Diseño preliminar de la Escala de Interacciones y Estereotipos de Género en el Recreo (EIEGR): una herramienta para explorar la coeducación en contextos escolares
Desenho preliminar da Escala de Interações e Estereótipos de Gênero no Recreio (EIEGR): uma ferramenta para explorar a coeducação em contextos escolares
Preliminary design of the Gender Interactions and Gender Stereotypes in Recreation Scale (GISRS): a tool for exploring co-education in school settings
Oswaldo Ceballos-Gurrola 1 
https://orcid.org/0000-0002-3515-8110
Jorge-Agustín Zapatero-Ayuso 2 https://orcid.org/0000-0002-5473-8225
Antonio Campos-Izquierdo 3 https://orcid.org//0000-0001-7070-6840
Elena Ramírez-Rico 2 https://orcid.org/0000-0003-4585-1645
(1) Universidad Autónoma de Nuevo León (UNAL), México; (2) Universidad Complutense de Madrid (UCM), España; (3) Universidad Politécnica de Madrid (UPM), España
Resumen. El recreo escolar es un espacio clave para el aprendizaje informal, donde las creencias e ideologías de género se construyen y refuerzan. Este estudio tuvo como objetivo rediseñar y validar la Escala de Interacciones y Estereotipos de Género en el Recreo (EIEGR) con alumnado de 5º y 6º de Educación Primaria de México. Participaron 793 estudiantes de escuelas públicas mexicanas (9–13 años, M=11.08±0.77). Se aplicaron análisis factorial exploratorio y confirmatorio en submuestras aleatorias. Los resultados indicaron una estructura bifactorial: Interacciones (4 ítems) y Estereotipos (3 ítems), con adecuados índices de ajuste (Chi²/gl=2.84, GFI=.98, CFI=.93, RMSEA=.06). Sin embargo, la confiabilidad fue baja (α<.70), lo que exige un uso cauteloso del instrumento. La EIEGR ofrece un punto de partida para explorar la influencia del género en el recreo y resalta la necesidad de continuar su validación para fortalecer su aplicación en diagnósticos e intervenciones coeducativas.
Palabras clave: igualdad de género; patio escolar; validación psicométrica; Educación Primaria; socialización de género.
Resumo. O recreio escolar é um espaço fundamental para a aprendizagem informal, onde as crenças e ideologias de gênero são construídas e reforçadas. Este estudo teve como objetivo redesenhar e validar a Escala de Interações e Estereótipos de Gênero no Recreio (EIEGR) com alunos do 5º e 6º ano do Ensino Fundamental do México. Participaram 793 alunos de escolas públicas mexicanas (9–13 anos, M=11,08±0,77). Foram aplicadas análises fatoriais exploratórias e confirmatórias em subamostras aleatórias. Os resultados indicaram uma estrutura bifatorial: Interações (4 itens) e Estereótipos (3 itens), com índices de ajuste adequados (Chi²/gl=2,84, GFI=0,98, CFI=0,93, RMSEA=0,06). No entanto, a confiabilidade foi baixa (α<0,70), o que exige um uso cauteloso do instrumento. A EIEGR oferece um ponto de partida para explorar a influência do gênero no recreio e destaca a necessidade de continuar sua validação para fortalecer sua aplicação em diagnósticos e intervenções coeducativas.
Palavras-chave: igualdade de gênero; pátio escolar; validação psicométrica; Educação Primária; socialização de gênero.
Abstract. School recess is a key context for informal learning, where gender beliefs and ideologies are constructed and reinforced. This study aimed to redesign and validate the Gender Interactions and Stereotypes at Recess Scale (EIEGR) among 5th- and 6th-grade Primary Education students in Mexico. A total of 793 students from Mexican public schools participated (ages 9–13, M=11.08±0.77). Exploratory and confirmatory factor analyses were conducted on random subsamples. Results indicated a bifactor structure: Interactions (4 items) and Stereotypes (3 items), with adequate fit indices (χ²/df=2.84, GFI=.98, CFI=.93, RMSEA=.06). However, reliability was low (α<.70), requiring cautious use of the instrument. The EIEGR provides an initial framework for examining gender influences in recess contexts and underscores the need for further validation to strengthen its use in coeducational diagnostics and interventions.
Keywords: gender equality; school playground; psychometric validation; elementary education; gender socialization.
