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Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . Estrategias Neurodidáccas para el Aprendizaje del Álgebra y Funciones: Un Estudio Cuasiexperimental Longitudinal en Décimo Grado Resumen: El bajo rendimiento en álgebra y funciones matemácas en el subnivel Superior de Educación General Básica del Ecuador constuye un problema persistente cuyas raíces combinan déficit metodológico e inhibición afecva ante la disciplina. Este estudio evaluó el efecto de un programa de estrategias neurodidáccas sobre el rendimiento algebraico de estudiantes de décimo grado mediante un diseño cuasiexperimental con grupos control y experimental, con medidas longitudinales durante ocho meses. La muestra estuvo conformada por 86 estudiantes —grupo experimental: n = 44; grupo control: n = 42— de la Unidad Educava Parcular José Antonio Eguiguren - La Salle, Loja, Ecuador. Se aplicó una prueba de rendimiento de 30 ítems validada por juicio de expertos (CVI = .91, α = .87) y estructurada en tres dimensiones: manipulación algebraica, análisis de funciones y modelización contextual. El análisis principal mediante ANCOVA, con el pretest como covariable, reveló diferencias estadíscamente significavas a favor del grupo experimental (F(1, 83) = 47.32, p < .001, η²p = .363, d = 1.48). El modelo lineal mixto aplicado sobre los cuatro puntos de medición confirmó una trayectoria de crecimiento diferencial significava (F(3, 250) = 18.74, p < .001, η²p = .184), con aceleración progresiva en el grupo experimental a parr del tercer mes. Los resultados indican que la integración de estrategias neurodidáccas mulcomponente produce ganancias algebraicas de magnitud grande, con implicaciones directas para la renovación metodológica de la enseñanza de las matemácas en el subnivel Superior de Educación General Básica del Ecuador. Elian Jamil Hernández Cueva 1 Lisbeth Alexandra Zuñiga Montaño 2 Susana Belén Muñoz Bravo 3 Monica Yolanda Jimenez Flores 4 Yajaira Maribel Pinta Herrera 5 Karen Rosibel Ramírez Veintimilla 6 Autor 1: hps://orcid.org/0009-0000-1007-9929 Autor 2: hps://orcid.org/0009-0009-5428-1761 Autor 3: https://orcid.org/0009-0005- 4998-5773 Autor 4: https://orcid.org/0009-0003- 6970-8074 Autor 5: https://orcid.org/0009-0001- 8560-4270 Autor 6: https://orcid.org/0009-0007- 2586-7670 Autor 1: elian.hernandez@unl.edu.ec Autor 2: lisbeth.zuniga@unl.edu.ec Autor 3: susana.munoz@unl.edu.ec Autor 4: monica.y.jimenez@unl.edu.ec Autor 5: yajaira.pinta@unl.edu.ec Autor 6: karen.ramirez@unl.edu.ec Published 04/02/2026: Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología https://www.riceso.org editor@ riceso.org © 2026. Este artículo es un documento de acceso abierto distribuido bajo los términos y condiciones de la Licencia Creative Commons, Atribución-NoComercial 4.0 Internacional.

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . Palabras clave: neurodidácca; rendimiento algebraico; diseño cuasiexperimental; ansiedad matemáca; neuroeducación. Neurodidactic Strategies for Learning Algebra and Mathematical Functions: A Longitudinal Quasi- Experimental Study in Tenth Grade Abstract Low achievement in algebra and mathemacal funcons at the Superior subnivel of Educación General Básica in Ecuador constutes a persistent problem rooted in methodological deficits and affecve inhibion toward the discipline. This study evaluated the effect of a mulcomponent neurodidacc program on algebraic performance among tenth-grade students, using a quasi-experimental design with non-equivalent control and experimental groups over an eight-month longitudinal period. The sample comprised 86 students (experimental group: n = 44; control group: n = 42) from Unidad Educava Parcular José Antonio Eguiguren - La Salle, Loja, Ecuador. A 30-item achievement test validated by expert judgment (CVI = .91, α = .87) was administered, covering three dimensions: algebraic manipulaon, funcon analysis, and contextual modelling. The primary ANCOVA, with the pretest as covariate, revealed stascally significant differences favouring the experimental group (F(1, 83) = 47.32, p < .001, paral η² = .363, d = 1.48). A linear mixed model applied across four measurement points confirmed a significant differenal growth trajectory (F(3, 250) = 18.74, p < .001, paral η² = .184), with progressive acceleraon in the experimental group from the third month onward. Findings indicate that mulcomponent neurodidacc strategies produce large-magnitude algebraic learning gains, with direct implicaons for methodological renewal in mathemacs instrucon at this educaonal level. Keywords: neurodidaccs; algebraic achievement; quasi-experimental design; mathemacs anxiety; neuroeducaon. Hernández Cueva, E. J., Zuñiga Montaño, L. A., Muñoz Bravo, S. B., Jimenez Flores, M. Y., Pinta Herrera, Y. M., & Ramírez Veinmilla, K. R. (2026). Estrategias neurodidáccas para el aprendizaje del álgebra y funciones: Un estudio cuasiexperimental longitudinal en décimo grado. Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología (RICESO), 1(1). hps://doi.org/10.66136/cfy52227

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . Introducción El rendimiento matemáco deficiente constuye uno de los problemas más documentados en los sistemas educavos de América Lana. Los datos del Programme for Internaonal Student Assessment 2022 indican que, en varios países de la región, más del sesenta por ciento de los estudiantes evaluados a los quince años no alcanza el nivel 2 de competencia matemáca —el umbral mínimo que la OCDE define como condición para la parcipación funcional en la sociedad del conocimiento (OECD, 2023). Ecuador exhibe una situación análoga: las evaluaciones del Instuto Nacional de Evaluación Educava registran de manera consistente que el área de matemácas acumula los promedios más bajos del currículo en el subnivel Superior de Educación General Básica. Este déficit, con todo, no responde únicamente a carencias en el dominio conceptual. La invesgación de las úlmas dos décadas ha establecido con solidez que la ansiedad matemáca —la aprensión o el temor específico ante tareas que implican números y razonamiento cuantavo— opera como una barrera afecva que suprime la memoria de trabajo e interfiere con el desempeño incluso en estudiantes con capacidad cogniva suficiente. Metaanálisis de gran escala sintezados sobre más de novecientos mil parcipantes esman la correlación negava entre ansiedad y rendimiento matemáco en r = −.28 (Barroso et al., 2021; Caviola et al., 2022), magnitud que jusfica tratarla como variable de intervención prioritaria y no como un efecto secundario inevitable del aprendizaje. Dentro del currículo del subnivel Superior de Educación General Básica, el álgebra y las funciones matemácas concentran una proporción desproporcionada de esas dificultades. La razón no es arbitraria. Aprender álgebra no equivale a memorizar procedimientos: demanda construir estructuras relacionales abstractas, traducir situaciones del mundo concreto a lenguaje simbólico y leer representaciones gráficas como expresiones de relaciones funcionales. Cuando la enseñanza se limita a la presentación de algoritmos y a la ejercitación mecánica, el estudiante aprende a manipular símbolos sin haber comprendido su referente conceptual. El resultado es un conocimiento operavamente funcional pero estructuralmente frágil: se desacva ante tareas de transferencia, se erosiona rápidamente sin prácca

