||||||||
|
16 |
17.53 |
1.11 |
.23 |
|
||||||||
|
GC |
17.13 |
2.35 |
.26 |
Inter G:
21.90 Intra G:
1344.49 |
2,713 |
10.95 |
2.54 |
.080 |
|
|||
|
GEDI |
17.35 |
2.05 |
.20 |
|
||||||||
|
GEDC |
17.76 |
2.08 |
.11 |
|
||||||||
|
AUTOESTIMA NEGATIVA |
H |
8.58 |
2.51 |
.20 |
|
Inter G:
1.81 Intra G:
2039.09 |
1,713 |
1.81 |
.289 |
.591 |
|
|
|
M |
8.73 |
2.58 |
.20 |
|
||||||||
|
12-13 |
8.83 |
2.62 |
.23 |
Inter G:
7.04 Intra G:
2033.92 |
2,712 |
3.52 |
5.41 |
.583 |
|
|||
|
14-15 |
8.61 |
2.25 |
.21 |
|
||||||||
|
16 |
8.46 |
2.81 |
.31 |
|
||||||||
|
GC |
9.29 |
2.82 |
.31 |
Inter G:
61.40 Intra G:
1979.56 |
2,713 |
30.70 |
4.83 |
.009 |
|
|||
|
GEDI |
8.75 |
2.59 |
.25 |
|
||||||||
|
GEDC |
8.18 |
2.23 |
.19 |
|
||||||||
|
Inter G: Inter Grupos, Intra G: Intra Grupos, GL: Grados
de Libertad, N: Numerador, D: Denominador H: hombre, M: mujer, 12-13: escolares de entre 12 y 13 años de edad, 14-15: escolares de entre 14 y 15 años de
edad; 16: escolares de 16 años de edad, GC: grupo control, GEDI: grupo
experimental deportes individuales, GEDC: grupo experimental deportes
colectivos. |
||||||||||||
El análisis de correlaciones bivariadas, muestra que la relación entre la autoestima y
el resto de variables evidencia que la práctica de AF
correlaciona positivamente con la autoestima global (r=.173, p ≤.01) y la
autoestima positiva (r=.125, p ≤.05), lo cual indica que a mayor nivel de
práctica de AF se incrementa la autoestima global y positiva. En cambio, la
autoestima negativa correlaciona negativamente con las demás variables (tabla
3).
|
Tabla 3. Correlación entre autoestima y género, edad y
práctica de actividad física. |
|||||||
|
|
Autoestima Global |
Autoestima Positiva |
Autoestima
Negativa |
Sexo |
Edad |
AF (GC, GEDI
y GEDC) |
|
|
Autoestima
Global |
CP |
1 |
.844 |
-.899 |
.080 |
.065 |
.173 |
|
Sig. |
|
.000 |
.000 |
.157 |
.247 |
.002 |
|
|
Autoestima
Positiva |
CP |
|
1 |
-.524 |
.118 |
.049 |
.125* |
|
Sig. |
|
|
.000 |
.036 |
.387 |
.027 |
|
|
Autoestima
Negativa |
CP |
|
|
1 |
-.030 |
-.064 |
-.173 |
|
Sig. |
|
|
|
.591 |
.257 |
.002 |
|
|
Sexo |
CP |
|
|
|
1 |
.000 |
.206 |
|
Sig. |
|
|
|
|
.994 |
.000 |
|
|
Edad |
CP |
|
|
|
|
1 |
-.052 |
|
Sig. |
|
|
|
|
|
.360 |
|
|
AF (GC,
GEDI y GEDC) |
CP |
|
|
|
|
|
1 |
|
CP: correlación de Pearson; Sig.:
significatividad. GC: grupo control, GEDI: grupo
experimental deportes individuales, GEDC: grupo experimental deportes
colectivos. |
|||||||
Se aplicó un análisis
de regresión lineal utilizando el método Enter. Se
introdujo la autoestima como variable dependiente y la práctica de AF como
variable independiente, el género y edad actuaron como covariables. Se
evidencia una significativa influencia de la AF sobre la autoestima global (B=
.423; Error Típico= .144; t= 2.947; R= .038 F1,711=: 4.044; p<.01) y
autoestima negativa (B= .423; Error Típico= .144; t= 2.947; R= .038 F1,711=:
4.044; p<.01). El resto de los resultados se muestran en la tabla 4.
|
Tabla 4.
