RLCS, Revista Latina de Comunicacion Social
Revista Latina

scimago

Scopus

sjr

RLCS y Scopus

Digital Object Identifier System - Identificador de Objetos Digitales 10.4185/RLCS-2019-1335 | ISSN 1138-5820 | RLCS, 74-2019 | Version in English language | Explicación audiovisual del autor |

Índice h de la revista (citas), según Google Scholar Metrics, g || Criterios objetivos de calidad de RLCS
¿Vale este artículo para solicitar en España un sexenio de investigación?

Cómo citar este artículo / Referencia normalizada

J M Muñoz González, B Segovia Aguilar (2019): “¿Cómo interactúan los adolescentes con los videojuegos? Preferencias y habilidades performativas”. Revista Latina de Comunicación Social, 74, pp. 360 a 382.
http://www.revistalatinacs.org/074paper/1335/18es.html
DOI: 10.4185/RLCS-2019-1335

Extra Jóvenes. Medios y cultura colaborativa [09]

¿Cómo interactúan los adolescentes con los videojuegos? Preferencias y habilidades performativas

 How do teenagers interact with video games? Preferences and performative skills

 

Juan Manuel Muñoz González [CV] Universidad de Córdoba, Esapaña, UCO
juan.manuel@uco.es

Blas Segovia Aguilar [CV] Universidad de Córdoba, España, UCO
bsegovia@uco.es

Abstracts
[ES] Introducción. En este estudio se analiza la influencia de los videojuegos en procesos de socialización de adolescentes, en especial el desarrollo de hábitos de seguridad, dedicación y preferencias de uso de adolescentes españoles de 12 a 17 años. Metodología. Se ha empleado una metodología cuantitativa, de carácter descriptivo, a través del uso de un cuestionario creado ad hoc conformado por 13 ítems relacionados con videojuegos y uso de los medios. Resultados. Los principales resultados obtenidos muestran que los adolescentes españoles muestran una actitud de indiferencia en cuanto a la adopción de hábitos de seguridad en el consumo de videojuegos. Discusión y conclusiones. A modo de conclusión, se manifiesta que los chicos están más motivados en el uso de videojuegos que las chicas, lo que nos hace plantearnos las causas por las que se dan este tipo de preferencias en torno a los videojuegos, así como en el desarrollo de hábitos de seguridad en los mismos,
[EN] Introduction. This article analyses the influence of video games on the socialisation processes of Spanish teenagers, especially regarding the development of safety habits, time investment and preferences of use. Methods. The study is based on a quantitative and descriptive approach and the use of a purpose-created 13-item survey questionnaire that examines video games and media use and was applied to a sample of 237 students aged 12 to 17. Results. Spanish teenagers are indifferent towards the adoption of safety habits when it comes to playing video games. Discussion and conclusions. Motivation to play video games is higher in teenage boys than girls, which makes us wonder about the causes of these gender-related preferences in videogame use and the development of safety habits.

Keywords
[ES] Videojuegos; socialización; adolescentes; alfabetización transmedia;
[EN] Video games; socialisation; teenagers; transmedia literacy.

Contents
[ES]: 1. Introducción. 2. Objetivos. 3. Método. 3.1. Muestreo y Participantes. 3.2. Instrumento de recogida de datos. 3.3. Procedimiento. 3.4. Análisis de datos. 4. Resultados. 4.1. Dedicación de los adolescentes en el consumo de medios. 4.2. Gustos de los adolescentes en el consumo de videojuegos. 4.3. Hábitos de seguridad de los adolescentes en el consumo de videojuegos. 4.4. Estudio Correlacional. 4.5. Modelos predictivos de las dimensiones del cuestionario. 5. Discusión y conclusions. 5.1. Dedicación de los adolescentes en el consumo de medios. 5.2. Gustos de los adolescentes en el consumo de videojuegos. 5.3 Hábitos de seguridad de los adolescentes en el consumo de videojuegos. 6. Notes. 7. Referencias bibliográficas.
[EN] 1. Introduction. 2. Objectives. 3. Methods. 3.1. Sampling and participants. 3.2. Data collection instrument. 3.3. Data collection procedure. 3.4. Data analysis. 4. Results. 4.1. Teenagers’ dedication to media use. 4.2. Teenagers’ preferences in videogame use. 4.3. Teenagers’ safety habits in videogame use. 4.4. Correlation analysis. 4.5. Predictive models for questionnaire’s dimensions. 5. Discussion and conclusions. 5.1. Teenagers’ dedication to media use. 5.2. Teenagers’ preferences in videogame use. 5.3 Teenagers’ safety habits in videogame use. 6. Notes. 7. References.

Traducción realizada por CA Martínez-Arcos
(Doctor en Comunicación, Universidad de Londres

[ Investigación 
| w | metadatos | Fichero pdf para imprimir | Presentación dinámica - ISSUU | Artículo acogido a Creative Commons | Referencias |
XML |
| Serie de ficheros para e-books | mobi | htmlz + lit + lrf + pdb + pmlz + rb + snb + tcr + txtz |

1. Introducción

La transición de la sociedad de la información a la del conocimiento está siendo favorecida por el acelerado desarrollo tecnológico de las redes y dispositivos móviles del que emerge una nueva ecología de medios (Scolari, 2012, 2015) y nuevas formas culturales de apropiación e interacción con los medios. La cultura de la participación enunciada por Jenkins (2006) se incrementa en la medida que el desarrollo e hibridación de nuevos terminales, redes o productos mediáticos potencian entre los adolescentes y la ciudadanía nuevas formas de aprender y (re)construir la cultura popular. La aparición de Facebook (2004), YouTube (2005), Google Docs (2006), iPhone o iPad (2010) y la incorporación de nuevas tecnologías como la computación en la nube -cloud computing- (Amazon AWS, 2006; iCloud 2010) evidencian una aceleración en las tecnologías que traen como consecuencia esas nuevas prácticas culturales.

