Introducción

El objetivo de esta medición es la validación del cuestionario de hábitos de consumo de videojuegos para población chilena por medio de un análisis factorial exploratorio y confirmatorio. El objetivo es que los investigadores que trabajan en contexto chileno dispongan de un instrumento de medición del consumo de videojuegos de la población millenial. Esta medición puede ser útil para investigadores de áreas ajenas a la psiquiatría, psicología u otra especialidad de medicina afín; investigadores que no deseen diagnosticar enfermedades psicológicas relacionadas con el consumo de videojuegos, sino que tengan un interés en conocer cuánto es el consumo de video-juegos de su muestra. Asimismo, ser utilizado como información que permita la toma de decisiones en materias diversas como educación, economía, marketing, publicidad, cultura, entre muchas otras. También puede ser usada como una variable independiente o dependiente en futuras investigaciones que deseen relacionar el consumo de videojuegos con otra variable.

Para alcanzar el objetivo de la investigación se presenta el contexto de lo que representan hoy los videojuegos (VJ) (^{Fitzpatrick, Burkhalter, y Asbridge, 2019}; ^{Pinel et al., 2016}; ^{Vega y Levy, 2001}); la visión positiva y negativa de los VJ (^{Fitzpatrick et al., 2019}; ^{Gonzálvez, Espada, y Tejeiro, 2016}; ^{Lanz, Bohorodzaner, y Kampfner, 2010}; ^{Vega y Levy, 2001}); una revisión de la literatura sobre los distintos cuestionarios validados relacionados con el consumo de VJ (^{Andreassen et al., 2017}; ^{López Becerra, 2012}; ^{Lemmens, Valkenburg, y Peter, 2009}; ^{Pontes, Király, Demetrovics, y Griffiths, 2014}; ^{Vorderer y Bryant, 2012}); el aporte que genera esta validación; y la metodología del estudio presentando los participantes, procedimientos, instrumento y análisis de datos. Luego se muestran los resultados, discusión, conclusión y recomendaciones de uso en futuras investigaciones en esta área.

Para comenzar este artículo, es necesario señalar que los videojuegos llaman la atención de niños, adultos y sobre todo jóvenes debido a su contenido llamativo y motivador (^{Pinel et al., 2016}). Por consiguiente, la industria de los videojuegos crece anualmente en usuarios e ingresos que llegan a los 108,9 billones de dólares en el mundo, con pronósticos de constante crecimiento cada año (^{Newzoo, 2017}). Debido al interés y el crecimiento de la industria de los VJ, se deben tener en cuenta las consecuencias positivas y negativas que conlleva el consumo de VJ.

Por una parte, dentro de los aspectos positivos de los VJ, ^{Vega y Levy (2001)} evidencian el desarrollo de habilidades y destrezas sociales que ayudan en el proceso de enseñanza-aprendizaje, específicamente: se da un incremento en la capacidad de planear e imaginar para anticiparse a conflictos; favorece poder dar una respuesta consciente y procesada a los acontecimientos; mejora la autorregulación emocional; optimiza la capacidad de resolver conflictos; promueve la socialización y diálogos horizontales sin jerarquías.

Por otra parte, están las evidencias que constatan los perjuicios del uso de videojuegos sedentarios, como lo demuestran ^{Fitzpatrick, Burkhalter y Asbridge (2019)}, entre sus resultados muestran que cada hora de consumo de VJ se asocia a la disminución significativa en la conexión escolar, autoestima y logros académicos. Asimismo, desde el área de la salud se plantea el problema de los VJ sedentarios y su participación directa en el fomento del sedentarismo en la población. Este es uno de los factores de riesgo que más influyen en el desarrollo de patologías metabólicas, respiratorias y circulatorias (^{Uddin y Khan, 2019}). Particularmente en Chile, este problema preocupa a las autoridades debido a que el 83 % de los hombres y el 90 % de mujeres son sedentarios y esta realidad trae como consecuencia el aumento del sobrepeso y obesidad en todos los niveles sociales del país (^{Ministerio de Salud, 2018}).

En el ámbito psicológico, los estudios de ^{Gonzálvez, Espada, y Tejeiro (2016)} evidencian que el uso problemático de videojuegos produce ansiedad y depresión. Además de la violencia que generan los VJ violentos en los jóvenes (^{Lanz et al., 2010}).