Análisis de regresión: autoestima (variable dependiente) y nivel de práctica
de actividad física (variable independiente), ajustado con las covariables
independientes género y edad. |
||||||||||||||
|
|
|
Coeficientes no estandarizados |
|
Coeficientes estandarizados |
|
|
|
|
One Way
ANOVA |
|||||
|
|
|
B |
Error
típico |
Beta |
T |
Sig. |
Suma de
cuadrados RG(RS) |
Media
cuadrática RG(RS) |
F |
Sig. |
||||
|
Autoestima
Global |
Cons. |
18.418 |
.593 |
|
- |
|
31.046 |
.000 |
|
48 (1240.743) |
16.133 (3.990) |
4.044 |
.009 |
|
|
Sexo |
-.183 |
.230 |
|
-.045 |
|
-.797 |
.426 |
|
|
|
||||
|
Edad |
.187 |
.140 |
|
.074 |
|
1.332 |
.184 |
|
|
|
||||
|
AF |
.423 |
.144 |
|
.168 |
|
2.947 |
.003 |
|
|
|
||||
|
|
R: .194 - R2: .038 - R2
ajustado: .028 - gl: 3, 711 - Durbin-Watson: 1.766 |
|||||||||||||
|
Autoestima
Positiva |
Cons. |
17.199 |
.614 |
|
- |
|
28.013 |
.000 |
|
37.450 (1328.950) |
12.483 (4.273) |
2.921 |
.034 |
|
|
Sexo |
-.399 |
.238 |
|
-.096 |
|
-1.677 |
.094 |
|
|
|
||||
|
Edad |
.141 |
.145 |
|
.054 |
|
.973 |
.331 |
|
|
|
||||
|
AF |
.280 |
.149 |
|
.108 |
|
1.881 |
.061 |
|
|
|
||||
|
|
R: .166 - R2: .027 - R2
ajustado: .018 - gl: 3, 711 -
Durbin-Watson: 1.765 |
|||||||||||||
|
Autoestima
Negativa |
Cons. |
10.363 |
.747 |
|
- |
|
13.869 |
.000 |
|
72.390 (1968.582) |
24.130 (6.330) |
3.812 |
.010 |
|
|
Sexo |
-.033 |
.290 |
|
-.006 |
|
-.113 |
.910 |
|
|
|
||||
|
Edad |
-.232 |
.176 |
|
-.073 |
|
-1.315 |
.190 |
|
|
|
||||
|
AF |
-.567 |
.181 |
|
-.179 |
|
-3.133 |
.002 |
|
|
|
||||
|
|
R: .188 - R2: .035 - R2
ajustado: .026 - gl: 3, 711 -
Durbin-Watson: 1.841 |
|||||||||||||
|
Cons.: constante; AF: (GC,
CEDI y GEDC); RG: Regresión; RS: Residual |
||||||||||||||
DISCUSIÓN
Este estudio propuso como
objetivo general estudiar las diferencias de la autoestima en función de la
práctica deportiva, tipo de deporte, edad y sexo.
La fiabilidad global de
la escala se posiciona dentro de los valores recomendables (Nunnaly
y Bernstein, 1998), coincidiendo nuestros hallazgos con los encontrados en otros
estudios (Moral, Valle, García y Pérez, 2014; Rosenberg, 1965; Vázquez, Vázquez-Morejón
y Bellido, 2013). Los resultados del análisis descriptivo muestran como los
estudiantes adolescentes presentan valores superiores de autoestima positiva que negativa, según la puntuación global de la
escala la autoestima se puede entender como elevada, en comparación a lo hallado
Castro (2015), siendo estos resultados similares a los encontrados por Vázquez,
Vázquez-Morejón y Bellido (2013), aunque ligeramente inferiores a
los de Salvador, García-Gálvez y De la Fuente (2010), Garaigordobil, Pérez y Mozaz
(2008) y Martín-Albo, Nuñez, Navarro y Grijalvo
(2007) los cuales obtuvieron una autoestima global superior. El
análisis factorial exploratorio tiende a separar los factores positivos y
negativos, circunstancia que coincide con otros estudios (Alessandri, Vecchione, Einsenberg y Laguna,
2015; Caballo, Salazar y equipo de investigación CISO-A España, 2018). Tras el análisis
factorial confirmatorio, mediante el programa estadístico Amos 6, se verificó un
adecuado ajuste global en la mayoría de los indicadores, mostrando también un
adecuado ajuste al modelo de un factor. Por factores, nuestros datos muestran
resultados satisfactorios en la mayor parte de los parámetros analizados, en la
escala de autoestima negativa y positiva, sobre todo en ésta última. Datos que
concuerdan con Moral cols. (2014), y parcialmente con Martín-Albo cols. (2007).
Coincidimos con Caballo, Salazar y Equipo de Investigación CISO-A España (2018)
en la importancia que tiene la RSES como instrumento muy aceptado por la
comunidad científica en la evaluación de la autoestima.