El acceso de los y las adolescentes a estas herramientas para el consumo, la comunicación, para la creación o gestión individual y grupal de contenidos, provocan que la escuela, como institución responsable de la alfabetización tradicional y de la alfabetización y educación mediática, se enfrente al nuevo reto que supone perder el protagonismo en la gestión de los aprendizajes, cuestión que provoca crecientes tensiones documentadas en investigaciones sobre el tema (Area, 2010; Balanskat, Blamire & Kefala, 2006; Scolari, 2018; Segovia et al, 2016). Niños y adolescentes aprenden con las tecnologías en espacios diferentes a la escuela, con agentes diferentes y estrategias vinculadas a nuevos paradigmas de aprendizaje como el conectivismo defendido por George Siemens (2010) o la pedagogía de la interactividad (Aparici & Silva, 2012).

Esta novedosa situación, propia del siglo XXI, plantea nuevos retos a investigadores del campo de la comunicación y de la educación, pues muchas de las competencias que los jóvenes aprenden en la interacción con las modernas tecnologías las adquieren en contextos no escolares, en cooperación con sus iguales o autónomamente a través de la red. Estos nuevos escenarios en los que los chicos y chicas aprenden, crean, se comunican y juegan nos sitúan ante un nuevo paradigma respecto a la alfabetización y educación mediática, lo que influye en la necesaria revisión conceptual. Desde esta perspectiva, se amplifica el campo con aportaciones como las derivadas proyecto Transmedia Literacy (Scolari, 2018) para identificar el amplio abanico de competencias y estrategias de aprendizaje generadas por las nuevas sinergias y productos culturales, como la transmedia storytelling (Jenkins, 2006, 2010; Scolari, 2013), las experiencias con videojuegos o las de comunidades virtuales de youtubers, fanfictions o gamers.

En consecuencia, resulta necesaria la adecuación de los enfoques de New Media Literacy (Gee, 2004), la Alfabetización Mediática e Informacional, (Wilson, 2012) o las Multialfabetizaciones (Tyner, Gutiérrez & Torrego, 2015) pues sus orientaciones están más vinculadas a la educación formal, complementándolos con otras perspectivas que se preocupan por los aprendizajes en espacios no formales, como es el caso de la Alfabetización Transmedia (Scolari, 2018)

Ese es el punto de partida del presente artículo, que es parte del proyecto de investigación I+D+i “Transalfabetismos. Competencias transmedia y estrategias informales de aprendizaje de los adolescentes” [1], que pretende analizar los procesos de adquisición y construcción colectiva de competencias transmedia por parte de los adolescentes españoles fuera del sistema de la educación formal. Las prácticas de aprendizaje analizadas se relacionan con los conocimientos básicos que adquieren para la navegación en redes digitales, las experiencias de participación en la creación y distribución en plataformas colaborativas de obras audiovisuales o escritas (fanfiction) o cómo aprenden a resolver los problemas que les surgen cuando participan en videojuegos o juegos digitales.

En nuestro caso, nos centraremos en estudiar la relación de los adolescentes de 12 a 15 años con los videojuegos a partir de los datos obtenidos a través de un cuestionario ad hoc: sus gustos, hábitos de uso y dedicación, los dispositivos electrónicos desde los que juegan, la comparativa con el consumo de otros medios de comunicación y ocio.

¿Qué y cómo aprenden los adolescentes con los videojuegos?

Los videojuegos, como productos culturales y digitales, según Paul Gee (2007) son sistemas que integran narrativa, resolución de problemas, control motriz, noción de protagonismo, etc. y en los últimos años se han convertido en artículo de consumo masivo en todas las franjas de edades de la población.

Los indicadores económicos nos muestran que la industria del videojuego aumenta su impacto año tras año en nuestro país, que se sitúa entre los cuatro primeros de la UE. Según datos de la Asociación Española de Videojuegos (AEVI, 2017) en 2016 los ingresos en este ámbito económico (PC, consolas, móviles, tablets, etc.) ascendieron a 1.163 millones de euros, lo que equivale al 0,11% del PIB. Dentro de las industrias de ocio audiovisual está, en primer lugar, por delante del cine (601 M de €), con un aumento del 7,4% respecto a 2015. Se estima que implica a 15 millones de videojugadores, siendo la franja de 11 a 14 años la mayoritaria.

En cuanto a tipos de videojuegos, los mayoritarios son los físicos, seguidos por los online y Apps Móviles, cifras que evolucionan continuamente pues, por ejemplo, el consumo on line se incrementó en 30,82% respecto al 2015 (AEVI, 2017).
Estas referencias nos sirven para situarnos en relación al impacto que, como productos mediáticos, tienen entre los adolescentes, pues es evidentemente que ya forman parte de sus tareas cotidianas junto con las redes sociales

Sin embargo, la atención que se dedica a los videojuegos en ámbitos educativos es aun escasa y hasta cierto punto contradictoria, pues las dos principales líneas de estudio que predominan están relacionadas con aspectos preventivos o vacunadores (riesgos que entrañan para la infancia y adolescencia el consumo de videojuegos) (Castellana Rosell et al, 2007; Chamarro, 2014); y, por otro, la vinculada a la alfabetización mediática en el juego digital o ludoteracy (Aranda, Sánchez-Navarro y Martínez, 2015; Aranda et al., 2017). 