1. Introducción
El recreo escolar es un momento de alta carga de significatividad, donde el alumnado se expresa, juega e interacciona con una mayor libertad y un menor control del adulto (Zornoza y García-Castaño, 2023). La atención al recreo desde múltiples puntos de vista goza de una relevancia internacional (Barenie et al., 2024; Grunseit et al., 2020; Mayeza, 2015; Nigg et al., 2018; Rodríguez-Fernández et al., 2024; Seok-Won et al., 2021). Los problemas de estudio son muy diversos, siendo reflejo de un entorno, el del recreo, de alta complejidad. Sin embargo, es común en la literatura previa el análisis de la promoción de actividad física (Barenie et al., 2024; Nigg et al., 2018; Salas-Sánchez y Vidal-Conti, 2022), las relaciones sociales entre el estudiantado (Castillo-Rodríguez et al., 2018; Gil-Madrona et al., 2014; Luis et al., 2020; Rodríguez-Fernández et al., 2024), el uso del espacio y los equipamientos, así como el ocio que se desarrolla durante este momento de la jornada escolar (Graham et al., 2021; Grunseit et al., 2020; Zapatero-Ayuso et al., 2024).
No obstante, una de las variables más abordadas en el análisis de los fenómenos que acontecen en el recreo, que además cruza los problemas antes citados, es el género. El género es un constructo social formado mediante la atribución a la persona de roles y rasgos asociados a una masculinidad o feminidad culturalmente aceptada en contextos determinados (Spears, 2020). Se trata de un concepto en continua reconstrucción a través de las múltiples interacciones que se producen desde la niñez a la vejez en distintos ámbitos como el familiar, el político o el educativo (Chávez-Dueñas y Adames, 2022; Mattner y Sundermeier, 2023).
Concretamente en la escuela, el recreo es uno de los momentos en el que más interacciones entre el alumnado, el profesorado y el entorno se producen (en libertad), dotándolo de un alto valor pedagógico (Zornoza y García-Castaño, 2023), con implicaciones en el desarrollo físico, mental y socio-emocional del alumnado (Massey et al., 2018). Las investigaciones precedentes evidenciaron cómo el género se transmite en aspectos como la vestimenta, el juego o la intervención del profesorado durante el recreo (Boyle et al., 2003; Pawlowski et al., 2014a; Saldaña, 2018). Además, el patio se puede considerar un recipiente y caldo de cultivo idóneo para la aparición de des/igualdad de género (Martínez-García y Rodríguez-Menéndez, 2019; Spears, 2020). Los antecedentes son tendentes a describir un entorno binario y de naturaleza androcéntrica (Boyle et al., 2003; Zapatero-Ayuso et al., 2021) en el que la desigualdad de género se manifiesta en aspectos como: (a) el uso del espacio, con canchas deportivas centrales dominadas frecuentemente por mayorías de chicos que juegan a deportes de pelota (Spears, 2020 Pawlowski et al., 2014a); (b) la limitación de las posibilidades de ocio (activo y pasivo) de mayorías de chicas (y minorías de chicos) que son desplazadas a zonas periféricas en favor dichos juegos de pelota de chicos (Graham et al., 2022; Spears, 2020; Zapatero-Ayuso et al., 2024); o (c) la aparición de conductas discriminatorias y violentas como consecuencia de los conflictos originados en los deportes de pelota y/o el dominio del espacio (Martínez-García y Rodríguez-Menéndez, 2019; Mayeza et al., 2015; Pawlowski et al., 2014b; Zapatero-Ayuso et al., 2022). Sumado a estos elementos, también fue evidenciada una alta tendencia a los agrupamientos homogéneos en Educación Primaria durante el recreo: chicas con chicas y chicos con chicos. Estos agrupamientos pueden actuar en la transmisión ideológica de forma natural o implícita (Boyle et al., 2003; Rodríguez-Fernández et al., 2024; Zapatero-Ayuso et al., 2021). La elección del grupo de pares en el recreo aparece mediada por la afinidad entre las características individuales de niñas y niños y el juego que comparten, lo cual aparece condicionado por el género (Luis et al., 2020). Se documentaron con mayor frecuencia chicos compartiendo juegos activos y competitivos ejercidos bajos rasgos y roles tradicionalmente masculinos como la agresividad y el dominio; y chicas en actividades lúdicas más sedentarias y relacionales vinculadas a rasgos y roles de feminidad como el equilibrio, la cooperación o la armonía. Se puede sostener que la actividad favorita de los chicos en el patio es practicar deportes colectivos de pelota y la de las chicas pasear y charlar con sus mejores amigas (Pawlowski et al., 2014b; Zapatero-Ayuso et al., 2021; 2024).
Esta panorámica coincide con lo reportado en el contexto mexicano, donde recientemente se identificaron estas diferencias en relación con el género, al mismo tiempo que se reportan otros problemas estructurales, como la falta de materiales lúdicos, el escaso espacio o la reducida supervisión (Hernández-Ramírez y García-Villanueva, 2024). Además, se coincide en la importancia del recreo para la promoción de actividad física-deportiva (Graham et al., 2021; Nigg et al., 2018) y diversas revisiones sistemáticas son congruentes en los menores niveles reportados por chicas en comparación con los chicos (Salas-Sánchez y Vidal-Conti, 2022; Suga et al., 2021). Sin embargo, los estudios de intervención previos demuestran que se puede intervenir para reducir la desigualdad en el patio escolar, advirtiendo de la necesidad de impulsar reformas y profundizar en sus consecuencias (Beranie et al., 2024).
