El salto ha sido estudiado tanto desde el punto de vista biomecánico1 como fisiológico2 y constituye un aspecto relevante a la hora de valorar la condición física, especialmente la fuerza explosiva. También puede servir como protocolo de valoración para estudiar los efectos de un programa de entrenamiento3, 4, 5 o para la selección de deportistas6. En gimnasia artística también ha sido utilizado anteriormente no solo para caracterizar el perfil específico de la capacidad de salto7, sino también para determinar los efectos de una preparación física específica así como la evolución con la edad8. En gimnasia artística femenina, tres de los cuatro aparatos de competición (suelo, salto y barra de equilibrios) requieren del salto a pies juntos como gesto fundamental para la realización de las dificultades acrobáticas.

Para valorar el rendimiento de un deportista o la eficacia de un entrenamiento para la mejora del salto, la fiabilidad es un aspecto importante a tener en cuenta ya que sirve para verificar la reproductibilidad de un conjunto de medidas en el tiempo. Una gran fiabilidad implica mayor precisión en las medidas individuales, así como un mejor seguimiento de los cambios en las mediciones9. Se suelen usar tres parámetros de fiabilidad: la variación intrasujeto, el cambio en la medida y la correlación retest9. La primera tiene que ver con la precisión a la hora de estimar un cambio en la variable de un estudio experimental, como es la variación debida al azar cuando un sujeto realiza un test varias veces. La segunda verifica el cambio en la medida, entendido como cambio del valor medio entre dos mediciones. Por último, la correlación retest ayuda a predecir los valores de una segunda medición respecto a la primera.

Aunque la fiabilidad del squat jump (SJ), del countermovement jump (CMJ) y del drop jump (DJ) ya ha sido estudiada en adultos10, 11, 12, 13, 14, 15, no existen apenas informes sobre la fiabilidad del salto en poblaciones infantiles. En un estudio realizado con niños de entre 6 y 8 años de edad16 se encontraron índices de reproducibilidad aceptables en SJ y CMJ, similares a los resultados obtenidos por Viitasalo14 con niños de 11 años. En otro trabajo realizado con chicos de entre 12 y 14 años se encontraron índices de fiabilidad moderada en la manifestación reactiva de la fuerza de salto17.

Se plantea la hipótesis de que la fiabilidad del salto vertical es menor en poblaciones infantiles. Viitasalo14 verificó dicha hipótesis al observar que la fiabilidad de los tests de salto mejoraba con la edad. Sin embargo, el mismo estudio observó que los valores más elevados de repetitividad, independientemente de la edad, pertenecían a los gimnastas, posiblemente por la gran exigencia coordinativa y de habilidad que caracteriza este deporte. Por lo tanto, el objetivo del presente estudio es determinar si niñas prepúberes que practican un entrenamiento específico de gimnasia artística son capaces de reproducir los resultados y, por tanto, son más fiables en las distintas pruebas de salto vertical que niñas de la misma edad que no lo practican.

Se estudiaron 36 niñas con edades comprendidas entre los 7 y los 12 años, distribuidas en dos grupos:

• • Grupo experimental (G1), compuesto por 19 niñas (edad, 10,1±1,5 años; talla, 133±1,12cm; peso, 29,9±7,0kg) con una práctica de gimnasia artística de 13h semanales y mínimo de un año de experiencia que les permitía competir a nivel regional o nacional.

• • Grupo control (G2), formado por 17 niñas con una actividad deportiva generalista extraescolar de 3h semanales aproximadamente (edad, 9,4±1,2 años; talla, 134±1,08cm; peso, 30±6,9kg).

Dado que todas las participantes eran menores de edad, se obtuvo previamente el consentimiento informado de los padres/tutores de cada una de ellas. El estudio fue aprobado por el Comité de Ética de Investigaciones clínicas de la Administración deportiva de Cataluña.

Se utilizó una báscula y un tallímetro para medir la masa corporal y la talla, y una plataforma de contactos (Ergo Jump Bosco/System®) para medir el tiempo de vuelo (TV, en milisegundos [ms]), tiempo de contacto (TC, en ms) y potencia estimada (W/kg). Esta última se calculó a partir de la fórmula (Figura 1) propuesta por Bosco et al.18.

Figura 1. Formula de estimación de la potencia mecánica a partir de las variables registradas a través de una plataforma de contacto (según Bosco et al., 1983).

