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INTRODUCCIÓN
El balonmano es un deporte Olímpico que se juega en todo el mundo, si bien, Europa es la que aglutina el balonmano más competitivo y de mayor calidad (Roman-Seco Seco, 2015). Sus ligas, (DKB Handball Bundesliga en Alemania, Liga Sacyr ASOBAL en España, KyH liga en Hungría, Lidl Starligue en Francia), lideran la categoría masculina, en tanto que KyH liga en Hungría, Liga Națională en Rumanía, Superleague en Rusia y HTH GO Liga en Dinamarca lideran la categoría femenina. Siendo la División de Honor de España la que ocupa el décimo lugar.
El efecto de la edad relativa, relative age effect en inglés (RAE) - que establece un sesgo que favorece la selección de los deportistas nacidos en los primeros meses del año, o cerca de la fecha de corte, frente a los nacidos al final del año o lejos de la fecha de corte -, ha sido ampliamente estudiado y demostrado en balonmano masculino (Karcher, Ahmaidi y Buchheit, 2014; Nakata y Sakamoto, 2011; Wrang et al., 2018) y menos en el balonmano femenino (Bjorndal, Luteberget, Till y Holm, 2018; Camacho-Cardeñosa et al., 2018; Schorer et al., 2009; Schorer, Wattie y Baker, 2013). A nivel del deporte español, el efecto de la edad relativa ha sido estudiado en distintas modalidades, como el baloncesto (Arrieta, Torres-Unda, Gil e Irazusta, 2016; Mujika et al., 2009), en fútbol (Gutiérrez-Diaz-del-Campo, Pastor-Vicedo, Gonzalez-Villora y Contreras-Jordan, 2010; Jimenez y Pain, 2008), atletismo (Saavedra-García, Gutiérrez-Aguilar, Sa-Marques y Fernández-Romero, 2016) y en balonmano (Gómez-López, Angosto-Sánchez, Ruíz-Sánchez y Pérez-Turpín, 2017), siendo este último analizado a nivel regional. En el deporte femenino no son suficientes los estudios que analizan el efecto de la edad relativa (Brazo-Sayavera, Martinez-Valencia, Muller, Andronikos y Martindale, 2017), representando menos de un 2% de los estudios sobre el efecto de la edad relativa (Cobley, Baker, Wattie y McKenna, 2009). En España esta tendencia no es diferente.
Si bien son muchos los estudios que valoran la existencia del efecto de la edad relativa en selecciones nacionales (Arrieta, Torres-Unda, Gil y Irazusta, 2016; Brustio et al., 2018; Katsumata, Omuro, Mitsukawa y Nakata, 2018; Papadopoulou, Papadopoulou, Rosemann, Knechtle y Nikolaidis, 2019; Saavedra-García, Gutiérrez-Aguilar, Galatti y Fernández-Romero, 2015; Saavedra-Garcia, Matabuena, Montero-Seoane y Fernandez-Romero, 2019; Saavedra-Garcia, Gutiérrez-Aguilar, Fernández-Romero, Fernández-Lastra y Eiras-Oliveira, 2014), no son menos, los que analizan el comportamiento de la RAE en clubes (Beals, Furtado y Fontana, 2012; Doyle y Bottomley, 2018; Katsumata et al., 2018; Lupo et al., 2019; Penna et al., 2018), si bien pocos son realizados a nivel español y menos en el balonmano femenino. En deporte escolar federado (Leite, Borges, Santos y Sampaio, 2013; Ortigosa-Marquez, Reigal, Serpa y Hernandez-Mendo, 2018) y no federado (Cervera-Raga, Jimenez-Saiz y Lorenzo-Calvo, 2013), los estudios son menos numerosos.