La investigación en torno al problema sigue siendo una necesidad en la actualidad, que se apoya y fundamenta en los cambios políticos y educativos que se extienden a nivel internacional (reflejándose en un Objetivo de Desarrollo Sostenible por la UNESCO, s.f.). De acuerdo con estos lineamientos, también en el contexto mexicano, con intención de romper con la heredada masculinidad hegemónica y garantizar la equidad de género, se han elaborado planes y actuaciones normativas que sitúan al centro escolar como elemento esencial para promover la igualdad de oportunidades en la Nueva Escuela Mexicana (Ramírez-Rodríguez y Gutiérrez-De La Torre, 2023; Secretaría de las Mujeres, 2025; SEGOB, 2020; SEP, 2022).
Aunque la literatura internacional y mexicana describe patrones generales de desigualdad de género en los recreos escolares (Spears, 2020; Graham et al., 2022; Zapatero-Ayuso et al., 2024), estudios recientes evidenciaron que estas interacciones y estereotipos pueden variar significativamente según el contexto social, las infraestructuras/espacios disponibles, y la cultura escolar (Graham et al., 2021; Hernández-Ramírez y García-Villanueva, 2024; Zapatero-Ayuso et al., 2024). Por ejemplo, los patios urbanos con equipamiento diversificado y zonas lúdicas alternativas tienden a favorecer una participación más equitativa entre chicas y chicos, mientras que en patios tradicionales, centrados en deportes colectivos de pelota, predominan agrupamientos homogéneos y roles androcéntricos (Graham et al., 2021; Pawlowski et al., 2014a; Zapatero-Ayuso et al., 2021). Estas diferencias resaltan la necesidad de disponer de instrumentos como la EIEGR, que puedan medir interacciones y estereotipos de género en distintos contextos, facilitando análisis comparativos y la evaluación de intervenciones coeducativas. Asimismo, las intervenciones previas demostraron que la diversificación de actividades y el rediseño de espacios lúdicos incrementaron la participación de las chicas y fomentaron un ocio más inclusivo, evidenciando que las desigualdades observadas son modificables mediante políticas y prácticas educativas intencionadas (Rodríguez-Fernández et al., 2024; Zapatero-Ayuso et al., 2024).
Sumado a estos argumentos, a pesar de la mirada constante a la variable género en relación con la actividad física (Barenie et al., 2024), el ocio activo o pasivo (Graham et al., 2021, 2022; Rodríguez-Fernández et al., 2024; Zapatero-Ayuso et al., 2024) o las relaciones sociales (Luis et al., 2020) durante el recreo, son reducidos los instrumentos validados y actuales que permitan analizar el problema en y desde la perspectiva de la población escolar. Sin embargo, son las personas que resignifican el recreo y dan sentido a los juegos, interacciones y vivencias que alberga el mismo, siendo esto uno de los motivos de este trabajo. Dicho de otro modo, y en base a la concepción teórica de la construcción social del género, es el propio alumnado quien construye el género (Spears, 2020). Sumado a esto, en la investigación previa predominan los estudios contextuales, limitados a un número reducido de centros educativos (e.g., Barenie et al., 2024; Graham et al., 2021, 2022; Zapatero-Ayuso et al., 2024), lo que reduce las posibilidades de alcanzar muestras amplias que proporcionen una visión descriptiva y generalizable de la realidad. Por tanto, la disponibilidad de instrumentos descriptivos, como los cuestionarios o escalas, es fundamental para medir con fiabilidad y validez la problemática en estudios de corte transversal, así como también pueden ser de utilidad para mediciones de carácter longitudinal tras intervenir en los recreos. Con estas motivaciones y vacíos y en apoyo sobre la amplia bibliografía que fundamenta este trabajo, el objetivo del mismo fue rediseñar y validar la Escala de Interacciones y Estereotipos de Género en el Recreo (EIEGR) con alumnado de 5º y 6º de Educación Primaria de México.
2. Método
La metodología utilizada fue cuantitativa no experimental con carácter transversal (Hernández-Sampieri et al., 2014), con la intención de validar un instrumento para la medición de las creencias de género y sus implicaciones en los juegos de niñas/os durante el recreo.