La batería de test se aplicó en dos sesiones separadas un mínimo de 48h. Los tests se realizaron a la misma hora y lugar y los realizó el mismo investigador. Los tests se llevaron a cabo después del calentamiento propio de su actividad deportiva. Se permitieron un par de saltos de prueba para minimizar errores de ejecución y facilitar la familiarización de los sujetos.

Para el estudio de la fiabilidad intrasujeto, cada niña realizó 3intentos en cada tipo de salto. Para el estudio estadístico de la fiabilidad entre sesiones se utilizó el promedio de los dos saltos con mayor TV, expresado en milisegundos (ms) (en los saltos no pliométricos) y de los dos saltos con mayor potencia, expresada en watios/masa corporal (W/kg) (en los saltos pliométricos) siguiendo los criterios de Marina8.

Los tests realizados se ajustaron a los protocolos descritos por Bosco et al.19, 20, 21, 22: squat jump (SJ), counter-movement jump (CMJ), counter-movement jump with arm swing (CMJA) y drop jump (DJ) únicamente a dos alturas (40 y 60cm) por motivos de seguridad.

Respecto a la ejecución de los tests SJ y CMJ, no existe unanimidad en los criterios de ejecución en cuanto al ángulo de flexión de la rodilla (Tabla 1). Dada la edad de los sujetos, se pautó verbalmente el ángulo de la rodilla (90°) únicamente en el SJ. Dicho ángulo se determinó visualmente con el observador colocado perpendicularmente al plano sagital del sujeto.

Tabla 1. Actualización de la literatura de la tabla de Marina (2003). Comparación de los modelos de ejecución utilizados por diversos autores

SJ: squat jump; CMJ: counter-movement jump; CMJA: counter-movement jump with arm swing; DJ: drop jump.

En gimnasia artística los TC en DJ son muy cortos8 y se ajustan al patrón de salto llamado por algunos autores DJ for height time (DJ-H/t)23, quick drop jump (QDJ)24 o bounce drop jump (BDJ)1. Por ello, la técnica usada en el presente estudio prioriza un tiempo de impulsión lo más breve posible, repercutiendo en una amplitud menor del movimiento de flexoextensión.

Autores como Faria y Faria25 permiten el uso de los brazos en DJ con gimnastas masculinos. Según Vittori26, la superexcitación nerviosa refleja causada por el uso de los brazos facilita a los músculos del cuádriceps la frenada del cuerpo al final de la fase de amortiguación durante el descenso. En gimnasia artística la mayoría de acrobacias y saltos requieren coordinar la flexoextensión de piernas con el movimiento de brazos. Sabiendo esto y buscando un patrón de movimiento que se asemeje al máximo a las condiciones habituales del salto pliométrico de la gimnasta, permitimos el uso de los brazos a la hora de ejecutar el DJ.

La distribución normal de cada variable se confirmó mediante la prueba de Shapiro-Wilk. Se usaron los tres intentos para estudiar la fiabilidad intraindividual entre repeticiones en una misma sesión. Las diferencias entre los resultados de los tres intentos de cada prueba en la misma sesión se valoraron mediante el análisis de la varianza (ANOVA) para medidas repetidas. Para estudiar la fiabilidad intersesiones se escogieron los dos mejores valores de cada sesión. La significación de las diferencias entre medias de cada sesión se valoró mediante la prueba t de Student de muestras relacionadas.

Paralelamente, en ambos casos se complementó el estudio de fiabilidad con el coeficiente de correlación intraclase (ICC) y el coeficiente de correlación de Pearson (r). Sabiendo que el coeficiente de correlación bilateral de Pearson (r) no contempla el número de repeticiones, consideramos más adecuado valorar la fiabilidad interintentos mediante el ICC, ya que a tenor de las recomendaciones de Hopkins9 es el estadístico más apropiado con más de dos mediciones. La variabilidad interindividual se calculó mediante el coeficiente de variación de Pearson (CV%), usando la siguiente expresión (Figura 2):

Figura 2. Formula correspondiente al cálculo del Coeficiente de variación.

En todas las pruebas comparativas se estableció un nivel de significación mínimo de p<0,05. Para el análisis estadístico se utilizó el programa informático PASW Statistics 18 para Windows® (SPSS Inc., Chicago, Illinois)

En la Tabla 2 se presentan los estadísticos descriptivos y coeficientes de fiabilidad para los tests de salto de cada sesión.

Tabla 2. Estadísticos descriptivos e índices de fiabilidad de las sesiones 1 y 2 para el estudio interintentos

Los resultados se expresan mediante medias y desviación estándar de cada intento.