Cuando se estudia la lateralidad en el efecto de la edad relativa, encontramos estudios en tenis, en los que se encuentra una sobrerrepresentación de jugadores diestros nacidos en los dos primeros trimestres del año, pero no en jugadores zurdos, y, a pesar de todo, considera el ser zurdo como una ventaja para llegar a la élite del tenis (Loffing, Schorer y Cobley, 2010), en el waterpolo (Barrenetxea-Garcia, Torres-Unda, Esain y Gil, 2018) donde no se encontró un efecto de la edad relativa claro (mayor representación de zurdos en segundo y cuarto trimestre del año) y una proporción de zurdos similar a la observada en la población general (10%). En balonmano Schorer et al. (2009), indican que la ventaja y el valor de ser zurdo radica en el hecho de que hay tres o cuatro zurdos por equipo lo que significa un 21-28% de los 14 jugadores (16 en la actualidad), porcentaje superior al de la población normal (10-13%). Así, tanto los laterales como los extremos izquierdos presentan un efecto de la edad relativa, más débil que en las posiciones de diestro.
Existen múltiples determinantes del rendimiento, una combinación de factores antropométricos, físicos y psicológicos influyen en el éxito deportivo y en los logros de los deportistas (Abbott y Collins, 2004). Los atributos físicos y fisiológicos son importantes en el éxito deportivo en algunos deportes como el baloncesto (Torres-Unda et al., 2013) en el que se encontró que el análisis antropométrico indicaba que los jugadores de élite eran más altos, pesados, y con mayor porcentaje de masas muscular. En cuanto a los aspectos fisiológicos, mostraron un mayor rendimiento en los test de salto, resistencia y agilidad. En voleibol (Melchiorri et al., 2017) informan que las variables antropométricas, el efecto de la edad relativa y el nivel de maduración no muestran diferencias significativas en adolescentes, sin embargo, en la élite (jugadores participantes en JJOO y en Campeonatos del Mundo), se encuentran diferencias en la altura, remates y bloqueos (Palao, Manzanares y Valades, 2014). Cuando se analizan futbolistas adolescentes (Hirose, 2009) se encuentran diferencias significativas en la altura, la masa ósea y la maduración, mostrando los mejores valores en el primer trimestre del año y los peores en el cuarto, estas diferencias en altura también son encontradas por (Carling, le Gall, Reilly y Williams, 2009), pero no encuentran diferencias en las variables relacionadas con el rendimiento. En las categorías inferiores del balonmano (Camacho-Cardenosa et al., 2018) encuentran una sobrerrepresentación significativa de jugadores nacidos en el primer semestre del año en comparación con el segundo semestre en ambos géneros, pero sólo en el caso del género femenino en jugadoras seleccionadas en las selecciones autonómicas. En el caso masculino se han encontrado diferencias significativas en la altura, altura sentados, peso, envergadura, circunferencias de brazo y pierna y velocidad de lanzamiento, sin embargo, no se han encontrado diferencias significativas entre los dos semestres del año en categoría femenina.
El RAE ha sido ampliamente estudiado, aunque menos en mujeres que en hombres, ha sido encontrado en diferentes deportes como en el fútbol de élite en los Estados Unidos y Francia, tanto en categorías inferiores de U8 a U18 (Delorme, Boiché y Raspaud, 2010; Korgaokar, Caputo, Farley y Fuller, 2014), como en jugadoras de categoría absoluta en Francia (Delorme et al., 2010) y en España (Sedano, Vaeyens y Redondo, 2015). En el atletismo español, tras analizar las mejores marcas de todos los tiempos, se encuentra un efecto de la edad relativa en categoría femenina (Saavedra-García et al., 2016) tanto en categorías absolutas como en inferiores. En deportes con balón, el estudio del efecto de la edad relativa ha sido generalizado en Israel (Lidor, Arnon, Maayan, Gershon y Côté, 2014) no encontrando efecto de la edad relativa en los cuatro deportes analizados: baloncesto, balonmano (al contrario que este estudio), fútbol y voleibol. De igual modo, por ejemplo, el efecto de la edad relativa no ha sido encontrado en deportistas femeninas participantes en atletas de taekwondo olímpicas (Albuquerque et al., 2012). Estas respuestas tan dispares pueden ser debidas al menor nivel de competitividad del deporte femenino en relación al masculino, encontrando mayor efecto de la edad relativa en deportes muy practicados y pudiendo llegar a desaparecer, más fácilmente, en deportes con menor número de practicantes.