2.1 Participantes
La muestra se compuso de 793 niñas y niños de 5º y 6º de Educación Primaria de México con un rango de edad de 9 a 13 años (X=11.08±0.77), de los cuales un 52.1% eran niñas y un 45.6% niños; un 2.3% no respondió esta información. La muestra pertenecía a los Estados de Nuevo León (n=358, 45.4%) Zacatecas (n=218, 27.5%), Sinaloa (n=167, 21.1%) y Colima (n=48, 6.1%), usando un muestreo por conveniencia y dispersión geográfica que incluyó estados del norte, centro, este y oeste del país. La muestra se dividió aleatoriamente en dos mitades de acuerdo con las recomendaciones de Lloret-Segura et al. (2014). La primera mitad se utilizó para realizar el análisis factorial exploratorio (n=395). Sobre la segunda mitad se aplicó el análisis factorial confirmatorio (n=396).
2.2 Instrumento
El cuestionario utilizado fue una adaptación del empleado en la investigación de Gil-Madrona et al. (2014) en el contexto español, el cual fue sometido a una validación mediante juicio de expertos. El cuestionario original constó de 10 ítems, tres de ellos graduados en una escala Likert de 5 niveles (desde 1 nunca hasta 5 siempre), y siete de carácter dicotómico (“Sí/No”). El cuestionario poseía dos versiones: una para alumnas y otro para alumnos. El nuevo instrumento unió estas versiones en una única escala sin distinción por género, procurando una aplicación más eficiente respecto a la versión inicial con dos escalas diferentes (Tabla 1). Además, en todos los ítems se incluyó la misma graduación Likert de 5 puntos (nunca, rara vez, a veces, casi siempre, siempre).
Tabla 1. Unificación de ítems para el rediseño de la Escala
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Versión chicos |
Versión chicas |
Versión unificada |
|---|---|---|
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1. ¿Soléis jugar juntos los niños y las niñas en el recreo? |
1. ¿Soléis jugar juntos los niños y las niñas en el recreo? |
1. ¿Suelen jugar juntos los niños y las niñas en el recreo? |
|
2. ¿Soléis jugar a los mismos juegos los niños y las niñas durante el recreo o en vuestro tiempo libre? |
2. ¿Soléis jugar a los mismos juegos los niños y las niñas durante el recreo o en vuestro tiempo libre? |
2. ¿Suelen jugar a los mismos juegos los niños y las niñas durante el recreo o en su tiempo libre? |
|
3. ¿Crees que hay juegos solo para niños? |
3. ¿Crees que hay juegos solo para niñas? |
3. ¿Crees que hay juegos solo para niños/niñas (según corresponda)? |
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4. ¿Permitís que las niñas jueguen con vosotros a todos los juegos? |
4. ¿Os dejan jugar los niños con ellos a todos los juegos? |
4. ¿Permites que las niñas/niños (según corresponda) jueguen con ustedes a todos los juegos? |
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5. ¿Cuándo jugáis con las niñas las dejáis de lado? |
5. ¿Cuándo jugáis con los niños os sentís rechazadas? |
5. ¿Cuándo juegas con las niñas/niños (según corresponda) no las/los integras? |
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6. Cuando hacéis equipos para jugar ¿elegís a las niñas en último lugar? |
6. Cuando hacéis equipos para jugar, ¿los niños os eligen en último lugar? |
6. Cuando haces equipos para jugar ¿eliges a las niñas/niños (según corresponda) en último lugar? |
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7. ¿Creéis que las niñas son más débiles y no pueden hacer algunos deportes que requieren más esfuerzo físico? |
7.¿Los niños creen que sois más débiles y no os dejan participar en actividades que requieren mucho esfuerzo? |
7. ¿Crees que las niñas son más débiles y no pueden hacer algunos deportes que requieren más esfuerzo físico? |
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8.¿Os fijáis si las niñas se enfadan cuando cuándo las dejáis de lado o las elegís en último lugar para jugar a algún deporte? |
8. ¿Os enfadáis cuando los niños os rechazan y no os eligen para jugar a algún deporte? |
8. ¿Se dan cuenta si las niñas se molestan cuando las dejan de lado o las eligen en último lugar para jugar a algún deporte? |
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9. ¿Te ríes de las niñas cuando pierden en un juego? |
9. ¿Los niños se ríen de ti cuando pierdes? |
9. ¿Te ríes de las niñas (o los niños se ríen de ti) cuando pierden en un juego? |
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10. Cuando tienes que elegir un compañero o formar un equipo, ¿prefieres que todos seáis chicos? |
10. Cuando tienes que elegir un compañero o formar un equipo, ¿prefieres que todos seáis chicas? |
10. Cuando tienes que elegir un compañero o formar un equipo, ¿prefieres que todos sean hombres/mujeres (según corresponda)? |
Nota: elaboración propia.