CV: coeficiente de variación de Pearson (CV); ICC: coeficiente de correlación intraclase; IC95%: intervalo de confianza al 95% para el ICC. I1: intento 1; I2: intento 2; I3: intento 3; G1: grupo de gimnastas; G2: grupo control; SJ: squat jump; CMJ: counter-movement jump; CMJA: counter-movement jump with arm swing; DJ: drop jump.

Los valores medios de los intentos muestran pequeñas variaciones en el grupo de gimnastas (G1). Sin embargo, en el grupo control (G2) se observa un incremento en los valores medios a lo largo de los tres intentos en SJ, CMJ y DJ40 (Tabla 2). A través del análisis de medidas repetidas únicamente se encontraron diferencias significativas entre intentos en CMJ del grupo de gimnastas, concretamente entre el primer y el segundo intento (p=0,002) de la primera sesión (S1). No se observaron diferencias entre los intentos del resto de pruebas aplicadas (p≥0,05).

En la segunda sesión (S2) no se encontraron diferencias significativas entre intentos en ninguno de los tests (p≥0,05). Los coeficientes de fiabilidad intrasujeto (ICC) de todos los tests para el estudio de la repetitividad entre intentos fueron considerablemente elevados, tanto en el grupo de gimnastas (0,75≥ICC≤0,93) como en el grupo control (0,84≥ICC≤0,94). En las gimnastas los tests DJ40 y DJ60 presentan la mayor fiabilidad intrasujeto (ICC=0,90 y 0,93, respectivamente; Tabla 2), aunque también los mayores valores de CV (CV≥18,8). Se observó una mayor reproducibilidad intrasujeto del SJ en la segunda sesión tanto en las gimnastas (ICC=0,895) como en el grupo control (ICC=0,957). En este último también encontramos pequeños aumentos en la reproducibilidad del DJ40 y DJ60 en la segunda sesión (Tabla 2). Por el contrario, dicha reproducibilidad disminuye en el resto de pruebas.

Los valores de ICC que demuestran mayor fiabilidad intrasujeto en el grupo control se encuentran en CMJ (ICC=0,94) y CMJA (ICC=0,94) en la primera sesión, mientras que en el grupo de gimnastas los valores más elevados de ICC se encuentran en DJ40 (ICC=0,906) y DJ60 (ICC=0,930) (Tabla 2).

En cuanto a la variabilidad intersujeto, en el grupo de gimnastas los valores más bajos de CV se encuentran en SJ y CMJ (CV≤4,7) en la primera sesión. Esta variabilidad se ve incrementada en la segunda sesión para ambos tests (CV≥7,0). Por el contrario, se observa una disminución de la variabilidad en la segunda sesión en CMJA, DJ40 y DJ60. Así mismo, y pese a ser mayores que en el grupo de gimnastas, los valores más bajos de CV en el grupo control (CV≤8,4) también se encuentran en SJ y CMJ (Tabla 2). Observamos una disminución de la variabilidad intersujeto en el grupo control únicamente en SJ y CMJA. Por el contrario, la variabilidad en CMJ, DJ40 y DJ60 aumenta el segundo día (Tabla 2).

Respecto a los coeficientes de correlación de Pearson, haciendo comparaciones por pares entre los intentos encontramos valores entre moderados y altos en el grupo de gimnastas (0,51≥r≤0,91) y en el grupo control (0,53≥r≤0,88).

En lo que se refiere a la fiabilidad entre sesiones, se muestran valores más elevados de ICC en el grupo control (0,78≥ICC≤0,97) que en el grupo de gimnastas (0,70≥ICC≤0,82). También encontramos correlaciones mayores entre sesiones en el grupo control (gimnastas: 0,54≥r≤0,74; control: 0,65≥r≤0,94) en todos los tests administrados. No se observaron diferencias significativas entre las medias de los resultados para cada prueba entre las dos sesiones (p≥0,05) exceptuando el test CMJ en el grupo de gimnastas, en el que sí encontramos un incremento significativo (t(18) =–2,39; p≤0,05) en la segunda sesión (Tabla 3).