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . connuada y deja al estudiante sin herramientas para abordar contenidos de mayor complejidad (Thomas et al., 2025). Las consecuencias se exenden más allá del rendimiento inmediato: quienes no consolidan los fundamentos algebraicos en décimo grado enfrentan obstáculos acumulavos para acceder al cálculo diferencial en el bachillerato y, en un horizonte más amplio, ven compromedas sus posibilidades de incorporarse a trayectorias formavas en ciencias, tecnología, ingeniería y matemácas (Caballero y Llorent, 2022). La neurodidácca se ha consolidado en las úlmas dos décadas como la disciplina que intenta tender un puente riguroso entre la evidencia neurocienfica y la prácca pedagógica. Su objeto es idenficar los mecanismos cerebrales que subyacen al aprendizaje —plascidad sinápca, señalización dopaminérgica, codificación en la memoria a largo plazo, parcipación del sistema límbico— y derivar de ellos principios instruccionales aplicables en el aula ordinaria. Sus raíces intelectuales se ubican en los trabajos de Hart (1981), quien propuso que los entornos educavos deben respetar los procesos naturales del cerebro en lugar de contradecirlos, y en la sistemazación posterior de Caine y Caine (1990), que tradujo ese principio en un modelo operavo de aprendizaje cerebral con implicaciones directas para el diseño curricular. Desde entonces, la neurodidácca ha madurado metodológicamente hasta producir estudios de intervención en contextos escolares formales cuyos diseños responden a estándares de rigor comparables a los de otras ramas de la invesgación educava aplicada (Hernández et al., 2026; Hernández et al., 2024). Su premisa central es que el conocimiento no se transfiere: se construye. Y esa construcción requiere acvar de manera sostenida la memoria a largo plazo a través de la implicación emocional, la movación intrínseca y la elaboración acva del material por parte del aprendiz. La evidencia empírica sobre intervenciones neurodidáccas en educación secundaria ha crecido de forma notable, aunque con una distribución geográfica aún desequilibrada. Caballero y Llorent (2022) realizaron un estudio cuasiexperimental de dos años con 209 estudiantes de educación secundaria en España y documentaron que un programa de formación docente en neuroeducación producía mejoras estadíscamente significavas en competencia matemáca y en desarrollo socioemocional del alumnado. Sousa y Tomlinson (2018) habían sistemazado, por su parte, los principios del aprendizaje cerebral en un marco pedagógico operavo que idenfica la novedad, el movimiento sico, la narrava y la

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . retroalimentación inmediata como acvadores privilegiados de los circuitos neurales implicados en la consolidación del aprendizaje. La síntesis cuantava más reciente sobre instrucción metacogniva en matemácas —área directamente relacionada con los principios neurodidáccos de monitoreo y autorregulación— sintezó 43 estudios con 13.924 parcipantes y esmó un tamaño del efecto de ES = 1.11 (Hidayat et al., 2025), magnitud que se ubica en el tercio superior de las intervenciones educavas catalogadas por la literatura especializada. Pese a este acervo, los diseños con muestras lanoamericanas, focalizados en el nivel de décimo grado y con contenidos específicos de álgebra y funciones, permanecen escasos, lo que delimita el vacío empírico al que este estudio responde. El contexto ecuatoriano introduce variables que agravan la situación descrita y jusfican una intervención específicamente diseñada para él. Villamizar et al. (2020) idenficaron, en una muestra de estudiantes de educación media del Ecuador, que la ansiedad matemáca se presentaba como un factor potenciador del bajo rendimiento, interactuando con metodologías de enseñanza predominantemente transmisivas que ofrecían escaso margen para la elaboración acva del conocimiento. Esta convergencia —ansiedad matemáca elevada más instrucción pasiva— produce una retroalimentación negava: el estudiante que fracasa repedamente bajo condiciones de alta amenaza afecva desarrolla una aversión estable hacia la asignatura que resiste intervenciones superficiales (Ashcraſt, 2002). Reverr ese ciclo exige actuar de manera simultánea sobre el componente cognivo —los mecanismos de procesamiento algebraico— y sobre el componente afecvo que los inhibe. Una intervención neurodidácca bien diseñada opera en ambas dimensiones: proporciona experiencias de aprendizaje que reducen la carga emocional negava al empo que acvan los procesos de consolidación y transferencia que la instrucción convencional no logra movilizar. El presente estudio descansa sobre un andamiaje teórico de tres niveles. El primero es la teoría del aprendizaje cerebral de Caine y Caine (1990), cuyo modelo postula que la enseñanza eficaz produce simultáneamente tres estados: alerta relajada —que libera la capacidad atencional del bloqueo producido por el estrés—, inmersión en experiencias de aprendizaje complejas y auténcas, y procesamiento acvo que permite al estudiante extraer significado de lo que ha vivenciado. El segundo nivel es el modelo de neuroplascidad educava, que sosene que la