Más allá de los aspectos positivos y negativos de los videojuegos, existen estudios en contexto chileno que tratan distintas aristas del tema de los VJ, estos son: marketing en los VJ y la industria del entretenimiento (^{Urzua y Rojas, 2017}), análisis del enfoque legislativo (^{Fajardo y Andrés, 2017}), estudios culturales, la ludología, estudios narratológicos, la teoría de diseño de juegos y la semiótica de los VJ (^{Pereira-Henríquez y Alonzo-Zúñiga, 2017}), análisis de tendencias temáticas de los estudios sobre VJ en Chile, América Latina y España relativos a VJ y educación, la relación con las teorías sociales y el aspecto narrativo de estos (^{Rossi, 2018}).

Debido a la atención y preocupación que suscitan los VJ, es relevante la validación de un instrumento que mida el consumo de videojuegos en Chile con el fin de avanzar en el conocimiento contextualizado en esta área. Por ello, se realizó una búsqueda de escalas de medición para el consumo de videojuegos, esta tuvo resultados tales como: video game uses and gratifications as predictors of use and game preference (^{Vorderer y Bryant, 2012}), que mide los motivos que tienen las personas para jugar VJ; adicción a internet, redes sociales y videojuegos, escala que tiene por objetivo principal medir la relación entre el uso adictivo de las redes sociales, VJ y síntomas de trastornos psiquiátricos (^{Andreassen et al., 2017}); game addiction scale for adolescents (GASA) (^{Lemmens et al., 2009}), escala que mide la adicción a los videojuegos por parte de los adolecentes; internet gaming disorder (IGD20) (^{Pontes et al., 2014}) mide el nivel de adicción a los VJ en línea o jugados en internet. Estos resultados de búsqueda muestran una tendencia a la medición del uso excesivo de VJ y diagnóstico de trastornos adictivos. Como el objetivo de este estudio es medir el uso de videojuegos de los jóvenes sin tener un sesgo relacionado con patologías psicológicas o psiquiatras, se optó por validar en contexto chileno el cuestionario de hábitos de consumo de videojuegos (^{López Becerra, 2012}) creado para población española.

Los aportes de esta investigación son tres: 1) comprobar y diferenciar el consumo de VJ entre mujeres y hombres; 2) proveer a la comunidad científica local un instrumento validado para la medición del consumo de videojuegos; 3) el cuestionario original creado en España solo utiliza como criterio de validez de constructo el análisis factorial exploratorio (AFE), en la presente validación, además de hacer el AFE se realiza un análisis factorial confirmatorio (AFC) para dar una validez y fiabilidad mayor al constructo, puesto que el AFE se utiliza para definir constructos y el AFC para demostrar la validez de constructo de la definición hecha por el AFE (^{Pérez-Gil, Chacón, y Moreno, 2000}).

Análisis de datos

El análisis estadístico de los datos se realizó por medio de los paquetes estadísticos SPSS v25 (^{IBM SPSS, 2016}) y EQS 6,3 (^{Bentler y Wu, 2015}). En primer lugar, con la muestra (n= 412) se calcularon los estadísticos descriptivos más importantes para cada ítem; a través del método de rotación Varimax con normalización Kaiser se extrajeron tres factores (tabla 1): "grado de atracción y uso de los videojuegos", "interferencia de los videojuegos con otras actividades" y "nivel de inquietud respecto a los videojuegos". Seguidamente, la consistencia interna del instrumento se examinó con el índice alfa de Cronbach, de igual forma que en el estudio original. Sin embargo, este no tiene en cuenta la influencia sobre la fiabilidad del resto de constructos, por esto se calculó el coeficiente de fiabilidad compuesta y la varianza media extraída (^{Fornell y Larcker, 1981})

Tabla 1 Matriz de componente rotado 

Fuente: elaboración propia.

Resultados Análisis factorial

Por medio de un análisis factorial exploratorio, a través del método de rotación Varimax con normalización Kaiser se extrajeron tres factores (tabla 1): "grado de atracción y uso de los videojuegos", "interferencia de los videojuegos con otras actividades" y "nivel de inquietud respecto a los videojuegos". Este análisis fue posible dado que se obtuvieron resultados adecuados en la prueba Keiser Mayer Olkin (0,95) y de esfericidad de Barttlet (p < 0,001), los que se denominaron del mismo modo que en la construcción original de este cuestionario.