Por lo expuesto anteriormente, el objetivo de este estudio ha sido determinar la existencia del efecto de la edad relativa en jugadoras de élite del balonmano español y valorar dicho efecto en función de variables antropométricas, de condición física y en las velocidades de lanzamiento.
MATERIAL Y MÉTODOS
Diseño de Investigación
Se ha utilizado un diseño de investigación empírico, utilizando una estrategia descriptiva de tipo observacional (Ato, Lopez y Benavente, 2013). El estudio tiene un diseño cuantitativo, no experimental, de carácter descriptivo y transversal.
Participantes
La muestra, obtenida en el año 2014, y formada por 136 jugadoras de balonmano (23,7±5,4 años), pertenecientes a los ocho primeros equipos de la División de Honor, entre las cuales se encuentran las componentes de los equipos nacionales de España (juveniles, júnior y sénior) y jugadoras de selecciones de otros países.
Todas las jugadoras y cuerpo técnico fueron informados de las pruebas que se iban a realizar, así como de los posibles riesgos que estas entrañaban. Todas ellas firmaron su consentimiento para participar en este estudio, avalado por el comité de ética de la Universidade de Vigo (Referencia 04-719). El estudio se llevó a cabo de conformidad con la Declaración de Helsinki, que establece los principios éticos fundamentales para la investigación con seres humanos (WMA, 2009; Bošnjak, 2001; Tyebkhan, 2003).
Procedimientos
Para la evaluación condicional, todas las jugadoras fueron sometidas a diversas pruebas consistentes en: 1) una evaluación antropométrica que incluyó una evaluación de la composición corporal y el somatotipo, 2) test de salto vertical tanto salto con contramovimiento (CMJ) como salto sin contramovimiento (SJ), para evaluar la fuerza explosiva del tren inferior, 3) Fuerza de prensión manual y la velocidad de lanzamiento en varias situaciones (Lanzamiento de 7 m sin portera, 9 m sin portera, 9+3 m sin portera, Suspensión sin portera, Lanzamiento de 7 m con portera, 9 m con portera, 9+3 m con portera, Suspensión con portera).
Valoración antropométrica
Para la valoración antropométrica se siguió el protocolo de la International Society for the Advancement of Kinanthropometry (ISAK) (Ross y Marfell-Jones, 1995).
Se les tomaron las medidas durante una única sesión, de manera unilateral por el lado derecho del cuerpo. Las jugadoras fueron evaluadas con ropa ligera y sin zapatos. Las mediciones se realizaron en el siguiente orden: altura, peso, envergadura, pliegues cutáneos, perímetros y diámetros. La altura y el peso se midieron con una báscula con tallímetro (Seca, Barcelona, Spain), con una precisión de 0,01 kg y 0,001 m respectivamente. Se tomaron nueve pliegues (tricipital, subscapular, bicipital, axilar, abdominal, cresta iliaca, suprailíaco, medial del muslo y pantorrilla) con plicómetro Holtain que ejerció una presión constante de 10 g.mm-2. Los perímetros corporales (brazo relajado, brazo contraído, antebrazo, muñeca, pecho, glúteo, pantorrilla y tobillo) se midieron con una cinta inextensible Lufkin (Lufkin Executive Thinline, W606PM, USA) y los diámetros óseos (Biacromial, bicondileo, biepicondileo, biileocrestal bitrocantereo y biestiloideo) con un antropómetro GPM, Switzerland con una precisión de 0.01 cm.