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . exposición reiterada a experiencias de aprendizaje emocionalmente significavas genera cambios estructurales en las redes neuronales vinculadas al procesamiento matemáco, haciendo de la prácca pedagógica un agente de modificación cerebral medible (Pradeep et al., 2024). El tercer nivel es la teoría de la codificación dual de Paivio, según la cual la combinación de representaciones verbales y no verbales durante la instrucción acva simultáneamente los sistemas de procesamiento verbal e icónico, potenciando tanto la retención como la transferencia del aprendizaje. La arculación explícita de estos tres marcos en el diseño de las estrategias implementadas no es un requisito formal: las revisiones de mayor rigor metodológico muestran que la solidez del fundamento teórico es uno de los predictores más robustos del tamaño del efecto en los estudios de intervención educava (Fukaya et al., 2024). Los antecedentes del presente trabajo proceden de tres líneas de invesgación cuyos hallazgos, arculados, definen con exactud el nicho que este estudio ocupa. La primera reúne los estudios de neuroeducación aplicada en educación secundaria: entre ellos, Caballero y Llorent (2022) constuye el referente más cercano por su diseño cuasiexperimental y su foco en competencia matemáca, aunque no controla estadíscamente las diferencias de línea de base entre grupos ni especifica el dominio algebraico como variable de resultado. La segunda línea comprende la invesgación sobre enseñanza acva del álgebra, que ha documentado tamaños del efecto de moderados a grandes al incorporar prácca intercalada, visualización dinámica y resolución de problemas abiertos (Rohrer et al., 2020). La tercera agrupa los estudios sobre reducción de la ansiedad matemáca en el aula; la síntesis más reciente de esta línea muestra que la retroalimentación posiva inmediata y los entornos de baja amenaza producen mejoras significavas tanto en el plano afecvo como en el académico (Pizzie et al., 2023). Ninguna de estas tres líneas ha integrado, en un mismo diseño, un programa neurodidácco estructurado para álgebra y funciones, con seguimiento longitudinal de ocho meses, con control estadísco de la línea de base y en el contexto del sistema educavo ecuatoriano. Esa integración constuye la contribución específica de este trabajo. Con base en este marco, la hipótesis general del estudio es la siguiente: la aplicación sistemáca de un programa de estrategias neurodidáccas durante ocho meses produce una mejora estadíscamente significava y con tamaño del efecto grande (d > 0.80) en el

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . rendimiento en álgebra y funciones matemácas de los estudiantes de décimo grado del grupo experimental, respecto del grupo control que recibe instrucción convencional, una vez controladas las diferencias de línea de base mediante análisis de covarianza. El objevo general del trabajo es determinar el efecto del programa sobre el aprendizaje del álgebra y las funciones matemácas en estudiantes de décimo grado de la Unidad Educava Parcular José Antonio Eguiguren - La Salle de Loja, Ecuador, durante el año lecvo 2024-2025. Los objevos específicos son: (a) verificar la equivalencia estadísca entre los grupos experimental y control al inicio de la intervención; (b) comparar el desempeño postest entre grupos mediante ANCOVA con el pretest como covariable; (c) calcular el tamaño del efecto de la intervención con intervalos de confianza al 95 %; y (d) describir la trayectoria longitudinal del rendimiento algebraico en ambos grupos durante los ocho meses de seguimiento. Metodología Enfoque, po y alcance de la invesgación El estudio adoptó un enfoque cuantavo, dado que la recolección y el análisis de los datos se sustentaron en la medición numérica de las variables y en el tratamiento estadísco de sus relaciones, con arreglo a procedimientos que permiten contrastar hipótesis y esmar magnitudes de efecto con precisión inferencial (Creswell y Creswell, 2023). El alcance es de po explicavo aplicado: explicavo porque se propone determinar relaciones causales entre la intervención neurodidácca y el rendimiento algebraico, superando la mera descripción de covariaciones; aplicado porque su finalidad es contribuir a la resolución de un problema educavo concreto y documentado en el contexto ecuatoriano (Hernández-Sampieri y Mendoza, 2018). Esta caracterización sitúa el trabajo dentro del paradigma posposivista, que asume la existencia de una realidad cognoscible, pero reconoce que toda aproximación a ella está mediada por las limitaciones del método y de quien invesga. Diseño de invesgación El diseño seleccionado fue cuasiexperimental con grupo control no equivalente, modalidad pretest-postest. En la taxonomía de Campbell y Stanley (1966), este esquema corresponde al Diseño 10, caracterizado por la asignación no aleatoria de los parcipantes a las condiciones y por la aplicación de medidas antes y después de la intervención. La decisión de optar por el

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . diseño cuasiexperimental en lugar del experimental puro obedeció a una restricción organizava propia del contexto escolar formal: desagregar los grupos-clase preexistentes para asignar aleatoriamente a los estudiantes habría requerido la disolución de los paralelos instucionales, lo que resultaba inviable tanto logísca como écamente. Esta limitación, reconocida ampliamente en la literatura sobre invesgación educava aplicada, se atenuó mediante el empleo del ANCOVA con el pretest como covariable, estrategia que controla estadíscamente las diferencias de línea de base y permite esmar el efecto neto de la intervención con mayor precisión que el análisis simple de diferencias postest (Cohen, 1988). El horizonte temporal de ocho meses añadió al diseño una dimensión longitudinal que posibilitó examinar la trayectoria del aprendizaje y valorar la estabilidad de los efectos observados. Estructura temporal La estructura temporal del estudio comprendió cuatro puntos de medición: el pretest inicial (T1, mes 0), una evaluación de seguimiento al tercer mes (T2), otra al sexto mes (T3) y el postest final al término del octavo mes (T4). Este diseño de cuatro mediciones permió examinar la trayectoria de cambio, detectar posibles curvaturas en el patrón de aprendizaje y esmar pendientes de crecimiento individuales por grupo, capacidades analícas que los diseños de solo dos puntos temporales no pueden ofrecer. La implementación se desarrolló durante el año lecvo 2024-2025 de la instución, lo que garanzó que la intervención transcurriera en condiciones ecológicamente representavas de la prácca pedagógica habitual y no en un entorno arficial. Población, muestra y asignación a los grupos La población objevo estuvo conformada por la totalidad de estudiantes matriculados en décimo grado —subnivel Superior de Educación General Básica— de la Unidad Educava Parcular José Antonio Eguiguren - La Salle, instución confesional de sostenimiento parcular ubicada en el área urbana de Loja, Ecuador. La instución aende a una población de clase media y media-alta, con indicadores de asistencia escolar superiores al 95 % en el período de referencia, condición que redujo la mortalidad experimental como amenaza a la validez interna. Los cuatro paralelos del décimo grado (A, B, C y D) totalizaron N = 86 estudiantes. Los paralelos A y C (n = 44) conformaron el grupo experimental y los paralelos B

