Autoestima y práctica deportiva en adolescentes

Rev.int.med.cienc.act.fís.deporte - vol. 21 - número 81 - ISSN: 1577-0354 157 Moral-García, J.E.; Román-Palmero, J.; López García, S.; García-Cantó, E.; Pérez-Soto, J.J.; Rosa-Guillamón, A. y Urchaga-Litago, J.D. (2021) Self-Esteem and Sports Practice in Adolescents. Revista Internacional de Medicina y Ciencias de la Actividad Física y el Deporte vol. 21 (81) pp. 157-174 Http://cdeporte.rediris.es/revista/revista81/artcantidad1234.htm 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) [email protected], [email protected] 2 Graduado en ciencias de la Actividad Física y del Deporte (España) [email protected] 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, [email protected], [email protected] 4 Doctor en Ciencias de la Actividad Física y del Deporte. Profesor de la Facultad de Psicología, Universidad Pontificia de Salamanca (España) [email protected] 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 Rev.int.med.cienc.act.fís.deporte - vol. 21 - número 81 - ISSN: 1577-0354 158 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. ABSTRACT 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 selfesteem. 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, Rev.int.med.cienc.act.fís.deporte - vol. 21 - número 81 - ISSN: 1577-0354 159 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). Rev.int.med.cienc.act.fís.deporte - vol. 21 - número 81 - ISSN: 1577-0354 160 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). Rev.int.med.cienc.act.fís.deporte - vol. 21 - número 81 - ISSN: 1577-0354 161 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 Participantes = 715 adolescentes (Chicas n = 358) 9 centros de ESO. Edad media 14.22 ±1.59 (entre 12-16 años) GC (sedentarios) n=257 (36%) Chicos n=88 (32.3%) Chicas n=169 (65.7%) GEDI (deportes individuales) n=238 (33.3%) Chicos n=115 (48.3%) Chicas n=123 (51.6%) GEDC (deportes colectivos) n=220 (30.7%) Chicos n=125 (56.8%) Chicas n=95 (43.2%) Rev.int.med.cienc.act.fís.deporte - vol. 21 - número 81 - ISSN: 1577-0354 162 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 Rev.int.med.cienc.act.fís.deporte - vol. 21 - número 81 - ISSN: 1577-0354 163 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 físicodeportiva (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 Rev.int.med.cienc.act.fís.deporte - vol. 21 - número 81 - ISSN: 1577-0354 164 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. Rev.int.med.cienc.act.fís.deporte - vol. 21 - número 81 - ISSN: 1577-0354 165 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 cuadtrátic a 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). Rev.int.med.cienc.act.fís.deporte - vol. 21 - número 81 - ISSN: 1577-0354 172 Personality and Social Psychology Bulletin, 34, 542-552. https://doi.org/10.1177/0146167207312313 Martín-Albo, J., Núñez, J.L., Navarro, J.G. y Grijalvo, F. (2007). The Rosemberg Self-Esteem Scale: Translation and Validation in University Students. The Spanish Jounal of Psychology, 10(2), 458-467. https://doi.org/10.1017/S1138741600006727 Martínez-López, E. J. M., Cerceda, J. M., Manzano, S. S. y Ruiz-Ariza, A. (2018). 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