En este caso, el interés se centra en la atención a los videojuegos como recursos educativos (serious games y gammificación), un campo muy fructífero vinculado al Digital Game-Based Learning (Prensky, 2007), Edutaintment o entretenimiento educativo (Lacasa, 2011) o  Serious Game (Ritterfeld, Cody & Vorderer, 2009); aunque también encontramos estudios sobre el videojuego como objeto de estudio, es decir, centrados en entender el videojuego, cómo se juega o cómo se producen juegos digitales (Pousen y Gatzidis, 2010).

Alfabetización transmedia y videojuegos

 El uso de videojuegos para el ocio está favoreciendo entre los jugadores aprendizajes provocados por las situaciones a las que debe enfrentarse individual o cooperativamente. Estos se identifican en estrategias de aprendizaje informal, a veces mucho más significativas y creativas que las que se provocan en los contextos escolares, pues dan respuesta a problemas que pueden ser complejos y que requieren la movilización de conocimientos, habilidades y emociones del jugador. La investigación realizada sobre videojuegos, en la que han participado adolescentes de Andalucía, Cataluña, Galicia, Madrid y Valencia, nos aporta datos que nos han permitido delimitar las habilidades y aprendizajes que se vinculan con competencias transmedia relacionadas con la producción, la gestión de contenidos, la producción de narrativas y criterios estéticos, las relacionadas con privacidad y prevención de riesgos, las vinculadas con la ideología y la ética y las performativas, especialmente conectadas con el juego y habilidades lúdicas.

El análisis de las prácticas y usos que los adolescentes hacen de los videojuegos nos permiten constatar que a través de ellas desarrollan estas competencias junto con diversas estrategias de aprendizaje a las que antes hemos aludido. Ello nos permite trazar las relaciones que se establecen en estas edades con los videojuegos, los aprendizajes y las interacciones con otros gamers, en definitiva nos ayuda a identificar elementos clave para una adecuada  alfabetización transmedia.

2. Objetivos

El estudio que presentamos aborda varios objetivos que detallaremos a continuación:

Describir las opiniones de adolescentes pertenecientes a las Comunidades Autónomas de Andalucía, Cataluña, Galicia, Madrid y Valencia respecto a la dedicación, gustos y hábitos de seguridad relacionados con el consumo de videojuegos.
  1. Analizar si existen diferencias entre las 3 dimensiones que componen el Cuestionario Transliteracy y las variables independientes: sexo, edad, ciudad de residencia, tipo de familia, realización de actividades extraescolares y tipos; así como disponibilidad y usos de dispositivos electrónicos como el ordenador, portátil, teléfono móvil, tableta digital, conexión wifi, consola y consola portátil.

  2. Observar la existencia o no de correlaciones entre las diferentes dimensiones del cuestionario.

  3. Establecer modelos para predecir, por una parte, los hábitos de seguridad de los adolescentes en función de la dedicación y de los gustos por los videojuegos; y, por la otra, estos últimos en función de la dedicación en el consumo de medios.

3. Método
3.1. Muestreo y participantes

En el presente estudio la selección de la muestra se llevó a cabo utilizando el procedimiento de muestreo no probabilístico o de conveniencia (Cuenca y Lozano, 2016) debido a que la metodología desarrollada en el aula, así como la aplicación del cuestionario, solo se pudieron realizar a los grupos de estudiantes a los que los investigadores de este proyecto tuvieron acceso durante el curso académico 2015-2016.

La muestra estuvo compuesta por un total de 237 sujetos: 49 estudiantes de pertenecientes a la Comunidad Autónoma de Andalucía, 57 a Cataluña, 39 a Galicia, 44 a la Comunidad Valenciana y 48 a la de Madrid.

En cuanto a la relación entre la edad y el sexo del alumnado, el rango de esta estuvo comprendido entre 12 y 17 años. En este sentido, el 46% tenían 14 años, siendo un 59,6% chicas y un 40,4% chicos. El 24,1% tenían 15 años, de los cuales el 45.6% eran chicas y el 54,4% chicos. Por otra parte, un 10,5% tenían 13 años, de los cuales el 44% eran chicas y el 56% chicos. El mismo porcentaje obtuvimos en el caso de los estudiantes son 16 años, de los cuales el 40% eran chicas y el 60% chicos. En cuanto al alumnado con 12 años, constituía el 6,8% de la muestra, siendo el 68,8% chicas y el 31,3% chicos. Finalmente, el 2,1% tenían 17 años, del cual el 60% eran chicas y el 40% chicos.