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . y D (n = 42) constuyeron el grupo control, asignación determinada por el criterio de disponibilidad instucional y verificada estadíscamente antes de la intervención. La prueba t de Student para muestras independientes aplicada sobre las puntuaciones del pretest confirmó la equivalencia basal de los grupos (t(84) = 0.73, p = .469), sasfaciendo el supuesto de comparabilidad inicial que el ANCOVA requiere para una interpretación válida de sus resultados. Criterios de inclusión y exclusión Los criterios de inclusión fueron: estar matriculado en décimo grado durante el ciclo lecvo 2024-2025, registrar una asistencia igual o superior al 80 % de las sesiones de clase, haber completado el pretest y el postest, y contar con la autorización del representante legal mediante la firma del consenmiento informado. Se excluyeron los estudiantes con necesidades educavas especiales que requiriesen adaptaciones curriculares significavas, quienes presentaran diagnósco cerficado de discalculia y aquellos que no completaron al menos dos de las cuatro mediciones longitudinales. La aplicación de estos criterios no generó exclusiones que alteraran sustancialmente la distribución de los grupos, ya que ningún parcipante reunió simultáneamente varios criterios de exclusión. Instrumento de medición El instrumento de medición fue una prueba de rendimiento en álgebra y funciones matemácas elaborada ad hoc y validada por juicio de expertos. Constó de 30 ítems distribuidos en tres dimensiones: (a) representación y manipulación algebraica (10 ítems), (b) análisis y graficación de funciones lineales y cuadrácas (12 ítems) y (c) modelización algebraica de situaciones contextuales (8 ítems). La validez de contenido se estableció mediante el índice de validez de contenido de Lawshe con la valoración de cinco jueces expertos en didácca de la matemáca, obteniendo un CVI global de .91, valor que supera el umbral mínimo de .78 recomendado para paneles de este tamaño. La confiabilidad se esmó con el coeficiente alfa de Cronbach sobre los datos del pretest (α = .87); siguiendo las advertencias de Zakariya (2022), se reconoce que un alfa elevado no garanza unidimensionalidad, razón por la cual se realizó un análisis factorial confirmatorio cuyo modelo trifactorial obtuvo índices de ajuste sasfactorios (CFI = .96, RMSEA = .048), respaldando la estructura dimensional propuesta.

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . Descripción de la intervención neurodidácca La intervención neurodidácca aplicada al grupo experimental consisó en un programa de 32 sesiones de 50 minutos, distribuidas durante los ocho meses del estudio a razón de una sesión semanal, complementada con tareas de consolidación fuera del aula. El programa arculó seis estrategias seleccionadas con base en la evidencia empírica disponible: (a) aprendizaje mediante narrava matemáca, que acva la codificación emocional y la memoria episódica; (b) mapas mentales con representación visual-espacial del álgebra, sustentados en los principios de la codificación dual de Paivio; (c) secuencias de movimiento corporal vinculadas a conceptos algebraicos, coherentes con los hallazgos sobre cognición encarnada (Castro-Alonso et al., 2024); (d) pausas de reflexión metacogniva estructuradas al inicio y al cierre de cada sesión; (e) retroalimentación inmediata y conngente, diseñada para acvar el sistema dopaminérgico de recompensa; y (f) consolidación mediante prácca intercalada (interleaving), que alterna disntos pos de funciones dentro de la misma sesión para potenciar la discriminación conceptual (Rohrer et al., 2020). El grupo control recibió la instrucción algebraica convencional planificada por el departamento de matemácas de la instución, basada en exposición directa, ejercitación algorítmica y evaluación sumava estándar. Plan de análisis estadísco El procedimiento estadísco principal fue el Análisis de Covarianza (ANCOVA) univariado, con las puntuaciones del postest como variable dependiente, el grupo (experimental vs. control) como factor fijo y las puntuaciones del pretest como covariable connua. Previo a la ejecución del ANCOVA se verificaron los supuestos paramétricos: normalidad de los residuos mediante la prueba de Shapiro-Wilk, homogeneidad de varianzas mediante la prueba de Levene y homogeneidad de las pendientes de regresión mediante la prueba de interacción grupo × covariable, cuya no significación (p = .312) confirmó la pernencia del modelo. El tamaño del efecto se reportó con el eta cuadrado parcial (η²p) siguiendo las convenciones de Cohen (1988): pequeño (η²p = .01), mediano (η²p = .06) y grande (η²p = .14). De manera complementaria, se calculó la d de Cohen mediante el procedimiento de Lakens (2013) —d = √(F × (1/n₁ + 1/n₂))— para facilitar la comparación con estudios de metaanálisis, y se construyeron intervalos de confianza al 95 % mediante bootstrap con 5 000 replicaciones

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . (Hedges y Olkin, 1985). Para el análisis longitudinal de los cuatro puntos de medición se empleó un modelo lineal de efectos mixtos (LMM) con estructura de covarianza autorregresiva de primer orden AR(1), dado que la dependencia temporal entre las mediciones hacía inadecuado el ANOVA de medidas repedas clásico. Todos los análisis se ejecutaron con SPSS 29.0 y R 4.3.2, ulizando los paquetes lme4 y emmeans. Consideraciones écas El estudio se ajustó a los principios de la Declaración de Helsinki y a los lineamientos del Código de Éca en Invesgación del Ministerio de Educación del Ecuador. Las autoridades de la Unidad Educava Parcular José Antonio Eguiguren - La Salle otorgaron su aprobación instucional mediante acta firmada con fecha previa al inicio de la recolección de datos. Los representantes legales de todos los parcipantes firmaron un formulario de consenmiento informado que detallaba los objevos del estudio, los procedimientos, los posibles beneficios y el derecho irrestricto a rerar la parcipación sin consecuencia académica. Los estudiantes mayores de catorce años, adicionalmente, suscribieron un asenmiento informado conforme a la Ley Orgánica de Protección Integral al Niño, Niña y Adolescente (LOPINA) vigente en Ecuador. La información recolectada se anonimizó mediante codificación alfanumérica, y los datos originales se almacenaron en un servidor de acceso restringido al equipo de invesgación durante un período mínimo de cinco años, en cumplimiento de las normavas instucionales de gesón de datos de invesgación. Limitaciones del diseño Las limitaciones del diseño deben declararse con precisión para que el lector pueda evaluar el alcance de las inferencias. Primera: la ausencia de aleatorización implica que no pueden descartarse completamente los efectos de selección como explicación alternava de los resultados; el control estadísco mediante ANCOVA y la verificación de equivalencia basal reducen este riesgo, aunque no lo eliminan (Campbell y Stanley, 1966). Segunda: el efecto Hawthorne no puede ser controlado de forma experimental en un diseño de aula; con todo, la duración de ocho meses de la intervención hace menos plausible su influencia sostenida, pues los efectos de novedad enden a atenuarse en las primeras semanas. Tercera: la pertenencia de los grupos experimental y control al mismo centro educavo genera un riesgo potencial de difusión del tratamiento —que los estudiantes del grupo control pudieran haber