2.3 Procedimiento
Los cuestionarios fueron recogidos de forma presencial en las escuelas de las y los participantes. Fueron completadas por el alumnado en presencia de sus docentes en las propias aulas de los colegios durante las clases de Educación Física. El estudio se llevó a cabo de conformidad con la Declaración de Helsinki para la investigación con humanos y sus posteriores enmiendas (World Medical Association, 2013), y fue aprobado por la Facultad de Organización Deportiva de la Universidad Autónoma de Nuevo León (REPRIN-FOD-196). Se aplicó un procedimiento no invasivo, en el que se informó de la voluntariedad para participar en el estudio y del tratamiento anónimo y confidencial de la información. Para asegurarlo un analista externo, sin conocimiento de las escuelas y contextos, codificó las encuestas de forma independiente. Se obtuvo el asentimiento de las/los niñas/os y la autorización de los centros educativos.
2.4 Análisis de datos
Para el cálculo de estadísticos descriptivos se usó SPSS versión 30. Se calcularon los descriptivos de media, desviación típica, asimetría y curtosis en cada uno de los ítems, mostrando una distribución no normal. Posteriormente, se aplicó un Análisis Factorial Exploratorio (AFE) y un Análisis Factorial Confirmatorio (AFC). Mientras que el primero (AFE) pretende identificar la estructura del cuestionario, el segundo (AFC) sirvió para comprobar si dicha estructura se ajustaba adecuadamente a los datos. Con este fin, se depuró la base de datos y se dividió aleatoriamente en dos submuestras.
Sobre la primera, se llevó a cabo el AFE obteniendo el coeficiente de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y la prueba de esfericidad de Bartlett para comprobar la adecuación de los datos. Se empleó la rotación Oblimin y extracción de análisis de componentes principales (Hair et al., 2019; Lloret-Segura et al., 2014).
Sobre la segunda submuestra, se desarrolló el AFC utilizando AMOS versión 30 y el método de máxima verosimilitud. Se evaluó el ajuste del modelo mediante los índices de: Chi² dividido por los grados de libertad (Chi2/gl); error de aproximación cuadrático medio (RMSEA); índice de bondad de ajuste (TLI), Índice de Ajuste Incremental (IFI); Índice de Ajuste Comparativo (CFI), y el índice normativo incremental (RFI). Se aceptaron como criterios de buen ajuste: Chi²/gl < 3, RMSEA < .06, y valores ≥ .90 en CFI, TLI, IFI y RFI (Byrne, 2016; ; Kline, 2023; Lloret-Segura et al., 2014).
Finalmente, con toda la muestra (n=793), se calculó el Alfa de Cronbach para determinar la fiabilidad por factor y de toda la escala en global. Se consideran aceptables los valores iguales o superiores a .70 (Tavakol y Dennick, 2011).
3. Resultados
La Tabla 2 recoge los estadísticos descriptivos de los ítems con un rango de media de entre 1.81 y 4.17; se aprecia también la simetría y curtosis donde no se cumple con una normalidad de estos (-1 y +1).
Tabla 2. Estadísticos descriptivos, asimetría y curtosis de los ítems de la escala
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Media |
DE |
Asime-tría |
Error Asimetría |
Curto-sis |
Error curtosis |
|
|
1. ¿Suelen jugar juntos los niños y las niñas en el recreo? |
3.85 |
1.191 |
-.6 |
.087 |
-.685 |
.173 |
|
2. ¿Suelen jugar a los mismos juegos los niños y las niñas durante el recreo o en su tiempo libre? |
3.52 |
1.312 |
-.378 |
.087 |
-.992 |
.173 |
|
3. ¿Crees que hay juegos solo para niños/niñas (según corresponda)? |
2.15 |
1.408 |
.857 |
.087 |
-.627 |
.173 |
|
4. ¿Permites que las niñas/niños (según corresponda) jueguen con ustedes a todos los juegos? |
4.17 |
1.112 |
-1.129 |
.087 |
.279 |
.173 |
|
5. ¿Cuándo juegas con las niñas/niños (según corresponda) no las/los integras? |
3.5 |
1.599 |
-.514 |
.087 |
-1.335 |
.173 |
|
6. Cuando haces equipos para jugar ¿eliges a las niñas/niños (según corresponda) en último lugar? |
3.02 |
1.487 |
-.007 |
.087 |
-1.358 |
.173 |
|
7. ¿Crees que las niñas son más débiles y no pueden hacer algunos deportes que requieren más esfuerzo físico? |
1.81 |
1.228 |
1.334 |
0.87 |
.602 |
.173 |
|
8. ¿Se dan cuenta si las niñas se molestan cuando cuándo las dejan de lado o las eligen en último lugar para jugar a algún deporte? |
3.16 |
1.433 |
-.099 |
0.87 |
-1.251 |
.174 |
|
9. ¿Te ríes de las niñas (o los niños se ríen de ti) cuando pierden en un juego? |
2.02 |
1.328 |
1.079 |
0.87 |
-.106 |
.174 |
|
10. Cuando tienes que elegir un compañero o formar un equipo, ¿prefieres que todos sean hombres/mujeres (según corresponda)? |
2.79 |
1.422 |
.192 |
0.87 |
-1.153 |
.174 |
Nota: elaboración propia.