La hipótesis
primera queda confirmada, puesto que el nivel de AF se
relaciona positivamente con la autoestima global y con la autoestima positiva,
tendencia similar a la encontrada por Mahoney (2014), Wagnsson,
Lindwall, y Gustafsson (2014) y Legrand (2014). Por eso, algunos
autores ponen de manifiesto la importancia de hacer AF a edades tempranas (Inchley, Kirby y Currie, 2011; Mickūnienė, Pajaujienė
y Jankauskienė,
2014),
ya que se ha confirmado que los adolescentes que tienen mejor condición física
presentan mayor nivel de autoestima global (Ng,
Välimaa, Rintala, Tynjälä, Villberg y Kannas, 2014).
El análisis de
correlaciones, completado con el análisis de regresión, refleja la influencia
que ejerce la práctica de AF como actividad moduladora sobre la autoestima,
siendo los sedentarios los que manifiestan menor autoestima global y mayor
autoestima negativa. Algo muy similar a lo encontrado por Scarpa
(2011), Swanepoel, Surujlar
y Dhurup (2015) o D´Anna,
Rio y Gómez (2015). Según nuestros resultados, se confirma la hipótesis segunda, puesto que los sujetos activos que practican
deportes colectivos son los que tienen niveles más elevados de autoestima
global y positiva. Eso se asemeja a lo encontrado por Zeng (2003), donde en un
estudio similar que valoraba la autoconfianza determinaron que ésta era mayor
en los deportistas que practicaban deportes colectivos. Lo cual contrasta en
parte con otros estudios donde sujetos practicantes de deportes individuales
tenían mayor autoconfianza que los de deportes colectivos (Fradejas, Espada y
Garrido, 2017; Radzi, Yusof
y Zakaria, 2013; Sagar y Jowett,
2012).
Los resultados de la
presente investigación no confirman plenamente la hipótesis
tercera, ya que no siempre la autoestima es menor en el grupo de adolescentes de
mayor edad, presentando la autoestima unos niveles similares en todos los
grupos etarios. A pesar de todo, la percepción sobre sí mismos que tienen los
adolescentes suele sufrir oscilaciones a lo largo del tiempo (Van der Berg, Mond,
Einsberg, Ackard y Neumark-Sztainer, 2010).
Se confirma la hipótesis cuarta, ya que según el análisis de la varianza
los chicos tienen mayor autoestima global que las chicas, haciéndose
significativa esta diferencia en la autoestima positiva, tal y como ocurrió en
los estudios de Martín-Albo cols. (2007), Garaigordobil, Pérez y Mozaz
(2008), Salvador, García-Gálvez y De la Fuente (2010) y Caballo,
Salazar y Equipo de Investigación CISO-A España (2018).
CONCLUSIONES
La cantidad y el tipo
de deporte practicado modulan la autoestima, de hecho
ésta es superior entre los adolescentes practicantes de deportes colectivos. La
edad no es un factor determinante en la autoestima. El sexo influye en la
autoestima, presentando los hombres niveles superiores a las mujeres. Por otro
lado, se confirma el modelo bifactorial de la RSES.
LIMITACIONES Y PROSPECTIVAS DE FUTURO
Este estudio no estuvo
exento de limitaciones, entre las que se encuentran la no realización de un post
test. También hay que ser consciente de que a pesar de que el uso de medidas de
autoinforme es una herramienta aceptada y útil (Pintrich,
2004, p. 391), puede presentar carencias a la hora de extraer información,
siendo para ello fundamental el diseño de unas sesiones prácticas previas
formativas que expliquen con mayor claridad todas las conductas observables, lo
cual ayudaría a los estudiantes a observar mejor su comportamiento, actitudes o
emociones (Núñez, Solano, González-Pienda y Rosário, 2006).
Para futuras líneas de
investigación, se podría diseñar un estudio longitudinal que permita analizar
cómo fluctúa la autoestima en base al nivel y tipo de práctica físico-deportiva
realizada, y poder así extraer relaciones de causalidad más sólidas. Una de las
aplicaciones prácticas más importantes puede ser la contribución en las clases
de educación física, ayudando al profesorado en la adecuada elección de
contenidos deportivos con vistas a mejorar la autoestima y motivación de los
estudiantes, incrementando el tiempo de práctica físico-deportiva. Teniendo en
cuenta que cuando el profesorado promueve la corresponsabilidad en el proceso
de enseñanza-aprendizaje, en cierta medida, se favorece también la adopción de
hábitos saludables (González-Cutre et al., 2014; Merino-Barrero,
Valero-Valenzuela y Belando Pedreño, 2019; Moreno-Murcia, Huéscar y Cervelló,
2012; Moreno-Murcia y Sánchez-Latorre, 2016).
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Rev.int.med.cienc.act.fís.deporte - vol. 21 - número 81 - ISSN: 1577-0354