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . estado expuestos informalmente a elementos de la intervención mediante el contacto con sus compañeros—; aunque no se registraron indicios de contaminación durante el seguimiento, este riesgo no puede descartarse en ausencia de evidencia directa. Cuarta: el instrumento de evaluación fue administrado por el equipo invesgador, sin cegamiento respecto a la condición de los parcipantes; futuras invesgaciones deberían incorporar evaluadores independientes para eliminar el sesgo del administrador. Quinta: la restricción de la muestra a una sola instución educava parcular de nivel socioeconómico medio-alto limita la generalización de los hallazgos a contextos con caracteríscas similares. Resultados Los resultados se presentan en cuatro bloques que corresponden directamente a los objevos específicos del estudio. El primero verifica la equivalencia basal de los grupos. El segundo expone los hallazgos del ANCOVA principal con sus esmaciones de efecto e intervalos de confianza al 95 %. El tercero describe la trayectoria longitudinal del rendimiento algebraico. El cuarto desagrega los efectos por dimensión del instrumento. Los valores numéricos se exponen en tablas y los patrones de evolución se describen en el texto, evitando la duplicación de datos en ambos formatos, conforme a las directrices de publicación de la American Psychological Associaon (APA, 2020). Verificación de supuestos y equivalencia basal El análisis de equivalencia basal confirmó la comparabilidad de los grupos previo al inicio de la intervención (véase Tabla 1). Las medias del pretest fueron M = 11.42 (DE = 2.18) para el grupo experimental y M = 11.68 (DE = 2.31) para el grupo control, ambas sobre una escala de 0 a 30 puntos. La prueba t de Student para muestras independientes arrojó t(84) = 0.53, p = .599, con un intervalo de confianza al 95 % para la diferencia de medias que incluyó el cero [IC 95 %: −1.22, 0.70], confirmando la ausencia de diferencias estadíscamente significavas entre los grupos en la línea de base. El tamaño del efecto de esa diferencia inicial fue trivial (d = 0.11), lo que elimina la principal amenaza metodológica de los diseños cuasiexperimentales no aleatorizados: la preexistencia de grupos no comparables. La verificación de los supuestos del ANCOVA corroboró la normalidad de los residuos mediante Shapiro-Wilk (GE: W = 0.982, p = .412; GC: W = 0.977, p = .289), la homogeneidad de varianzas mediante Levene (F(1, 84) = 0.34, p = .562) y la homogeneidad de pendientes de regresión mediante la interacción grupo

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . × pretest (F(1, 82) = 1.04, p = .312), sasfaciendo todos los supuestos que el modelo requiere. Tabla 1 Equivalencia basal: estadíscos descripvos y prueba t en el pretest por grupo Variable GE M (DE) GC M (DE) t(84) P d IC 95 % dif. Dim. 1: Manip. algebraica 4.21 (0.88) 4.35 (0.91) 0.73 .469 0.16 [−0.63, 0.35] Dim. 2: Análisis funciones 4.68 (0.94) 4.71 (0.97) 0.15 .881 0.03 [−0.40, 0.34] Dim. 3: Modeliz. contextual 2.53 (0.61) 2.62 (0.64) 0.67 .504 0.14 [−0.35, 0.17] Puntuación total (0–30) 11.42 (2.18) 11.68 (2.31) 0.53 .599 0.11 [−1.22, 0.70] Nota. GE = grupo experimental (n = 44); GC = grupo control (n = 42). Puntuaciones sobre el máximo de cada dimensión y sobre 30 puntos para el total. IC = intervalo de confianza. d calculado con el método de Lakens (2013). Elaboración propia. Efecto de la intervención: ANCOVA postest El ANCOVA con el pretest como covariable reveló un efecto principal del grupo estadíscamente significavo y de magnitud grande, tanto en la puntuación total como en las tres subdimensiones del instrumento (véase Tabla 2). Las medias ajustadas postest fueron M = 22.74 (DE = 2.91) para el grupo experimental y M = 16.38 (DE = 3.02) para el grupo control, diferencia de 6.36 puntos que representa el 21.2 % de la escala total. El estadísco F del ANCOVA fue F(1, 83) = 47.32, p < .001, η²p = .363. La d de Cohen, calculada mediante el procedimiento de Lakens (2013) como d = √(F × (1/n₁ + 1/n₂)) para garanzar coherencia aritméca con el estadísco F del ANCOVA, fue d = 1.48, IC 95 % [0.99, 1.97], con un poder estadísco observado de 1 − β = .99. El análisis por subdimensión reveló efectos grandes en las tres áreas: manipulación algebraica (d = 1.14, IC 95 % [0.67, 1.61]), análisis de funciones (d = 1.29, IC 95 % [0.80, 1.78]) y modelización contextual (d = 1.02, IC 95 % [0.56, 1.48]).

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . Tabla 2 Medias ajustadas postest, estadíscos ANCOVA y tamaños del efecto por dimensión Variable GE Maj (DE) GC Maj (DE) F(1, 83) p η²p d [IC 95 %] Dim. 1: Manip. Algebraica 8.43 (1.18) 5.97 (1.24) 28.11 < .001 .253 1.14 [0.67, 1.61] Dim. 2: Análisis funciones 9.44 (1.22) 6.73 (1.31) 35.62 < .001 .300 1.29 [0.80, 1.78] Dim. 3: Modeliz. Contextual 4.87 (0.74) 3.68 (0.81) 22.40 < .001 .212 1.02 [0.56, 1.48] Puntuación total (0–30) 22.74 (2.91) 16.38 (3.02) 47.32 < .001 .363 1.48 [0.99, 1.97] Nota. Maj = media ajustada por el pretest como covariable. η²p = eta cuadrado parcial. d = √(F × (1/n₁ + 1/n₂)) según Lakens (2013). IC 95 % bootstrap (5 000 replicaciones) según Hedges y Olkin (1985). *p < .001. Elaboración propia. Trayectoria longitudinal del aprendizaje El modelo lineal de efectos mixtos aplicado sobre los cuatro puntos de medición reveló un patrón de crecimiento diferencial estadíscamente significavo entre los grupos (véase Tabla 3). El término de interacción empo × grupo fue F(3, 250) = 18.74, p < .001, η²p = .184, lo que confirma que las trayectorias de aprendizaje de ambos grupos no fueron paralelas. En el grupo experimental, el rendimiento medio evolucionó de M = 11.42 (DE = 2.18) en T1 a M = 16.91 (DE = 2.74) en T2, M = 20.15 (DE = 2.88) en T3 y M = 22.74 (DE = 2.91) en T4, describiendo un patrón de aceleración parcularmente pronunciado entre los meses tres y seis. El grupo control mostró una trayectoria más modesta: de M = 11.68 (DE = 2.31) en T1 a M = 13.02 (DE = 2.47) en T2, M = 14.87 (DE = 2.61) en T3 y M = 16.38 (DE = 3.02) en T4. La pendiente de crecimiento fue significavamente mayor en el grupo experimental (b = 2.83 puntos por trimestre) que en el control (b = 1.57 puntos por trimestre), con una diferencia de pendientes de 1.26 puntos, IC 95 % [0.87, 1.65], p < .001.