Tabla 3. Estadísticos descriptivos e índices de fiabilidad para el estudio intersesiones

	S1	S2	r	CV	ICC	IC 95%		t	p(t)
G1
SJ (ms)	453,0 ± 21,1	459,5 ± 32,7	0,595	5,3	0,703	0,230	0,886	–1,061	0,303
CMJ (ms)	466,8 ± 23,0	478,2 ± 24,5	0,624	4,5	0,767	0,396	0,910	–2,399	0,027
CMJA (ms)	511,2 ± 27,5	519,9 ± 24,5	0,713	4,7	0,829	0,557	0,934	–1,902	0,073
DJ40 (W)	44,7 ± 8,8	44,4 ± 6,7	0,658	15,9	0,776	0,420	0,914	0,229	0,821
DJ60 (W)	38,3 ± 7,1	39,9 ± 7,2	0,625	16,6	,769	0,402	0,911	–1,122	0,277
G2
SJ (ms)	419,4 ± 35,9	421,9 ± 33,2	0,702	7,6	0,891	0,700	0,961	–0,376	0,712
CMJ (ms)	428,9 ± 34,4	423,1 ± 36,1	0,942	8,2	0,789	0,417	0,924	1,972	0,066
CMJA (ms)	453,9 ± 38,4	454,7 ± 34,9	0,859	7,8	0,922	0,785	0,972	–0,184	0,856
DJ40 (W)	31,8 ± 6,2	32,1 ± 6,8	0,654	18,7	0,970	0,916	0,989	–0,222	0,827
DJ60 (W)	28,9 ± 5,9	27,5 ± 6,7	0,811	21,5	0,823	0,512	0,936	–1,469	0,161

Los resultados se expresan mediante medias y desviación estándar.

r: coeficiente de correlación de Pearson; CV: coeficiente de variación de Pearson; ICC: coeficiente de correlación intraclase; IC95%: intervalo de confianza al 95% para el ICC; t: valor de la prueba t de Student para medidas repetidas; p(t): grado de significación de las diferencias para la prueba t de Student; S1: sesión 1; S2: sesión 2; G1: grupo gimnastas; G2: grupo control; SJ: squat jump; CMJ: counter-movement jump; CMJA: counter-movement jump with arm swing; DJ: drop jump.

En cuanto a la variabilidad intersujeto entre sesiones, en ambos grupos los valores de CV son menores que los obtenidos al comparar los intentos de la mayoría de pruebas (Tabla 3).

Este estudio pretende determinar si un entrenamiento sistemático de gimnasia artística afecta la reproducibilidad de las pruebas de salto vertical. Los resultados confirman parcialmente dicha hipótesis y muestran en ambos grupos una fiabilidad aceptable en todos los tests.

La escasa variabilidad reflejada por la falta de significación de las diferencias entre los tres intentos de cada salto sugiere que no hay un efecto aprendizaje.

Los elevados valores de ICC obtenidos parecen indicar en todos los saltos una gran estabilidad de rendimiento de los participantes. Cabría esperar mayor estabilidad del rendimiento del salto en las gimnastas, pero la heterogeneidad del grupo, tanto por cualidades físicas como por años de experiencia, podría explicar nuestros resultados estadísticos. No obstante, los niveles superiores de variabilidad intersujeto (CV) del grupo control en comparación con las gimnastas, tanto en la primera como en la segunda sesión, confirman el efecto de homogenización de la muestra por la práctica deportiva.

Comparando los intentos de SJ y CMJ durante una misma sesión, los índices de fiabilidad obtenidos en ambos grupos son comparables a los valores obtenidos con adultos11, 15, por lo que, independientemente de si realizan o no un deporte como la gimnasia artística, los tests administrados demuestran una buena reproducibilidad durante una misma sesión, en niñas de entre 7 y 12 años. Al parecer no es necesario más de un intento de familiarización para cada test cuando se trata de niñas físicamente activas. Sin embargo, en el CMJ las diferencias entre intentos halladas en la primera sesión sugieren un efecto aprendizaje que podría deberse a la falta de práctica del gesto de salto con contramovimiento con manos en la cintura.

Bosco et al.21 observaron que los adultos con mayor porcentaje de fibras rápidas flexionaban menos las rodillas que los demás, lo que podría sugerir que para maximizar la altura del salto cada sujeto debería explorar su flexión de rodilla más favorable, siendo necesario más de un intento de habituación. Además, y teniendo en cuenta que en CMJ observamos únicamente diferencias entre el primer y el segundo intento de la primera sesión y que no hallamos diferencias en el segundo día de valoración, podríamos pensar que, en este colectivo, sería interesante la realización de más de un intento de habituación. Este efecto aprendizaje se confirma en un estudio realizado con niños de 6 a 8 años de edad16. En dicho estudio se plantea la posibilidad de efectuar varias repeticiones de una prueba para asegurar una ejecución óptima que permita conseguir mejores niveles de fiabilidad.