Se obtuvieron dos factores con valores Eigen de 1.86 (Factor Interacción) y 1.46 (Factor Estereotipos), que explican el 47.45% de la varianza total acumulada. El factor Interacciones se compuso por 4 ítems (ítems 1, 2, 4 y 5) y explicó el 26.573% de la varianza. El factor Estereotipos se compuso de 3 ítems (ítems 3, 6 y 7) y explicó el 20.88% de la varianza (Tabla 3). Para mejorar el ajuste del modelo se revisó la estructura inicial de tres factores, se eliminaron los ítems 8, 9 y 10 de la escala, ya que el factor tres se compuso de 2 ítems y el tercer ítem contaba con bajos valores de saturación; lo que evidenció la mejora de los índices de ajuste mostrando valores más cercanos a lo recomendado (Lloret-Segura et al., 2014, Tabla 3).
Tabla 3. Cargas factoriales de la matriz de patrones y comunalidades de los ítems retenidos en la Escala
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Ítems |
Interacción |
Estereotipos |
Comunalidades |
|
2. ¿Suelen jugar a los mismos juegos los niños y las niñas durante el recreo o en su tiempo libre? |
.807 |
.591 |
|
|
1. ¿Suelen jugar juntos los niños y las niñas en el recreo? |
.757 |
.611 |
|
|
4. ¿Permites que las niñas/niños (según corresponda) jueguen con ustedes a todos los juegos? |
.653 |
.436 |
|
|
5. ¿Cuándo juegas con las niñas/niños (según corresponda) no las/los integras? |
.460 |
.284 |
|
|
7. ¿Crees que las niñas son más débiles y no pueden hacer algunos deportes que requieren más esfuerzo físico? |
.715 |
.517 |
|
|
3. ¿Crees que hay juegos solo para niños/niñas (según corresponda)? |
.650 |
.487 |
|
|
6. Cuando haces equipos para jugar ¿eliges a las niñas/niños (según corresponda) en último lugar? |
.639 |
.397 |
Nota: elaboración propia.
El análisis factorial confirmatorio sobre la segunda parte de la muestra obtuvo el modelo (Figura 1) con adecuados índices de bondad y ajuste (Chi2/gl = 2.846, p < .01, GFI=.98, CFI = .93, TLI = .86, IFI = .93, RMSEA = .06).
Figura 1. Modelo Estructural de la Escala de Interacciones y Estereotipos de Género en el Recreo
La Tabla 4 muestra cómo la Fiabilidad Compuesta (FC) ofreció valores superiores a .70 y la Varianza Media Extraída (VME) valores superiores a .50, cumpliendo la validez convergente. Los valores de KMO (<.90) y de Alfa de Cronbach no alcanzaron valores óptimos (<.70).
Tabla 4. Confiabilidad de la Escala de Interacciones y Estereotipos de Género en el Recreo
|
Factor |
Ítems |
KMO |
α |
VME |
FC |
|
Interacciones |
2,1,4,5 |
.633 |
.561 |
.548 |
.770 |
|
Estereotipos |
7,3,6 |
.587 |
.451 |
.629 |
.708 |
|
Todos |
1,2,3,4,5,6,7 |
.617 |
.504 |
.583 |
.852 |
Nota. KMO = Medida de adecuación muestral. Kaiser-Meyer.Olkin; α = Alfa de Cronbach; VME = Varianza Media Extractada; FC=Fiabilidad Compuesta.
4.Discusión y conclusiones
El objetivo de este estudio fue rediseñar y validar la Escala de Interacciones y Estereotipos de Género en el Recreo (EIEGR) con alumnado de 5º y 6º de Educación Primaria de México. Los antecedentes revelan que, aunque existen escasos referentes metodológicos basados en encuestas para abordar este problema, persiste un interés significativo en analizar las interacciones de género y el ocio en el contexto del recreo, abordado desde diversos enfoques metodológicos (Barenie et al., 2024; Luis et al., 2020; Ramírez-Rodríguez y Gutiérrez-De La Torre, 2023; Rodríguez-Fernández et al., 2024).