El factor 1 "grado de atracción y uso de los videojuegos", da información sobre el grado de atracción y uso de videojuegos. Está formado por los ítems uno a siete y estos explican el 29,77 % de la varianza total del cuestionario.

El factor 2 "interferencia de los videojuegos con otras actividades", da información sobre el grado de interferencia que tiene jugar videojuegos respecto a otras actividades de la vida diaria tales como estudiar, trabajar y otras actividades recreativas. Está formado por los ítems ocho a once, diecisiete a diecinueve y estos explican el 24,86 % de la varianza total del cuestionario.

El factor 3 "nivel de inquietud respecto a los videojuegos" da información sobre las actividades anexas a jugar, pero que tienen directa relación como hablar con amigos sobre videojuegos, buscar información, visitar tiendas especializadas, entre otras. Está formado por los ítems doce a dieciséis y explican el 17,76 % de la varianza total del cuestionario.

La fiabilidad del cuestionario se midió con el coeficiente alpha de Cronbach 0,958. El alfa de los factores 1, 2 y 3 son mayores a 0,89.

En total se analizaron 19 ítems, todos de la escala original. En la tabla 2 se presenta la media, desviación típica y correlación ítem-total. El alfa de Cronbach si se elimina el elemento, equivale al valor de alfa si eliminamos cada uno de los ítems para cada uno de ellos, Asimetría y Curtosis. En general, todos los ítems parecen contribuir de manera adecuada al conjunto de la escala, es decir que presentan una correlación relativamente alta con toda la escala y su fiabilidad total (α = 0,958) no mejora al eliminar alguno de ellos.

Tabla 2 Análisis de diecinueve ítems 

Nota: media: M; desviación estándar: SD; correlación ítem-total: rjx; alfa de Cronbach si se elimina el elemento: α-x; asimetría: A; Curtosis: K.

Fuente: elaboración propia.

La consistencia interna del instrumento de diecinueve ítems se examinó mediante el índice alfa de Cronbach. Sin embargo, este no tiene en cuenta la influencia sobre la fiabilidad del resto de constructos, por esto se calculó el coeficiente de fiabilidad compuesta (CFC) y la varianza media extraída (AVE) (^{Fornell y Larcker, 1981}). El valor mínimo que se considera adecuado para el coeficiente de fiabilidad compuesta es 0,7 (^{Nunnally, 1978}) y para los valores del ave se recomienda que sean > 0,40 (^{Aldás, 2000}).

Los valores hallados presentan, en general, una adecuada consistencia interna para la escala, similar a la versión original del instrumento.

En la tabla 3 se presenta la varianza media extraída, coeficiente de fiabilidad compuesta y alfa de Cronbach del cuestionario completo y por factor.

Tabla 3 Fiabilidad compuesta, varianza media extraída y alfa de Cronbach 

Fuente: elaboración propia.

La estimación de máxima verosimilitud (ML) con la corrección robusta de Satorra-Bentler se utilizó en todos los análisis (^{Bentler, 2006}), ya que es el método más sólido de estimación con datos no normales. En lo que respecta a la significación de X² (< 0,01), en ningún caso se puede garantizar un ajuste adecuado. Sin embargo, como esta estadística está estrechamente relacionada con el tamaño de la muestra, se analizaron otros indicadores, como la relación entre X² y sus grados de libertad que son inferiores a cinco, considerados aceptables (X² /df = 3,54) (^{McIver y Carmines, 1981}). Los índices de bondad de ajuste como el índice de ajuste comparativo (CFI) y el índice incremental (IFI) (valores superiores a 0,9) indican un ajuste adecuado (^{MacCallum y Austin, 2000}), CFI = 0,91, IFI = 0,91 y el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA), en el que los valores por debajo de 0,08 (RMSEA = 0,079) son indicadores de un ajuste adecuado (^{Browne y Cudeck, 1992}).

Hubo correlaciones significativas entre el consumo de videojuegos y tiempo dedicado a los videojuegos (r = 0,772, p < 0,01), frecuencia semanal de consumo de VJ (r = 0,755 p < 0,01).

Tabla 4 Correlaciones entre variables 

** Correlaciones significativas entre el consumo de videojuegos y tiempo dedicado a los videojuegos, frecuencia semanal de consumo de VJ.

Fuente: elaboración propia.