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . Tabla 3 Trayectoria longitudinal del rendimiento algebraico: medias observadas y pendientes de crecimiento (LMM) Variable T1 (mes 0) T2 (mes 3) T3 (mes 6) T4 (mes 8) Pendiente b GE M (DE) 11.42 (2.18) 16.91 (2.74) 20.15 (2.88) 22.74 (2.91) 2.83* GC M (DE) 11.68 (2.31) 13.02 (2.47) 14.87 (2.61) 16.38 (3.02) 1.57* Dif. M [IC 95 %] −0.26 3.89 [2.82, 4.96] 5.28 [4.14, 6.42] 6.36 [5.12, 7.60] 1.26 [0.87, 1.65]* Nota. LMM con estructura de covarianza AR(1). Puntuaciones sobre 30 puntos. Interacción empo × grupo: F(3, 250) = 18.74, p < .001, η²p = .184. *p < .001. IC 95 % bootstrap. Elaboración propia. Figura 1 Trayectoria longitudinal del rendimiento medio en álgebra y funciones por grupo (T1–T4) T1 - Pretest (mes 0) T2 - Seguimiento (mes 3) T3 - Seguimiento (mes 6) T4 - Postest (mes 8) 8.0 10.0 12.0 14.0 16.0 18.0 20.0 22.0 24.0 26.0 GE: Media observada GC: Media observada Punto de medicion Puntuacion media (0-30) Nota. Las barras de error representan ±1 DE. GE = grupo experimental (n = 44); GC = grupo control (n = 42). * p < .001. Elaboración propia.

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . Efectos diferenciados por dimensión del instrumento El análisis desagregado por dimensión del instrumento muestra que la intervención produjo efectos grandes en las tres subdimensiones evaluadas, con magnitudes diferenciadas (véase Tabla 4). La mayor d correspondió a análisis de funciones (d = 1.29), seguida de manipulación algebraica (d = 1.14) y modelización contextual (d = 1.02). Esta jerarquía ene coherencia teórica con el carácter muldimensional del programa: las estrategias de narrava matemáca y codificación dual operan con especial eficacia sobre la comprensión funcional y gráfica, mientras que la prácca intercalada actúa de modo más distribuido. El efecto en modelización contextual, de menor magnitud relava, sigue siendo grande (d > 0.80) y adquiere relevancia prácca adicional porque ese subdimensión es la que la instrucción convencional menos aende. El hecho de que todos los intervalos de confianza al 95 % excluyan el cero elimina cualquier ambigüedad inferencial sobre la significación prácca de las diferencias. Tabla 4 Tamaños del efecto por dimensión del instrumento Dimensión F(1, 83) η²p d IC 95 % d Magnitud Manipulación algebraica 28.11 .253 1.14 [0.67, 1.61] Grande Análisis de funciones 35.62 .300 1.29 [0.80, 1.78] Grande Modelización contextual 22.40 .212 1.02 [0.56, 1.48] Grande Total instrumento 47.32 .363 1.48 [0.99, 1.97] Grande Nota. d clasificado según Cohen (1988): pequeño d ≥ 0.20, mediano d ≥ 0.50, grande d ≥ 0.80. Todos los IC 95 % excluyen el cero. Elaboración propia. Discusión Los hallazgos del estudio se interpretan en diálogo críco con la literatura existente, atendiendo tanto a las convergencias que consolidan la solidez de los resultados como a las tensiones que delimitan sus alcances. La discusión se arcula en torno a cuatro ejes: la comparación del tamaño del efecto con estudios previos, los mecanismos neurobiológicos y

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . cognivos que explican el patrón observado, las implicaciones de la trayectoria longitudinal y la novedad cienfica que el trabajo aporta. El tamaño del efecto global de la intervención (d = 1.48, IC 95 % [0.99, 1.97]) supera en magnitud el promedio reportado por las revisiones sistemácas más rigurosas disponibles. El metaanálisis de Hidayat et al. (2025) esmó un efecto promedio de ES = 1.11 para la instrucción metacogniva en matemácas sobre 43 estudios y 13.924 parcipantes; el presente programa supera esa cota, lo que se explica razonablemente por su carácter mulcomponente: combina regulación metacogniva con codificación emocional, prácca intercalada y cognición encarnada, cada uno de los cuales aporta un vector de acvación neural disnto. Cuando se compara con la intervención algebraica específica de mayor control metodológico disponible, el ensayo controlado aleatorizado de Rohrer et al. (2020) con 787 estudiantes de sépmo grado documentó d = 0.83 para prácca intercalada aislada; que el efecto del presente programa sea superior resulta esperable dada la incorporación de estrategias complementarias, aunque la diferencia de nivel educavo y de diseño entre ambos estudios aconseja modesa al interpretar la brecha. El patrón longitudinal, con aceleración del crecimiento pronunciada entre los meses tres y seis, ene una lectura neurobiológica plausible. Durante el primer trimestre, el programa habría operado principalmente reduciendo la ansiedad matemáca y familiarizando a los estudiantes con las runas neurodidáccas; una vez consolidada esa base, el sistema dopaminérgico de recompensa habría comenzado a operar con mayor eficacia al generar ancipación de logro y movación intrínseca creciente. Esta lectura es coherente con el marco de Immordino-Yang y Damasio (2007), quienes demostraron que las emociones posivas vinculadas al logro académico acvan circuitos neurales que consolidan la memoria a largo plazo y facilitan la transferencia del conocimiento. La aceleración tardía del crecimiento en el grupo experimental, ausente en el grupo control, constuye exactamente la firma empírica que cabría esperar si el mecanismo operante fuera la consolidación progresiva de un estado emocional posivo ante el álgebra, y no simplemente la acumulación de empo de prácca. El efecto diferencial por dimensión del instrumento enriquece la interpretación con una dimensión cualitava. Que la mayor magnitud correspondiera a análisis de funciones y que la menor, aunque igualmente grande, se registrara en manipulación algebraica procedimental,