Las valoraciones fueron realizadas por un técnico nivel I de la ISAK y se tomaron dos veces (tres en el caso de los pliegues cutáneos). El error técnico de medida fue < 2% para todos los pliegues y <1% para los perímetros y diámetros óseos.
A través de los datos antropométricos se calcularon las siguientes variables: (a) el índice de masa corporal (IMC) calculado como el peso (kg) dividido por la altura al cuadrado (m), (b) La suma de cuatro y seis pliegues, (c) La masa libre de grasa (FFM) (Kg) usando el método descrito por (Lee et al., 2000), (d) El somatotipo siguiendo el método de (Carter y Heath, 1990).
Salto vertical
Cada jugadora realizó dos tipos de salto vertical en una plataforma (REF), el SJ se realizó en posición de pie con las rodillas flexionadas a 90º y con las manos en la cintura para evitar el efecto de los brazos y el CMJ en el que se comenzó desde la posición de pie con los bazos en la cintura para posteriormente bajar con una flexión de rodilla rápida hasta los 90º justo antes de la impulsión. Los sujetos realizaron tres intentos de cada salto con 3 minutos de descanso entre ellos y el mejor de cada uno (en términos de tiempo de vuelo) se utilizó para el posterior análisis. La altura del salto se calculó posteriormente a partir del tiempo de vuelo (Bosco, Luhtanen y Komi, 1983).
Velocidad de lanzamiento
La velocidad de lanzamiento fue determinada con una pistola radar (StalkerPro Inc., Plano), con 100 Hz de frecuencia de muestreo y con una sensibilidad de 0,045 m·s-1, colocada detrás de la portería.
Antes de los lanzamientos, los jugadores realizaron 15 minutos de calentamiento centrado en el lanzamiento. Se realizaron dos protocolos de lanzamiento con un balón oficial de balonmano, uno con portera y otro sin portera. En cada uno se efectuaron los siguientes lanzamientos: 7 m, desde 9m parado, desde 9m en apoyo con tres pasos previos y desde 9m en suspensión con tres pasos previos. Se realizaron 3 lanzamientos de cada tipo, seleccionando el mejor para el posterior análisis. Se dejaron 3 minutos de descanso entre cada lanzamiento para evitar el efecto de la fatiga y para motivar a las jugadoras se les informó del resultado en cada lanzamiento.
En la valoración de la velocidad las porteras no se han incluido.
Dinamometría manual
La fuerza isométrica máxima del antebrazo fue obtenida con un dinamómetro de mano (T.K.K. 5401, Japan), con una sensibilidad de 0,1 kilogramo fuerza (Kgf). Las jugadoras fueron familiarizadas con el dinamómetro con tres repeticiones realizadas durante el calentamiento. Las jugadoras realizaron dos repeticiones máximas con la mano dominante. Para ello, se colocaron de pie con el dinamómetro paralelo al cuerpo. En esta posición se les pidió que ejercieran la mayor fuerza posible sin mover ni el brazo ni la muñeca. El mejor de los dos intentos fue empleado para el posterior análisis. Se esperó tres minutos entre intento para evitar el efecto de la fatiga.
Variables de estudio
Se han analizado las variables relativas a la pertenencia o no a las distintas selecciones de España, la fecha de nacimiento, variables antropométricas como la altura, el peso, la envergadura, el IMC, variables de juego como el puesto específico en el campo de juego, y los años de práctica del balonmano. Además, se han incluido variables relativas a la condición física, como la dinamometría de ambas manos, el salto SJ, el salto CMJ y variables relativas a la condición física y al juego como el lanzamiento de 7 m con y sin portera, 9 metros con sin portera, 9+3m con y sin portera, suspensión con y sin portera. Finalmente se miden variables antropométricas como los pliegues cutáneos, circunferencias, diámetros, longitudes, porcentajes y los pesos grasos, musculares, óseos, la endomorfía, mesomorfía y ectomorfía. Una vez obtenidos los datos se ha calculado la variable trimestre de nacimiento a partir de la fecha de nacimiento de las jugadoras, siguiendo los procedimientos en los que se considera el número de días en cada trimestre, lo que supone una corrección a la distribución de probabilidad uniforme (Delorme y Champely, 2015; Doblhammer y Vaupel, 2001; Edgar y O'Donoghue, 2005)
con 
, 
, 
y 
. Donde n i es la frecuencia de nacimientos observada en el trimestre i. El tamaño de la muestra se representa por 
. Así los valores de d1 a d4 son 0,2471; 0,2491; 0,2519 y 0,2519 respectivamente.