En la revisión de instrumentos previos, se identificó un cuestionario desarrollado en España para medir las relaciones entre el alumnado en el recreo desde una perspectiva de género, que presentaba dos escalas diferenciadas, una para chicas y otra para chicos (Gil-Madrona et al., 2014). El rediseño de este instrumento, que dio lugar a la Escala de Interacciones y Estereotipos de Género en el Recreo (EIEGR), busca mejorar la operatividad en su aplicación en los centros educativos, así como reducir posibles diferencias implícitas y sesgos de género en la investigación. Este avance se alinea con los resultados de estudios previos que han buscado unificar las mediciones por género (McGuire et al., 2020). Trabajos como los de Escorial-Martín (2017) y Tsaousis et al. (2020), fundamentados en el análisis del Funcionamiento Diferencial de Ítems, evidenciaron que el uso de instrumentos con variables diferenciadas por género puede introducir sesgos y comprometer la validez de las comparaciones de las puntuaciones. Asimismo, en contraste con la escala original, la EIEGR incorpora una única escala de medición tipo Likert, evitando la combinación con ítems dicotómicos presentes en el instrumento anterior. Este cambio puede incrementar la sensibilidad para captar las interacciones que se producen durante el recreo desde una perspectiva de género, mejorando la precisión de las mediciones y reduciendo posibles ambigüedades (Preston y Colman, 2000).
Otro aspecto relevante del cuestionario previo fue que, si bien fue sometido a un proceso de validación de contenido y comprensión (Gil-Madrona et al., 2014), no incluyó un análisis de validez de constructo. En este sentido, la EIEGR representa un avance al ofrecer una estructura factorial congruente con los hallazgos de investigaciones previas sobre el recreo en Educación Primaria. El análisis factorial exploratorio reveló dos factores principales, estereotipos de género e interacciones, los cuales coinciden con categorías ampliamente estudiadas en la literatura. Diversos elementos del contexto escolar, como los juegos, los materiales, la vestimenta, los agrupamientos y las acciones del profesorado, fueron identificados como mecanismos de reproducción de estereotipos de género (Boyle et al., 2003; Pawlowski et al., 2014a; Saldaña, 2018; Zapatero-Ayuso et al., 2021). A su vez, las relaciones sociales durante el recreo tienden a configurarse en función del género, formándose grupos homogéneos y reproduciéndose preferencias diferenciadas en los tipos de juegos: más activos en los chicos y más pasivos en las chicas (Luis et al., 2020; Rodríguez-Fernández et al., 2024; Zapatero-Ayuso et al., 2024).
Estos patrones resultan especialmente significativos al analizar el recreo desde una perspectiva de género, ya que reflejan cómo la masculinidad hegemónica continúa teniendo un peso estructural en la organización del espacio y las interacciones escolares (Martínez-García y Rodríguez-Menéndez, 2019). Los valores asociados a una dominancia masculina, frecuentemente asumida implícitamente por los chicos, y una posible sumisión femenina, implícitamente aceptada por las chicas, pueden materializarse en luchas de poder por el uso de espacios amplios y centrales del patio, donde predominan deportes de pelota masculinizados, mientras que muchas chicas son desplazadas hacia zonas periféricas con menos oportunidades de ocio (Boyle et al., 2003; Pawlowski et al., 2014a; Spears, 2020). El análisis de estos factores, estereotipos e interacciones, y de las relaciones entre sus variables resulta esencial para comprender las dinámicas sociales del recreo. Además, su medición puede vincularse con otras variables relevantes, como los niveles de actividad física o el bienestar percibido en estos espacios (Castillo-Rodríguez et al., 2018; Graham et al., 2022), ampliando así la comprensión del fenómeno. Cabe señalar que algunos de estos elementos, como las interacciones en los juegos, ya han sido abordados en cuestionarios previos, como el validado en España por Salas-Sánchez y Vidal-Conti (2019); aunque sin una orientación específica desde la perspectiva de género.
Otro de los aspectos que requiere discusión y reconocimiento es la confiabilidad de la nueva escala, la cual no mostró valores adecuados, ya que el alfa de Cronbach resultó cercano a 0.5 tanto en la escala global como en cada factor. Este hallazgo constituye una limitación importante del estudio, plantea una línea futura de investigación y obliga a reflexionar sobre la redacción de los ítems. En este sentido, se considera que la redacción de ciertos ítems, incluyendo la indicación “según corresponda”, pudo haber reducido su comprensión entre la población objeto de estudio (9 a 13 años). Por ello, se estima relevante aplicar la escala en alumnado de mayor edad y con mejor comprensión lectora, así como asegurar que la administración por parte del encuestador incluya instrucciones claras sobre cómo responder a esos ítems.