Hábitos de consumo de videojuegos y género

Al igual que en el estudio de validación del CHCVJ (^{López Becerra, 2012}), se comparan las diferencias de hábitos de consumo por género luego de aplicar la prueba U de Mann-Whitney, puesto que la normalidad de la muestra calculada con el test Kolmogorov-Smirnov da un valor de p< 0,05. Los resultados indican que son significativos y, por lo tanto, a partir de estos datos se puede afirmar que existe una diferencia significativa entre hombres y mujeres. Además, se detecta que el consumo de video-juegos por parte de los hombres es significativamente mayor al de las mujeres. U de Mann-Whitney = 8244,5, media (hombres = 272,22, mujeres = 155,21), Z = -11,129, p < 0,05.

Tabla 5 Hábitos de consumo de videojuego por género 

Fuente: elaboración propia.

Discusión

Tener un conocimiento sobre cuánto es el consumo de videojuegos de los jóvenes y adultos es importante para la planificación de las actividades diarias de la vida, para poder organizarse y no caer en el consumo excesivo de videojuegos. Por esta razón, se ajusta y valida la escala de hábitos de consumo de videojuegos creada por ^{López Becerra (2012)}. Se hace el mismo análisis original y adicionalmente, se realiza un análisis factorial confirmatorio para jóvenes millennials chilenos. En relación con la presente investigación se demuestra la confiabilidad de la escala en su conjunto con una consistencia aceptable (alfa de Cronbach 0,958) y el análisis factorial confirmatorio avala la validez y fiabilidad de cada ítem.

A diferencia del cuestionario original, el análisis factorial exploratorio, a través del método de rotación Varimax con normalización Kaiser dio como resultado tres factores y no cuatro, como el original (^{López Becerra, 2012}). En esta validación el factor original "interferencia de los videojuegos con las actividades académicas" se fusiona con "interferencia de los videojuegos con otras actividades".

Es importante aclarar que este instrumento de medición es una apreciación subjetiva y propia de cada sujeto sobre su consumo de videojuegos en relación con: 1) grado de atracción y uso de los videojuegos; 2) interferencia de los videojuegos con otras actividades y 3) nivel de inquietud respecto a los videojuegos.

En relación con los tres aportes declarados en la introducción de esta investigación se concluye que: 1) los hombres tienen un grado mayor de atracción y uso de videojuegos y le dedican más tiempo semanal que las mujeres de la misma edad; 2) estadísticamente, esta es una escala fiable para aplicar en jóvenes y adultos chilenos pertenecientes a la generación millennial o generación Y; 3) el análisis factorial confirmatorio comprueba la validez y fiabilidad de cada ítem.

Se sugiere aplicar esta escala de medición de consumo de videojuegos y complementar la información con una aplicación para teléfonos inteligentes, consolas de videojuegos o computadoras personales que miden el tiempo exacto que la persona dedica a jugar videojuegos, debido a que esta escala contempla una apreciación personal y subjetiva del encuestado sobre el tiempo que emplea en jugar videojuegos y no un dato real, como lo puede proveer una aplicación tecnológica como la descrita.

Las investigaciones futuras sobre videojuegos se deberían centrar en averiguar los beneficios y modos de aprovechamiento positivo de los videojuegos en ámbitos como la educación, promoción de valores, aumento del consumo energético diario con los videojuegos activos; más que cuantificar el daño en la salud mental y física de las personas debido a que la literatura abunda en estas últimas dos temáticas. Asimismo, se propone una actualización de las preguntas en relación con el medio de consumo de videojuegos, diferenciar si consume videojuegos activos o convencionales y complementar la información con el hábito de consumo del teléfono inteligente e internet en sus diversas plataformas de accesibilidad.

En relación con la labor realizada por los profesionales que trabajamos con personas de este rango etario, nos queda una misión importante y difícil: combatir una de las aristas negativas del consumo de videojuegos, como el uso excesivo que conduce a trastornos psiquiátricos y el sedentarismo de la población al fomentar la promoción de la actividad física; el uso de los videojuegos puede coexistir perfectamente con la práctica física, ya sea por medio de los videojuegos activos o motivando la ejercitación.

Los videojuegos pueden ser una herramienta poderosa para el mejoramiento de la acción educativa y la promoción de la salud, pero también una herramienta generadora de adicciones y traumas. Como toda herramienta, tiene una utilidad buena y mala, depende de nosotros utilizar y privilegiar el uso positivo de los videojuegos en desmedro del uso negativo.