La fecha de corte en el balonmano español es el 1 de enero, por tanto, se divide el año en cuatro trimestres. Así las jugadoras nacidas entre el 1 de enero y el 31 de marzo pertenecen al primer trimestre (Q1), las nacidas entre el 1 de abril al 30 de junio pertenecen segundo trimestre (Q2), entre el 1 de julio y el 30 de septiembre han nacido en el tercer trimestre del año (Q3) y finalmente entre el 1 de octubre y el 31 de diciembre se clasifican en el cuarto trimestre del año (Q4).
Procedimiento estadístico
Para determinar si se encuentra el efecto de la edad relativa se ha utilizado la prueba de chi-cuadrado. En caso de obtener valores significativos de chi-cuadrado se calculan los residuos estandarizados (pruebas post-hoc) para determinar que trimestres se desvían significativamente de los valores esperados. Los residuos estandarizados denotan la desviación de la distribución esperada (Garson, 2010; Hancock, Young y Ste-Marie, 2011; Saavedra-García et al., 2016). Se consideran significativos del residuo estandarizado con valores mayores de 1,96 en valor absoluto. Los valores positivos indican una sobrerepresentación de nacimientos en un trimestre del año en relación al valor esperado, en tanto que los valores negativos indican una baja representación. El tamaño del efecto (TE) de la significación de chi-cuadrado se define como la raíz cuadrada del cociente entre el estadístico de chi-cuadrado (χ2) y el número de casos (Albuquerque, 2013; Hancock et al., 2011). Los valores de TE de 0,1 indican un efecto pequeño, los valores en torno a 0,3 un efecto medio y valores cercanos a 0,5 representa un efecto grande (Cohen, 1988).
Para comparar las variables antropométricas, de condición física y los aspectos técnico-tácticos entre los trimestres del año se ha realizado un ANOVA, garantizando previamente la normalidad (prueba KS) y la igualdad de varianzas (Levene). En caso de no cumplirse alguno de los prerrequisitos, se aplicarán las pruebas no paramétricas de la Mediana y la prueba de Kruskal-Wallis.
Los datos han sido analizados con el SPSS 21. Se ha considerado la significación estadística cuando el p-valor es menor de 0,05.
RESULTADOS
Distribución de las fechas de nacimiento de las jugadoras de balonmano.
La distribución por trimestre de nacimiento de las jugadoras de balonmano se presenta en la tabla 1.
La distribución global observada difiere significativamente de la esperada en las jugadoras de balonmano (χ2= 8,869; g.l.= 3; p<0,035). Se aprecia una sobre representación de jugadoras nacidas en el primer trimestre del año.
Distribución de las fechas de nacimiento en función de la pertenencia o no a las selecciones nacionales.
Si se clasifica a las jugadoras en función de que hayan participado o no en las selecciones nacionales (Tabla 2), se han encontrado diferencias entre las distribuciones observadas y las esperadas en las jugadoras seleccionadas (χ2= 11,056; g.l.= 3; p<0,012), mostrándose una sobre representación de jugadoras nacidas en el primer trimestre del año, en tanto que en las jugadoras no seleccionadas no se ha encontrado un efecto de la edad relativa.
Distribución de las fechas de nacimiento en función de la lateralidad de las jugadoras.