Del mismo modo, se plantea como línea de mejora para futuras validaciones dividir los ítems 4, 5 y 6 en dos ítems independientes que sean respondidos por alumnas y alumnos. Por ejemplo, el ítem 5 (“¿Cuándo juegas con las niñas/niños (según corresponda) no las/los integras?”) podría desdoblarse en: 5.1 “¿Cuándo juegas con las niñas, no las integras?” y 5.2 “¿Cuándo juegas con los niños, no los integras?”, permitiendo así respuestas diferenciadas por parte del alumnado de ambos géneros. Este ajuste resulta congruente con estudios previos, que señalaron que la exclusión social en el recreo es una de las manifestaciones más frecuentes (Artavia, 2013), y que dicha exclusión puede ejercerse tanto de forma intergénero como intragénero. De hecho, se ha observado que este tipo de violencia es más prevalente entre chicas (Filella et al., 2016). Este fenómeno ha sido descrito también en el contexto mexicano donde se informó de la alta prevalencia de violencia en el recreo y una sensibilidad y percepción diferente en función del género (Arellano et al., 2025). Además de contribuir a un posible incremento de la confiabilidad de la escala, se espera que estas modificaciones permitan ampliar el alcance del instrumento, incorporando la medición de la exclusión y el rechazo social, así como el estudio de estas variables en relación con la victimización y la perpetración de actos violentos entre chicas, entre chicos, de chicas hacia chicos y de chicos hacia chicas.
No obstante, a pesar de esta limitación reconocida, la divulgación de la escala tiene un interés potencial científico, evitando el sesgo positivo de publicación documentado por Fanelli (2012), en los que los artículos con efectos nulos o no concluyentes suelen quedar excluidos del debate académico. En contraposición, se reconocen dos implicaciones prácticas que refuerzan el planteamiento y los resultados de este estudio.
Por un lado, la presentación de EIEGR contribuye a rellenar un vacío en la investigación sobre el problema, donde predominan estudios contextuales circunscritos a las prácticas y cambios en los patios de un número limitado de centros educativos (e.g., Barenie et al., 2024; Castillo-Rodríguez et al., 2018; Graham et al., 2022; Pawlowski et al., 2014b; Zapatero-Ayuso et al., 2024). Resaltando las limitaciones y orientaciones antecitadas, este trabajo ofrece una escala con una estructura factorial adecuada que permita analizar un problema con muestras más amplias con una escala operativa formada por un número reducido de ítems.
Por otro lado, este trabajo hace énfasis en una línea de investigación necesaria, reconocida por la Agenda 2030 bajo el ODS 5. Igualdad de género (UNESCO, s.f.), con un instrumento específico que requiere recorrido y en una temática, la de la perspectiva de género, en la que ya se alertó de la necesidad de diseñar instrumentos específicos en contextos similares al recreo, como la clase de Educación Física (García-Obrero et al., 2024); la carencia de instrumentos dificulta los diagnósticos y el desarrollo de intervenciones coeducativas en el contexto escolar. En coherencia con este propósito pedagógico internacional, los centros educativos se reconocen como un espacio clave para la promoción de igualdad de género en México; al mismo tiempo que la Nueva Escuela Mexicana reconoce como la escuela debe ser un espacio garante de derechos y oportunidades para niñas, niños y adolescentes libres de discriminación (SEGOB, 2020; SEP, 2022). En este sentido, el presente estudio no solo aporta una herramienta diagnóstica innovadora, sino que también ofrece un punto de partida metodológico para futuras investigaciones y el diseño de nuevas escalas adaptadas al contexto escolar.
En conclusión, sobre el objetivo de este estudio rediseñar y validar la Escala de Interacciones y Estereotipos de Género en el Recreo (EIEGR) con alumnado de 5º y 6º de Educación Primaria de México, se desarrolló la EIEGR, que mostró una estructura factorial adecuada, aunque niveles de confiabilidad por debajo de lo deseable. La escala presentó una estructura bifactorial, diferenciando entre dos dimensiones: interacciones (cuatro ítems) y estereotipos de género (tres ítems), lo que respalda parcialmente su validez teórica. No obstante, debido a la limitada consistencia interna, se recomienda una interpretación cautelosa de los resultados derivados de su aplicación y la necesidad de continuar con el proceso de validación. Este estudio contribuye a paliar la escasez de herramientas cuantitativas específicas para analizar la dimensión de género en el recreo escolar, especialmente en investigaciones con muestras amplias. De hecho, solo se identificaron tres instrumentos similares (Franco-Dorado y Pérez-Bartolomé, 2022; Gil-Madrona et al., 2014; Salas-Sánchez y Vidal-Conti, 2019), de los cuales únicamente uno reporta análisis de validez estadística y otro presenta un enfoque explícitamente coeducativo. En este contexto, la EIEGR representa un avance inicial significativo que puede servir como base para futuros desarrollos metodológicos en el estudio de la igualdad de género en el recreo.
5. Agradecimientos
Al Vicerrectorado de Relaciones Internacionales y Cooperación de la Universidad Complutense de Madrid, que impulsó el proyecto por medio de las Becas de Movilidad por Convenio de 2025, y a la International Society for Comparative Physical Education and Sport, que posibilitó el vínculo y contacto entre investigadores de las diferentes instituciones.
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