3.2. Instrumento de recogida de datos

El instrumento utilizado para llevar a cabo este estudio se trata de un cuestionario, elaborado ah hoc, denominado Cuestionario Transliteracy, cuya finalidad es recoger las opiniones de los adolescentes sobre el tiempo empleado en el uso de medios, sus gustos y preferencias en relación a las redes sociales y los videojuegos, así como los hábitos de seguridad que adoptan en el empleo de dichos recursos. Concretamente, en el presente estudio nos centraremos únicamente en el consumo de videojuegos, por lo que se ha realizado una selección de 14 ítems del citado cuestionario. La validación y fiabilidad del instrumento han sido medidas y corroboradas mediante diferentes análisis estadísticos. En cuanto a la validez de constructo, en primer lugar, hemos realizado un análisis factorial exploratorio, utilizando para la ejecución de esta prueba el método de Implementación óptima del Análisis Paralelo (PA) (Timmerman, & Lorenzo-Seva, 2011), junto con un proceso de extracción de factores comunes “mínimos cuadrados no ponderados robusto” (RULS), considerando un procedimiento de rotación “Oblimin Ponderado” (Lorenzo-Seva, 2000), cuyo índice Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) fue de 0,76, test de esfericidad de Bartlett con p=0,000 y análisis de residuales con RMSR= ,0529, considerado adecuado para el modelo (Aldas y Uriel, 2017). Por otra parte, la varianza presenta una distribución no normal, medida a través de la prueba de Kolmogorov-Smirnov (p=,000). El resultado de la extracción de los componentes principales refleja la existencia de 3 factores, donde la varianza total explicada es de 55,21%, lo cual revela un equilibrio apropiado entre los componentes del instrumento, representativos del concepto teórico.

Tabla 1 Matriz de componentes rotados en el análisis factorial exploratorio (AFE).

 

Factor 1. Dedicación en el consumo de medios

Factor 2. Gustos en el consumo de videojuegos

Factor 3. Hábitos de seguridad en el consumo de videojuegos

1. Miro la televisión

,535

 

 

2. Juego a videojuegos

,561

 

 

3. Juego a juegos de mesa

,581

 

 

4. Participo en blogs, webs, foros de Internet…

,425

 

 

4. Me gusta jugar a videojuegos con los amigos “on line”

 

,425

 

5. Cuando vamos a casa de los amigos, acostumbramos a jugar a videojuegos

 

,451

 

6. Si me gusta una peli, busco también el libro, videojuego, la música…

 

,559

 

7. Busco en Internet vídeos de las partidas de mis videojuegos preferidos.

 

,574

 

8. Me gusta hacer fan-fictions de mis series, pelis, videojuegos, cómics…

 

,730

 

9. Me gusta el cosplay

 

,402

 

10. Cuando quiero saber cómo hacer una cosa, busco en Internet (tutoriales…)

 

,344

 

11. Antes de colgar una foto mía en la red, me lo pienso dos veces

 

 

-,371

12. Mirar demasiado tiempo la pantalla puede perjudicar la salud (memoria, vista, etc.)

 

 

-,375

13. Hay sitios en la red donde participo sin decir quién soy (nickname)

 

 

,326

Fuente: elaboración propia.

Con la intención de contrastar y confirmar el modelo extraído a través del AFE, hemos realizado un análisis factorial confirmatorio (AFC) mediante el programa estadístico AMOS, en su versión 23. Este análisis permite explicar las correlaciones entre un conjunto de variables observadas a través de un conjunto reducido de factores (Herrero, 2010). De este modo, es posible comprobar cómo cada variable está relacionada con su factor y si los factores están interrelacionados entre sí. Los resultados obtenidos del AFC, considerando el método de Máxima Verosimilitud (ML) para la extracción de factores comunes, en primera instancia, arrojaron valores por debajo de ,900, en el caso del ajuste relativo, por lo que se requirió comprobar el peso factorial de cada uno de los ítems dentro de los factores del modelo. En este sentido, el ítem 3 de la dimensión “Dedicación a los videojuegos”, que hacía referencia al tiempo empleado a disfrutar con juegos de mesa, presentaba un valor factorial por debajo de ,30. En cuanto a su relevancia en el constructo teórico, tampoco suponía ser un ítem fundamental, ya que la temática tratada en el estudio se centra en los videojuegos y no en los juegos de mesa, por lo que se optó por su eliminación. Una vez eliminado dicho ítem, se procedió nuevamente a realizar el AFC, con el método de extracción mencionado anteriormente, tomando como referencia los valores de la función de discrepancia (chi-cuadrado), de ajuste relativo, así como los basados en la descentralización (RMSEA) mostrando unos índices de ajuste adecuados en función del modelo (χ2= 63,532, gl.=38; NFI= ,913; IFI= ,963; TLI= ,919; CFI=,961 RMSEA= ,053), lo que llevó a aceptarlo, teniendo como base los resultados del AFE y las dimensiones teóricas consideradas en el mismo (Browne & Cudeck, 1993; Byrne, 1994; Hu & Bentler, 1998; Schumacker & Lomax, 2004; Steiger, 2000).

Por otra parte, la medición de la fiabilidad del instrumento se ha llevado a cabo a través del enfoque de consistencia interna (Merino-Soto, 2016), obteniendo un Alfa de Cronbach de 0.71, lo cual refleja una fiabilidad aceptable de los ítems expresados en el cuestionario.

3.3. Procedimiento

A través de los 13 ítems medidos en escala Likert de 5 puntos, donde, en la primera dimensión, se aludía al tiempo empleado en el consumo de medios (1=nunca a 5= cada día); y, en las dos restantes, se hacía referencia a los gustos y hábitos de seguridad de los adolescentes en el consumo de videojuegos (1= totalmente en desacuerdo a 1 totalmente de acuerdo), se preguntó a los sujetos para conocer su opinión respecto a dichos aspectos, centrándonos en el uso de videojuegos. Además, se solicitó al alumnado que respondiese a una serie de preguntas directas que hacían alusión a sus datos personales (sexo, edad, ciudad de residencia y tipo de familia), académicos (actividades extraescolares y tipos) y disponibilidad y usos de dispositivos (PC, portátil, teléfono móvil, tableta digital, conexión wifi, consola y consola portátil)

El instrumento fue facilitado a los estudiantes al inicio de la dinámica basada en el uso de redes sociales y de videojuegos, dedicando 15 minutos para su cumplimentación. Los investigadores del proyecto fueron los responsables tanto de llevar a cabo dicha metodología como de recoger los datos en todas las comunidades autónomas.