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . no es un resultado aleatorio: las estrategias de narrava matemáca, que acvaron la codificación episódica y emocional del contenido, favorecieron especialmente la dimensión contextual del aprendizaje. Cuando un problema algebraico se inscribe en una historia con personajes y situaciones significavas, el hipocampo procesa el contenido en su dimensión narrava además de en su dimensión lógico-simbólica, generando dos vías de recuperación en lugar de una. Esta hipótesis es consistente con la evidencia de Irmayan et al. (2024) sobre narrava matemáca, que reportó ganancias de mayor magnitud precisamente en tareas de aplicación contextual frente a las de manipulación procedimental. El d = 1.02 obtenido en modelización contextual resulta especialmente relevante desde una perspecva prácca: esa es precisamente la subdimensión que la enseñanza convencional descuida en mayor medida, lo que amplifica el impacto diferencial de la intervención. La prácca intercalada como componente específico merece un comentario independiente, dado el volumen de evidencia que la respalda. El ensayo de Rohrer et al. (2020) demostró que la mera reordenación de los problemas de prácca para intercalar disntos pos de funciones produce d = 0.83 en estudiantes de sépmo grado, sin ningún otro cambio instruccional. El presente estudio no puede cuanficar la contribución específica del interleaving respecto de las otras cinco estrategias del programa porque no se diseñaron condiciones de desmantelamiento componente por componente. Con todo, el patrón de efecto por dimensión —con mayor ganancia precisamente en las tareas que exigen discriminar entre pos de funciones lineal y cuadráca— es compable con el mecanismo propuesto por Hernández e Idrobo (2025): la prácca intercalada obliga al estudiante a seleccionar acvamente la estrategia adecuada para cada problema, desarrollando la discriminación conceptual que la ejercitación bloqueada inhibe. Las secuencias de movimiento corporal vinculadas a las funciones matemácas constuyen el componente menos explorado del programa, y los resultados sugieren que su contribución fue relevante. Castro-Alonso et al. (2024), en una revisión comprehensiva de seis líneas de invesgación sobre cognición encarnada publicada en Educaonal Psychology Review, documentaron que las acvidades de movimiento corporal producen efectos consistentes sobre el aprendizaje matemáco cuando el movimiento ene correspondencia estructural con el concepto trabajado. Las secuencias del programa sasfacen esa condición: modelar con el

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . cuerpo la pendiente de una función lineal o el vérce de una función cuadráca acva representaciones sensoriomotoras que complementan la representación simbólica y enriquecen la red neural asociada al concepto. Que el efecto haya sido mayor en graficación y análisis de funciones que en manipulación algebraica pura resulta coherente con esta lectura, dado que los contenidos funcionales admiten representación corporal directa con mayor naturalidad que los procedimientos algebraicos abstractos. La novedad cienfica del trabajo puede enunciarse en tres contribuciones concretas. Primera: hasta donde alcanzó la búsqueda sistemáca realizada, este estudio es el primero en evaluar un programa neurodidácco mulcomponente diseñado específicamente para álgebra y funciones en el subnivel Superior de Educación General Básica del Ecuador, colmando un vacío geográfico y de nivel educavo que la producción lanoamericana no había abordado. Segunda: el horizonte longitudinal de ocho meses con cuatro puntos de medición documenta la aceleración tardía del efecto, un fenómeno que los diseños de dos mediciones no pueden detectar y que ene implicaciones directas para el debate sobre la dosis mínima eficaz en las intervenciones neurodidáccas. Tercera: el empleo de ANCOVA con verificación sistemáca de supuestos, la esmación de tamaños del efecto con intervalos de confianza bootstrap y el LMM con estructura AR(1) para el análisis longitudinal elevan el rigor analíco por encima del estándar predominante en la invesgación educava lanoamericana del nivel secundario, cuya producción sigue dominada por análisis de diferencias de medias sin control de covariables. Las implicaciones práccas del estudio operan en dos escalas. A nivel micro, los resultados respaldan la incorporación sistemáca de las seis estrategias idenficadas en la planificación curricular del área de matemácas del subnivel Superior de Educación General Básica, con formación docente connuada en neurodidácca aplicada como condición de sostenibilidad. A nivel macro, los hallazgos aportan evidencia empírica al debate sobre los currículos STEM en Ecuador y en la región, mostrando que las metodologías de transmisión pasiva pueden ser desplazadas por enfoques acvos con retornos académicos demostrables. Dos precauciones merecen énfasis antes de extrapolar estos resultados. Las intervenciones complejas mulcomponente son dicilmente escalables sin garanas de fidelidad de implementación, y los efectos documentados bajo condiciones de invesgación supervisada enden a atenuarse

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . cuando se trasladan a entornos de implementación autónoma, fenómeno que List (2022) describe como el problema del voltaje de la intervención. Invesgaciones de implementación a mayor escala, con monitoreo de fidelidad y evaluadores independientes, constuyen la frontera natural de esta línea de trabajo. Conclusiones Los datos obtenidos permiten sostener, dentro del alcance específico de este estudio, que la aplicación sistemáca de un programa neurodidácco mulcomponente durante ocho meses se asocia a ganancias estadíscamente significavas y de magnitud grande en el rendimiento algebraico de estudiantes de décimo grado del subnivel Superior de Educación General Básica. El efecto global documentado —F(1, 83) = 47.32, p < .001, η²p = .363, d = 1.48, IC 95 % [0.99, 1.97]— sitúa la intervención en la franja superior de los efectos documentados por la literatura de intervención matemáca en educación secundaria lanoamericana. La consistencia de los efectos en los tres subdimensiones del instrumento, con d > 1.00 en todos los casos, descarta que los resultados reflejen ganancias circunscritas a un dominio algebraico específico; apuntan, en cambio, a una transformación metodológica de amplio espectro en el modo en que los estudiantes procesan y representan los contenidos del área. La hipótesis general del estudio queda confirmada: el programa produjo mejoras estadíscamente significavas con un tamaño del efecto que supera con amplitud el umbral d > 0.80 establecido como criterio de relevancia prácca. La trayectoria longitudinal aporta una dimensión interpretava que ningún diseño de dos mediciones habría podido revelar. La aceleración del crecimiento en el grupo experimental entre los meses tres y seis —período en que la ganancia trimestral supera con claridad a la del primer trimestre— es coherente con la hipótesis de un mecanismo de consolidación progresiva: las estrategias neurodidáccas requieren un período de incubación antes de traducirse en ganancias cognivas sostenidas, posiblemente porque la reducción de la ansiedad matemáca y la formación de hábitos de aprendizaje acvo preceden a la mejora observable en el desempeño. Este patrón temporal descarta la hipótesis del efecto Hawthorne como explicación principal, dado que dicho artefacto produce picamente una curva decreciente y no la aceleración tardía aquí documentada. La disnción es relevante para la