Si se clasifica a las jugadoras en función de su lateralidad (Tabla 3), se encuentran diferencias entre las distribuciones observadas y las esperadas en las jugadoras diestras (χ2= 8,825; g.l.= 3; p<0,033), mostrándose una sobre representación de jugadoras nacidas en el primer trimestre del año, en tanto que en las jugadoras zurdas no se han encontrado diferencias significativas.
Distribución de las fechas de nacimiento en función del puesto específico de las jugadoras
Si se clasifica a las jugadoras en función de su posición (Tabla 4), se encuentran diferencias entre las distribuciones observadas y las esperadas en las posiciones de pivote (χ2= 15,245; g.l.= 3; p<0,003) y portera (χ2= 13,457; g.l.= 3; p<0,005), mostrándose tanto en el caso de las pivotes como de las porteras una sobre representación de jugadoras nacidas en el primer trimestre del año y una baja representación en el segundo trimestre del año en el caso de las porteras. Por el contrario, en los puestos específicos de central, lateral y extremo, no se han encontrado diferencias significativas.
Antropometría básica y efecto de la edad relativa.
Como se aprecia en la tabla 5, no se han encontrado diferencias significativas en las variables antropométricas básicas en función del trimestre de nacimiento. Tampoco se han encontrado diferencias en pliegues cutáneos, circunferencias, diámetros, longitudes, porcentajes y los pesos grasos, musculares, óseos, la endomorfía, mesomorfía y ectomorfía.
Condición física y efecto de la edad relativa.
En la tabla 6, no se muestran diferencias significativas en la dinamometría máxima. En el salto SJ, se encuentran diferencias significativas (p<0,038), mostrando mayor capacidad de salto las jugadoras del tercer y cuarto trimestre frente a las nacidas en el primer semestre del año. En el CMJ, tampoco se aprecian diferencias significativas.
Velocidad de lanzamientos en distintas situaciones de juego y efecto de la edad relativa.
Como se puede ver en la tabla 7, no se aprecian diferencias significativas en la velocidad de lanzamiento en distintas situaciones de juego, tales como el lanzamiento de 7 m con o sin portero, los lanzamientos de 9 metros y 9 metros con tres pasos previos con y sin portero, así como los lanzamientos en suspensión con y sin portero.
DISCUSIÓN
Nuestro objetivo principal ha sido determinar la existencia del efecto de la edad relativa (utilizando la prueba de chi-cuadrado) en jugadoras de élite del balonmano español y valorar dicho efecto en función de variables antropométricas, de condición física y en las velocidades de lanzamiento. Se ha encontrado un efecto de la edad relativa en el balonmano femenino español, sostenido básicamente por las jugadoras que han jugado en las distintas categorías de la selección nacional, no encontrando un RAE significativo en las jugadoras no seleccionadas. En relación a la lateralidad, sólo hemos encontrado efecto de la edad relativa en jugadoras diestras, pero no en jugadoras zurdas. En el análisis por puesto específico, sólo las porteras y las pivotes muestran un efecto significativo, más fuerte en las pivotes que en las porteras. Además, las variables antropométricas no muestran diferencias significativas cuando se comparan en función del trimestre de nacimiento de las jugadoras, pero si se encuentran diferencias en variables relacionadas con la condición física, concretamente en el SJ, donde apreciamos un efecto de la edad relativa inverso. Finalmente, en las velocidades de lanzamiento en distintas situaciones de juego no hemos encontrado diferencias significativas.