3.4. Análisis de datos

Los análisis que hemos llevado a cabo en este estudio y mediante los cuales hemos pretendido dar respuesta a los objetivos planteados son los siguientes:

  1. En primer lugar, hemos realizado un análisis descriptivo de las 13 variables que componían el cuestionario a través de los estadísticos de medida central (media) y de medida de dispersión (desviación típica).

  2. En segundo lugar, hemos llevado a cabo un análisis descriptivo de las 3 dimensiones del cuestionario, calculando la distribución de frecuencias, los estadísticos de medida central y las medidas de dispersión.

  3. En tercer lugar, realizamos diferentes análisis de varianza para comprobar si existía relación entre las dimensiones del cuestionario y las variables independientes que hacían alusión a sus datos personales (sexo, edad, ciudad de residencia y tipo de familia); académicos (realización de actividades extraescolares y tipos); así como de disponibilidad y usos de dispositivos (PC, portátil, teléfono móvil, tableta digital, conexión wifi, consola y consola portátil). Para ello, se llevaron a cabo las pruebas de U de Mann Whitney y K de Kruskal Wallis, utilizando el paquete estadístico SPSS 23.

  4. En cuarto lugar, procedimos a comprobar la relación entre las dimensiones que componían el cuestionario mediante correlaciones bivariadas.

  5. Por último, realizamos regresiones lineales múltiples para predecir, en primer lugar, los hábitos de seguridad de los adolescentes españoles en función de la dedicación y de los gustos en el consumo de videojuegos; y, posteriormente, predecir estos últimos en función de la dedicación en el consumo de medios

4. Resultados

En primer lugar, se presentan los resultados descriptivos de los 13 ítems que componen el cuestionario utilizado en el presente trabajo de investigación. En la tabla 2 podemos observar las medias y desviaciones típicas de los ítems que componen el cuestionario sobre alfabetización transmedia mediante el uso de videojuegos.

Tabla 2 Distribución de frecuencias de los ítems del cuestionario sobre sobre alfabetización transmedia mediante el uso de videojuegos.

Factores

Ítem

M

DT

Factor 1: Dedicación en el consumo de medios

1. Miro la televisión

4,38

1,12

2. Juego a videojuegos

2,97

1,36

3. Participo en blogs, webs, foros de Internet…

1,83

1,17

Factor 2. Gustos   en el consumo de videojuegos

4. Me gusta jugar a videojuegos con los amigos “on line”

2,76

1,72

5. Cuando vamos a casa de los amigos, acostumbramos a jugar a videojuegos

2,72

1,53

6. Si me gusta una peli, busco también el libro, videojuego, la música…

2,83

1,54

7. Busco en Internet vídeos de las partidas de mis videojuegos preferidos.

2,46

1,63

8. Me gusta hacer fan-fictions de mis series, pelis, videojuegos, cómics…

1,91

1,22

9. Me gusta el cosplay

1,51

1,02

10. Cuando quiero saber cómo hacer una cosa, busco en Internet (tutoriales…)

4,13

1,12

Factor 3. Hábitos de seguridad en el uso de videojuegos

11. Antes de colgar una foto mía en la red, me lo pienso dos veces

4,16

1,25

12. Mirar demasiado tiempo la pantalla puede perjudicar la salud (memoria, vista, etc.)

4,08

1,23

13. Hay sitios en la red donde participo sin decir quién soy (nickname)

2,77

1,64

Fuente: Elaboración propia

A continuación, mostramos los resultados agrupados en función de las 3 dimensiones de las que consta el cuestionario. En este sentido, exponemos los datos descriptivos de cada una de las dimensiones, así como la existencia de diferencias estadísticamente significativas, atendiendo a las variables independientes del estudio relacionadas con sus datos personales, académicos, así como de disponibilidad y usos de dispositivos. Finalmente, se presenta la relación existente entre las dimensiones que componen el cuestionario, así como el establecimiento de un modelo predictor de los hábitos de seguridad de los adolescentes españoles en función de la dedicación y de los gustos en el consumo de videojuegos, así como de estos en función de la dedicación en el uso de medios.

4.1. Dedicación de los adolescentes en el consumo de medios

En esta dimensión, agrupamos 3 ítems que hacían alusión a las opiniones de los adolescentes en cuando al consumo de medios. Concretamente, se alude al tiempo empleado en ver la televisión, jugar a videojuegos y participar en blogs, webs, foros de internet, etc.

En los resultados obtenidos en esta dimensión, se observó que los adolescentes manifiestan una dedicación de dos o más veces al mes respecto al consumo de medios (μ = 3,05; ϭ = ,75).

En cuanto a las diferencias que el sexo, la realización de actividades extraescolares y de tiempo libre, la disponibilidad de dispositivos y su uso habitual establecían en relación a la dedicación de los adolescentes en el consumo de medios, la prueba U de Mann Whitney para muestras independientes señaló, en primer lugar, que existían diferencias estadísticamente significativas en función del sexo de los estudiantes [U=3758,000, (111, 126), z=-6,201, p<,01]. En este sentido, los chicos presentaban unos rangos promedios superiores a los de las chicas en cuanto a la dedicación en el consumo de medios. Respecto a la realización de actividades extraescolares y de tiempo libre, la misma prueba indicó que no había diferencias estadísticamente significativas. Centrándonos en la disponibilidad de dispositivos, así como en su uso habitual, la citada prueba señaló lo siguiente (ver tablas 3 y 4):

Tabla 3 Comparativa de medias de la disponibilidad de dispositivos en relación a la dedicación en el consumo de medios.