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . interpretación teórica del mecanismo, aunque la ausencia de medidas directas de ansiedad y movación en el diseño impide verificarla de forma independiente. El perfil diferencial de efectos por subdimensión ofrece información pedagógicamente pernente que trasciende la mera constatación de un efecto global. Las mayores ganancias se concentraron en análisis de funciones (d = 1.29) y modelización contextual (d = 1.02), dos subdimensiones que la instrucción convencional sistemácamente descuida en favor de la manipulación procedimental. Este patrón indica que el programa neurodidácco no amplificó lo que la enseñanza ordinaria ya produce, sino que actuó sobre dimensiones del aprendizaje algebraico que el enfoque transmisivo deja sin atender. Desde una perspecva de políca curricular, los resultados respaldan la incorporación de estrategias neurodidáccas específicamente en los contenidos con mayor brecha entre demanda curricular y competencia efecva de los estudiantes ecuatorianos del subnivel Superior de Educación General Básica. Cuatro limitaciones circunscriben el alcance de las presentes conclusiones y deben tenerse en cuenta al interpretar los hallazgos. Primera, la restricción de la muestra a una sola instución educava parcular impide extrapolar los resultados a contextos públicos o rurales, donde los perfiles de formación docente y los recursos disponibles difieren sustancialmente. Segunda, la ausencia de un diseño de desmantelamiento impide idenficar cuál de los seis componentes neurodidáccos concentra el mayor peso del efecto; el programa debe entenderse como un paquete integrado cuya desagregación componente a componente queda pendiente para invesgaciones futuras. Tercera, el riesgo de difusión del tratamiento entre los paralelos del mismo centro no pudo controlarse de forma directa, lo que introduce una fuente de incerdumbre sobre la limpieza de la comparación. Cuarta, la evaluación fue administrada por el equipo invesgador sin cegamiento respecto a la condición de los parcipantes, condición que futuras invesgaciones deberían corregir mediante la incorporación de evaluadores externos independientes. Las líneas de invesgación que emergen de este trabajo son acotadas y se derivan directamente de las limitaciones declaradas. La replicación del diseño en instuciones públicas de contextos periurbanos y rurales del Ecuador constuye la prioridad más inmediata para establecer la robustez del efecto ante variaciones de contexto socioeconómico y de formación docente. La incorporación de condiciones de tratamiento parcial que aíslen cada

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . componente neurodidácco permiría idenficar los ingredientes acvos del programa y orientar versiones abreviadas de mayor viabilidad para su escalamiento instucional. La inclusión de medidas de proceso —indicadores de ansiedad matemáca, movación intrínseca y fidelidad de implementación evaluada por observadores independientes— enriquecería el modelo explicavo y permiría verificar empíricamente los mecanismos neurobiológicos y afecvos propuestos. El desarrollo de estas líneas de invesgación, en colaboración entre instuciones de disntas regiones del país, es la condición necesaria para que los hallazgos de este estudio trasciendan el caso único y aporten evidencia generalizable sobre la eficacia de la neurodidácca en la enseñanza del álgebra en el sistema educavo ecuatoriano. Referencias American Psychological Associaon. (2020). Publicaon manual of the American Psychological Associaon (7th ed.). hps://doi.org/10.1037/0000165-000 Ashcraſt, M. H. (2002). Math Anxiety: Personal, Educaonal, and Cognive Consequences. Current Direcons in Psychological Science, 11(5), 181- 185. hps://doi.org/10.1111/1467-8721.00196 Barroso, C., Ganley, C. M., McGraw, A. L., Geer, E. A., Hart, S. A., & Daucourt, M. C. (2021). A meta-analysis of the relaon between math anxiety and math achievement. Psychological Bullen, 147(2), 134– 168. hps://doi.org/10.1037/bul0000307 Caballero-Cobos, M., & Llorent, V. J. (2022). Los efectos de un programa de formación docente en neuroeducación en la mejora de las competencias lectoras, matemáca, socioemocionales y morales de estudiantes de secundaria. Un estudio cuasi- experimental de dos años. Revista De Psicodidácca, 27(2), 158–167. hps://doi.org/10.1016/j.psicod.2022.04.001 Caine, R. N., & Caine, G. (1990). Understanding a brain-based approach to learning and teaching. Educaonal Leadership, 48(2), 66-70.

Artículo Enero – Abril 2026 RICESO Revista Interdisciplinaria de Ciencias de la Educación, Salud y Sociología | Vol. 01 | Núm. 01 | Ene–Abril | 2026 | https://www.riceso.org ISSN: 3117-2660 . Campbell, D. T., & Stanley, J. C. (1966). Experimental and quasi-experimental designs for research. Rand McNally. Castro-Alonso, J. C., Ayres, P., Zhang, S., De Koning, B. B., & Paas, F. (2024). Research avenues supporng embodied cognion in learning and instrucon. Educaonal Psychology Review, 36(1). hps://doi.org/10.1007/s10648-024-09847-4 Caviola, S., Toffalini, E., Giofrè, D., Ruiz, J. M., Szűcs, D., & Mammarella, I. C. (2021). Math Performance and Academic Anxiety Forms, from Sociodemographic to Cognive Aspects: a Meta-analysis on 906,311 Parcipants. Educaonal Psychology Review, 34(1), 363–399. hps://doi.org/10.1007/s10648-021-09618-5 Cohen, J. (1988). Stascal power analysis for the behavioral sciences (2nd ed.). Lawrence Erlbaum Associates. Creswell, J. W., & Creswell, J. D. (2023). Research design: Qualitave, quantave, and mixed methods approaches (6th ed.). SAGE Publicaons. Fukaya, T., Nakamura, D., Kitayama, Y., & Nakagoshi, T. (2024). A systemac review and meta- analysis of intervenon studies on mathemacs and science pedagogical content knowledge. Froners in Educaon, 9. hps://doi.org/10.3389/feduc.2024.1435758 Hart, L. (1981). Don't teach them; help them learn. Learning, 9(8), 39-40. Hedges, L. V., & Olkin, I. (1985). Stascal methods for meta-analysis. Academic Press. Hernández Cueva, E. J., & Idrobo Guérrez, M. A. (2025). Neurociencia aplicada al proceso de aprendizaje. Green World Journal, 8(01). hps://doi.org/10.53313/gwj81202 Hernández Cueva, E. J., Ramón Namcela, W. D., Ramírez Veinmilla, K. R., Jiménez Jara, C. E., & Lima Morocho, A. D. R. (2024). Estrategias Neurodidáccas Empleadas por los Docentes para Fortalecer el Proceso de Enseñanza y Aprendizaje en Educación Básica. Ciencia Lana Revista Cienfica Muldisciplinar , 8(1), 1389-1411. hps://doi.org/10.37811/cl_rcm.v8i1.9528 Hernández Cueva, E., Ramón Namcela, W., Rojas Pérez, C., Jara Saraguro, E., Espinosa Cuenca, A., & Guamán Paño, A. (2026). Efecto de un Programa de Esmulación

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