En relación al balonmano, se ha encontrado una baja representación de jugadoras noruegas de balonmano en el cuarto trimestre del año, en los dos años en los que transcurre cada categoría (Bjorndal et al., 2018), también en el balonmano en categorías inferiores españolas se encuentra una sobrerrepresentación de jugadoras nacidas en el primer semestre del año (Camacho-Cardenosa et al., 2018). Del mismo modo, en el balonmano alemán, se ha encontrado una sobrerrepresentación de jugadoras nacidas en los dos primeros trimestres del año (Schorer et al., 2009), todos estos estudios son acordes a los datos encontrados en el presente estudio, si bien, globalmente, en el presente estudio, encontramos una sobrerrepresentación en el primer y tercer trimestre del año, pero cuando seleccionamos a las jugadoras internacionales, la sobrerrepresentación es mucho más marcada en el primer trimestre del año. Quizás con estos resultados, puede quedar un poco más claro que la selección por parte de los entrenadores, cuerpo técnico, de cara a alcanzar el alto rendimiento se hace con jugadoras nacidas en los primeros meses del año, pero si analizamos los datos antropométricos y condicionales queda reflejado, como veremos más adelante que al final del proceso evolutivo no se presentan diferencias en estas variables.
En relación a la lateralidad, la lateralidad de jugadoras de waterpolo no se encuentra efecto de la edad relativa ni en diestras ni en zurdas participantes en campeonatos del mundo (Barrenetxea-Garcia et al., 2018). En el balonmano alemán masculino (Schorer et al., 2009), se encuentra una sobrerrepresentación significativa de jugadores en el lateral izquierdo y derecho, así como en el extremo derecha. En este estudio se ha encontrado significación en las jugadoras diestras y no en las zurdas, una posible explicación puede ser que la población zurda presenta porcentajes bajos respecto a la diestra, y si a eso se añade que son jugadoras de balonmano, es posible no pasen por el mismo proceso de selección que las diestras, pues no suele haber competencia por ser seleccionadas.
Con respecto al puesto específico, se ha encontrado una sobrerrepresentación significativa de pivotes nacidas en el primer trimestre del año y una sobrerrepresentación de porteras nacidas en el primer semestre del año. En deporte femenino, se encuentran estudios en el fútbol español (Sedano et al., 2015) afirma que los entrenadores tienden a seleccionar a las defensas y porteras relativamente de más edad debido a su maduración física, estos resultados, a pesar de ser diferente deporte, pueden ser acordes a los obtenidos en nuestro estudio. En competiciones internacionales de balonmano masculinas de categorías inferiores, organizadas en categorías de dos años, se ha encontrado en los jugadores de segundo año, una sobrerrepresentación de jugadores de los dos primeros trimestres del año en todos los puestos específicos (Karcher et al., 2014).
En el presente estudio, no se han encontrado diferencias en variables antropométricas en relación al trimestre de nacimiento de las jugadoras de balonmano, de igual modo que tampoco las han encontrado en jugadoras de balonmano de 13 años de media al comparar entre semestres del año, ni en pliegues, ni circunferencias, ni longitudes y tampoco en variables básicas, como peso y altura (Camacho-Cardenosa et al., 2018). Por el contrario, en el género masculino si se encuentran diferencias. En jugadores de futbol ingleses entre 9 y 18 años se encuentran diferencias tanto en peso como en estatura, siendo mayores los valores en el primer trimestre que en el último del año (Lovell et al., 2015). En jugadores aficionados y de élite junior en Japón (Katsumata et al., 2018) también encuentran que los jugadores de primer trimestre del año los deportistas presentan mayores valores de altura y peso. En la élite masculina en un equipo de baloncesto del País Vasco muestran una edad cronológica mayor en los jugadores de la élite que en los aficionados, y mantienen mejores resultados en estatura y peso, igual que en los estudios anteriores (Torres-Unda et al., 2013). Estos resultados indican nuevamente que la competitividad en el deporte, mayor en categoría masculina que en la femenina, es un factor importante a la hora de explicar la presencia del efecto de la edad relativa.