Dispositivo

Existencia de diferencias estadísticamente significativas

Valor de U de Mann Whitney

Resultado

PC

Si

[U=4340,000, (78, 157), z=-3,668, p<,01]

Rangos promedios superiores en los adolescentes que disponen de PC  frente a aquellos que no lo poseen.

Portátil

No

[U=2090,500, (20, 217), z=-,274, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Teléfono móvil

No

[U=555,000, (5, 232), z=-,166, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Tableta digital

No

[U=3776,500, (39, 198), z=-,218, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Conexión Wifi

No

[U=707,500, (9, 228), z=-1,594, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Consolas

No

[U=2905,500, (36, 201), z=-1,899, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Consolas portátiles

Si

[U=5242,000, (91, 146), z=-2,754, p<,01]

Rangos promedios superiores en los adolescentes que disponen de consola portátil frente a aquellos que no la poseen.

Fuente: Elaboración propia.

Tabla 4 Comparativa de medias del uso habitual de dispositivos en relación a la dedicación en el consumo de medios.

Dispositivo

Existencia de diferencias estadísticamente significativas

Valor de U de Mann Whitney

Resultado

PC

Si

[U=4078,000, (166, 70), z=-3,649, p<,01]

Rangos promedios superiores en los adolescentes que usan habitualmente el PC frente a aquellos que no lo utilizan.

Portátil

No

[U=5624,000, (74, 163), z=-,840, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Teléfono móvil

No

[U=776,000, (10, 226), z=-1,692, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Tableta digital

Si

[U=5613,000, (98, 139), z=-2,327, p<,05]

Rangos promedios superiores en los adolescentes que usan habitualmente la tableta digital frente a aquellos que no lo utilizan.

Conexión Wifi

No

[U=1604,000, (16, 221), z=-,625, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Consolas

Si

[U=4206,000, (130, 107), z=-5,284, p<,01]

Rangos promedios superiores en los adolescentes que usan habitualmente la consola frente a aquellos que no lo utilizan.

Consolas portátiles

Si

[U=1494,000, (212, 25), z=-3,600, p<,01]

Rangos promedios superiores en los adolescentes que usan habitualmente la consola portátil frente a aquellos que no la utilizan.

Fuente: Elaboración propia.

Para determinar la influencia de la edad, ciudad de residencia, tipo de familia, así como de actividades extraescolares que practican los adolescentes en la dedicación en el uso de medios, hemos realizado comparaciones múltiples de media a través de análisis K de Kruskal Wallis. Los resultados obtenidos mostraron que no había diferencias estadísticamente significativas entre la edad y la dedicación de los adolescentes en el uso de medios.

En cuanto a la relación de la ciudad de residencia y el tiempo empleado en la utilización de medios, los análisis mostraron resultados similares a los anteriores, es decir no existían diferencias estadísticamente significativas.
Centrándonos en el tipo de familia, la misma prueba arrojó resultados idénticos a los anteriores, es decir, no hay diferencias estadísticamente significativas entre el tipo de familia de los adolescentes y la dedicación en el consumo de medios.

Por último, y haciendo referencia al tipo de actividades extraescolares y de tiempo libre de los adolescentes y su relación con la dedicación en el consumo de medios, la citada prueba indicó que tampoco existían diferencias significativas

4.2. Gustos de los adolescentes en el consumo de videojuegos.

Esta dimensión está compuesta por 7 ítems en los que se recogen las opiniones de los adolescentes en relación a sus gustos y preferencias en el consumo de videojuegos.  Específicamente, se hace referencia a aspectos relacionados con el juego on-line, en casa sus iguales, búsqueda de videojuegos en función de la visualización de una película, de tutoriales para aprender a hacer cosas, así como vídeos de partidas de videojuegos; también se alude a hacer fan-fictions y cosplay.
En los resultados obtenidos en esta dimensión, observamos que los adolescentes manifiestan una opinión de parcialmente en desacuerdo respecto a sus gustos y preferencias en el consumo de videojuegos (μ = 2,61; ϭ = ,80).

Por otra parte, la prueba U de Mann Whitney, llevada a cabo para identificar posibles diferencias en relación al sexo, la realización de actividades extraescolares y de tiempo libre, la disponibilidad de dispositivos y su uso habitual en relación a los gustos de los adolescentes en el consumo de videojuegos señaló, en primer lugar, que existían diferencias estadísticamente significativas en función del sexo de los adolescentes [U=3607,500, (111, 126), z=-6,437, p<,01]. En este sentido, los chicos presentaban unos rangos promedios superiores a los de las chicas en cuanto a los gustos en el consumo de videojuegos. Respecto a la realización de actividades extraescolares y de tiempo libre, la misma prueba indicó que no había diferencias estadísticamente significativas. Centrándonos en la disponibilidad de dispositivos, así como en su uso habitual, la citada prueba señaló lo siguiente (ver tablas 5 y 6):

Tabla 5 Comparativa de medias de la disponibilidad de dispositivos en relación a los gustos de los adolescentes en el consumo de videojuegos.

Dispositivo

Existencia de diferencias estadísticamente significativas

Valor de U de Mann Whitney

Resultado

PC

Si

[U=4972,000, (78, 157), z=-2,349, p<,05]

Rangos promedios superiores en los adolescentes que disponen de PC  frente a aquellos que no lo poseen.