En nuestro caso, como era de esperar, la familiarización con los tests en la segunda sesión favorece un rendimiento intrasujeto más compacto, sobre todo en el grupo control, y un aumento de la homogeneidad del grupo de gimnastas en CMJA, DJ40 y DJ60, cosa que no sucede en SJ y CMJ (Tabla 2). Este aumento de la heterogeneidad en algunos tests podría ser un esbozo de lo que sería el efecto divergente que se produce en cualquier proceso de entrenamiento a largo plazo. Dicho entrenamiento provoca que los sujetos con más capacidades aumenten su rendimiento en mayor medida que los demás y que, por tanto, se distancien del resto del grupo. En nuestro caso, la heterogeneidad de la muestra de gimnastas parece dar pie a este efecto divergente en algunos tests.

En el estudio de la fiabilidad intersesiones se obtuvieron resultados similares a los encontrados en el estudio entre intentos. Comparando las dos sesiones en ambos grupos, se observan en general valores de ICC inferiores que los encontrados al comparar los intentos de una misma sesión. Se sugiere por lo tanto que la fiabilidad intrasujeto (ICC) entre dos sesiones consecutivas es de moderada a elevada en ambos grupos, reforzada por una variabilidad entre sesiones baja en SJ, CMJ y CMJA (CV≤10%). Estudios realizados con adultos también destacan la alta repetitividad (ICC≥0,83) entre sesiones de estos tests12, 17. Particularmente con las gimnastas, la variabilidad entre sesiones es comparable a la que otros autores encontraron en adultos12, 15 y en poblaciones infantiles16, observándose en los niños una reproducibilidad intersujeto e intrasujeto elevada en SJ, CMJ y CMJA, que aumentaba en una segunda sesión (ICC≥0,80; CV≤9,19)16. En nuestro caso, ambos grupos mejoraron su reproducibilidad en SJ en la segunda sesión, con valores similares a los encontrados por Martin et al.16 (Tabla 2). Con todo, las diferencias halladas en el grupo de gimnastas entre los valores medios del test CMJ entre sesiones nos sugieren algún efecto aprendizaje y de optimización del gesto. Teniendo en cuenta los bajos valores de correlación encontrados para el CMJ entre sesiones, podríamos sugerir una reproducibilidad baja de este test en el grupo de gimnastas. Sin embargo, esto no sucede en el grupo control, donde la correlación entre sesiones para la prueba CMJ es muy alta (Tabla 3). Corroborando comparaciones previas entre jóvenes deportistas de diferentes modalidades14 se confirman las expectativas iniciales en cuanto que los valores más bajos de variabilidad entre sesiones corresponden a las gimnastas.

En el caso de los test DJ40 y DJ60, aun encontrando valores elevados de repetitividad intrasujeto, la gran variabilidad de ambos grupos puede ser el factor que impida discriminar diferencias entre sesiones. Esta gran variabilidad encontrada podría atribuirse una vez más, sobre todo con las gimnastas, a las diferencias entre sujetos.

Dado que la muestra de gimnastas procedía de un club y no de una selección de las mejores, las características físicas no corresponden a un perfil de gimnasta de alto nivel. La historia deportiva es un factor a tener en cuenta a la hora de interpretar estos resultados, ya que no todas las niñas tenían la misma experiencia ni el mismo nivel deportivo. No obstante, parece ser que con gimnastas preseleccionadas e integradas en una rutina de entrenamiento propia del alto rendimiento sí se observaron valores muy elevados de fiabilidad y repetitividad en pliometría27.Todo parece indicar que la práctica de gimnasia artística, en niveles de iniciación que no de alto rendimiento, no mejora la fiabilidad de la gran mayoría de tests de salto vertical.

Nuestros resultados muestran que las pruebas de valoración de la capacidad de salto aplicadas a niñas de entre 7 y 12 años son fiables. En general, la reproducibilidad entre sesiones de los tests aplicados puede considerarse elevada. Excepcionalmente se cuestiona la repetitividad del test CMJ en las gimnastas. Así pues, todo parece indicar que la práctica de gimnasia artística, a nivel de iniciación, no mejora la fiabilidad de la gran mayoría de tests de salto vertical en comparación con un grupo control. Posiblemente sería necesaria una muestra más grande de estas edades para confirmar la fiabilidad del CMJ.

Los autores declaran no tener ningún conflicto de intereses.

Recibido 10 Noviembre 2011

Aceptado 12 Diciembre 2011

Autor para correspondencia. priscilatorradopineda@gmail.com