Cuando se aborda la relación entre la condición física y el efecto de la edad relativa, encontramos en SJ un claro efecto de la edad relativa inverso basado en valores más elevados en el último trimestre del año, mientras que en CMJ no se aprecia efecto de la edad relativa (si bien se aprecia cierta tendencia a encontrar valora mayores en el segundo semestre, si bien no es una tendencia significativa) ni en la dinamometría máxima. En el presente estudio, los resultados de CMJ son similares a los obtenidos en jugadores masculinos de fútbol en Alemania entre 16 y 21 años de edad (Skorski, Faude, Hammes y Meyer, 2016), y de igual manera, similares a los encontrados en jugadores de fútbol masculinos de Bizkaia (España) de 10 años de edad, o en jugadores de tenis masculinos en Alemania (Ulbricht, Fernandez-Fernandez, Mendez-Villanueva, & Ferrauti, 2015). Por el contrario, Muller, Muller, Hildebrandt, Kornexl, y Raschner (2015), encuentran en esquiadoras alpinas de 10 a 13 años los mayores valores en primer y cuarto trimestre del año. Pero en categorías inferiores del balonmano femenino se vuelven a observar valores similares y no significativo en el salto (Camacho-Cardenosa et al., 2018). A pesar de no existir muchos estudios que utilicen el SJ, los resultados, inicialmente difíciles de entender podrían explicarse, entendiendo que, aun sin significación estadística, las jugadoras del último trimestre del año son de menor altura y las que llegan a la élite son capaces de compensar su menor estatura con una mejor capacidad de salto.
Comparar aspectos técnico-tácticos específicos del balonmano, y concretamente velocidades de lanzamiento en diferentes situaciones de juego se torna especialmente difícil, aunque los resultados obtenidos no avalan una diferencia entre trimestres del año. Para la mejor interpretación de los resultados, hay que destacar que en el primer trimestre el 56% de las jugadoras son pivotes y porteras, ambos son puestos donde la variable velocidad de lanzamiento no es tan determinante, pues las pivotes realizan lanzamientos desde 6 metros o menos, donde los goles son más por la habilidad de lanzamiento que por la velocidad del mismo. Y en el caso de las porteras, no realizan la acción de lanzamiento habitualmente y por lo tanto se han eliminado del análisis. Mientras que el segundo trimestre se encuentra el mayor porcentaje de jugadoras de primera línea (centrales y laterales), donde realizan lanzamientos desde 9 metros, por lo que la velocidad de lanzamiento es muy importante.
CONCLUSIONES
Se ha encontrado un efecto de la edad relativa en jugadoras de balonmano españolas, mucho más marcado y soportado por las jugadoras que han participado en selecciones nacionales de distintas categorías de edad.
Cuando se valora la lateralidad encontramos un claro efecto de la edad relativa sólo en jugadoras diestras. Y por puestos específicos únicamente en pivotes y porteras.
No se ha encontrado efecto de la edad relativa en variables antropométricas, si bien si se ha encontrado en una variable condicional como es el SJ.
Finalmente, en variables técnico tácticas y en el resto de variables condicionales se han encontrado algunas diferencias que no pueden ser directamente achacables a la existencia de un efecto de la edad relativa.
APLICACIONES PRÁCTICAS
Existen varias estrategias para intentar paliar el efecto de la edad relativa, en el balonmano, y en general en los deportes de equipo. La primera, que los entrenadores, encargados de la detección y el desarrollo del talento deportivo estén al tanto y consideren el efecto de la edad relativa y que reaccionen para evitar dicho efecto en los procesos de selección, como por ejemplo en las competiciones internacionales de categorías inferiores (Bjorndal et al., 2018). La segunda, remarca la necesidad de un cambio en las categorías de edad en competiciones internacionales que permita que los jugadores mayores puedan cambiar de categoría todos los años en lugar de cada ciclo de dos años. Si los formadores aplicasen este tipo de estrategias, el efecto de la edad relativa podría paliarse en gran medida y crear mayor igualdad de oportunidades entre los deportistas con independencia de su fecha de nacimiento.