Portátil

No

[U=1966,000, (20, 217), z=-,696, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Teléfono móvil

No

[U=550,500, (5, 232), z=-,195, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Tableta digital

No

[U=3628,500, (39, 198), z=-,595, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Conexión Wifi

Si

[U=631,500, (9, 228), z=-1,958, p=,05]

Rangos promedios superiores en los adolescentes que disponen de conexión wifi frente a aquellos que no la poseen.

Consolas

No

[U=2937,500, (36, 201), z=-1,799, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Consolas portátiles

Si

[U=5273,500, (91, 146), z=-2,672, p<,01]

Rangos promedios superiores en los adolescentes que disponen de consola portátil frente a aquellos que no la poseen.

Fuente: Elaboración propia.

Tabla 6 Comparativa de medias del uso habitual de dispositivos en relación a los gustos de los adolescentes en el consumo de videojuegos

Dispositivo

Existencia de diferencias estadísticamente significativas

Valor de U de Mann Whitney

Resultado

PC

Si

[U=4194,000, (166, 70), z=-3,378, p<,01]

Rangos promedios superiores en los adolescentes que usan habitualmente el PC frente a aquellos que no lo utilizan.

Portátil

No

[U=5925,000, (74, 163), z=-,217, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Teléfono móvil

No

[U=865,500, (10, 226), z=-1,254, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Tableta digital

No

[U=6452,000, (98, 139), z=-,691, p<,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Conexión Wifi

No

[U=1643,000, (16, 221), z=-,473, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Consolas

Si

[U=4387,000, (130, 107), z=-4,896, p<,01]

Rangos promedios superiores en los adolescentes que usan habitualmente la consola frente a aquellos que no lo utilizan.

Consolas portátiles

No

[U=2161,500, (212, 25), z=-1,509, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Fuente: Elaboración propia.

Por otra parte, los análisis de varianza realizados para constatar la existencia de diferencias significativas entre la edad, ciudad de residencia, el tipo de familia, así como de actividades extraescolares que practican los adolescentes en relación a los gustos de estos en el consumo de videojuegos mostraron, en primer lugar, que no existían diferencias estadísticamente significativas en relación a la edad.

En cuanto a la relación de la ciudad de residencia y los gustos de los adolescentes en el consumo de videojuegos, los análisis mostraron que existían diferencias estadísticamente significativas [X2 (4, N=237) = 10,854, p=.028]. El rango promedio era mayor en los adolescentes que residían en la Comunidad Valenciana, seguidos por los que vivían en Cataluña, encontrándose los valores más bajos en las Comunidades de Madrid y Andalucía, respectivamente.

Centrándonos en el tipo de familia, la misma prueba arrojó que no había diferencias estadísticamente significativas entre el tipo de familia de los adolescentes y los gustos en el consumo de videojuegos.

Por último, y haciendo referencia al tipo de actividades extraescolares y de tiempo libre de los adolescentes y su relación con sus gustos en el consumo de videojuegos, la citada prueba indicó que tampoco existían diferencias significativas.

4.3. Hábitos de seguridad de los adolescentes en el consumo de videojuegos

Esta dimensión está compuesta por 3 ítems en los que se recogen algunos hábitos de los adolescentes relacionados con el consumo de videojuegos. Concretamente, se hace referencia a la reflexión a la hora subir fotos a la red, así como de participar en foros sin mostrar la identidad y a considerar perjudicial para la salud el permanecer mucho tiempo visualizando una pantalla.

En los resultados obtenidos en esta dimensión, observamos que el alumnado manifiesta una valoración de indiferencia en relación a los hábitos de seguridad en el consumo de videojuegos (μ = 3,67; ϭ = ,80).
La prueba U de Mann Whitney, realizada para identificar posibles diferencias en relación al sexo, la realización de actividades extraescolares y de tiempo libre, la disponibilidad de dispositivos y su uso habitual en cuanto a los hábitos de los adolescentes en el consumo de videojuegos indicó, en primer lugar, que no existían diferencias estadísticamente significativas en función del sexo.

Respecto a la realización de actividades extraescolares y de tiempo libre, la misma prueba señaló que tampoco había diferencias estadísticamente significativas. Centrándonos en la disponibilidad de dispositivos, así como en su uso habitual, la citada prueba señaló lo siguiente (ver tablas 7 y 8):

Tabla 7 Comparativa de medias de la disponibilidad de dispositivos en relación a los hábitos de seguridad de los adolescentes en el consumo de videojuegos.

Dispositivo

Existencia de diferencias estadísticamente significativas

Valor de U de Mann Whitney

Resultado

PC

No

[U=5213,500, (78, 157), z=-1,868, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Portátil

No

[U=1850,500, (20, 217), z=-1,098, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Teléfono móvil

No

[U=529,500, (5, 232), z=-,336, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Tableta digital

No

[U=3657,500, (39, 198), z=-,524, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Conexión Wifi

No

[U=906,500, (9, 228), z=-,597, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Consolas

No

[U=3520,500, (36, 201), z=-,259, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Consolas portátiles

No

[U=6445,000, (91, 146), z=-,389, p>,01]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Fuente: Elaboración propia.

Tabla 8 Comparativa de medias del uso habitual de dispositivos en relación a los hábitos de seguridad de los adolescentes en el consumo de videojuegos

Dispositivo

Existencia de diferencias estadísticamente significativas

Valor de U de Mann Whitney

Resultado

PC

No

[U=5131,500, (166, 70), z=-1,428, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Portátil

No

[U=5758,500, (74, 163), z=-,562, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Teléfono móvil

No

[U=951,500, (10, 226), z=-,852, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Tableta digital

No

[U=6639,500, (98, 139), z=-,333, p<,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Conexión Wifi

No

[U=1633,500, (16, 221), z=-,512, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Consolas

No

[U=6394,000, (130, 107), z=-1,077, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Consolas portátiles

No

[U=2406,000, (212, 25), z=-,759, p>,05]

No hay diferencias estadísticamente significativas

Fuente: Elaboración propia.

Por otra parte, los análisis de varianza realizados a través de la prueba K de Kruskal Wallis para constatar la existencia de diferencias significativas entre la edad, ciudad de residencia, el tipo de familia, así como de actividades extraescolares que practican los adolescentes en relación a los hábitos de seguridad de estos en el consumo de videojuegos mostraron, en primer lugar, que no existían diferencias estadísticamente significativas en función de la edad.

En cuanto a la relación de la ciudad de residencia y los hábitos de seguridad de los adolescentes en el consumo de videojuegos, los análisis mostraron que existían diferencias estadísticamente significativas [X2 (4, N=237) = 10,404, p=.034]. El rango promedio era mayor en los adolescentes que residían en Cataluña, seguidos por los que vivían en Madrid, encontrándose los valores más bajos en las Comunidades de Galicia y Andalucía, respectivamente.

Centrándonos en el tipo de familia, la misma prueba arrojó que no había diferencias estadísticamente significativas entre el tipo de familia de los adolescentes y los hábitos de seguridad en el consumo de videojuegos.

Por último, y haciendo referencia al tipo de actividades extraescolares y de tiempo libre de los adolescentes y su relación con los hábitos de seguridad en el consumo de videojuegos, la citada prueba indicó que existían diferencias estadísticamente significativas [X2 (3, N=237) = 20,816, p=.000]. El rango promedio era mayor en los adolescentes que realizaban actividades académicas y deportivas, encontrándose los valores más bajos en aquellos que no realizaban ningún tipo de actividad.

4.4. Estudio correlacional

En este apartado, abordaremos el estudio correlacional entre las 3 dimensiones del cuestionario. Los datos resultantes de la aplicación de la prueba de correlación de Spearman, realizada para comprobar la relación entre las 3 dimensiones de la escala pueden verse en la siguiente tabla (ver tabla 9).

Tabla 9 Resultados de las correlaciones bivariadas de las dimensiones del cuestionario:

Correlaciones

 

Dedicación

Gustos

Hábitos

Rho de Spearman

Dedicación

Coeficiente de correlación

1,000

,417**

,083

Sig. (bilateral)

 

,000

,201

N

237

237

237

Gustos

Coeficiente de correlación

,417**

1,000

,195**

Sig. (bilateral)

,000

 

,003

N

237

237

237

Hábitos

Coeficiente de correlación

,083

,195**

1,000

Sig. (bilateral)

,201

,003

 

N

237

237

237

**. La correlación es significativa en el nivel 0,01 (bilateral).
Fuente: Elaboración propia.

En función de los datos obtenidos, podemos afirmar, por una parte, que existe relación entre la dimensión 1 (Dedicación en el consumo de medios) con la dimensión 2 (Gustos de los adolescentes en el consumo de videojuegos), R=,417 y p=,000; dado que existe nivel de significatividad bilateral al n.s=,01. La relación entre las mismas es moderada, tal y como señalan Mateo (2004) y Pérez, García, Gil y Galán (2009). Por otra parte, podemos afirmar que también existe relación entre la dimensión 2 (Gustos de los adolescentes en el consumo de videojuegos) y la 3 (Hábitos de seguridad de los adolescentes en el consumo de videojuegos), ya que R=,195 y p=,003, dado que existe nivel de significatividad bilateral al n.s=,01. La relación entre las mismas es baja, tal y como señalan los autores anteriormente mencionados.

4.5. Modelos predictivos de las dimensiones del cuestionario

En este punto tratamos de explicar la variable “Hábitos de seguridad de los adolescentes en el consumo de videojuegos” en función de las medidas de las dimensiones “Dedicación de los adolescentes en el consumo de medios” y “Gustos de los adolescentes en el consumo de videojuegos” a través de regresiones lineales múltiples (Pardo y Ruiz, 2002), utilizando el método “por pasos”, con el fin de observar las variables predictoras y su relación con la variable criterio.

Tabla 10 Coeficientes de la recta de regresión para la variable dependiente “Hábitos de seguridad de los adolescentes en el consumo de videojuegos” en función de las medidas de las dimensiones “Dedicación en el consumo de medios” y “Gustos en el consumo de videojuegos”

Coeficientesa

Modelo

Coeficientes no estandarizados

Coeficientes estandarizados

t

Sig.

Estadísticas de colinealidad

B

Error estándar

Beta

Tolerancia

VIF

1

(Constante)

3,155

,233

 

13,543

,000

 

 

Gustos

,201

,070

,202

2,889

,004

,842

1,187

Dedicación

-,003

,074

-,003

-,041

,967

,842

1,187

a. Variable dependiente: Hábitos

Fuente: elaboración propia

Los resultados obtenidos, tal y como podemos ver en la tabla 10, nos permiten observar que sólo la dimensión “Gustos de los adolescentes en el consumo de videojuegos” constituye un factor predictor de la dimensión “Hábitos de seguridad de los adolescentes en el consumo de videojuegos”, ya que β=,202, t(202)=2,889, p<.01. Por tanto, es estadísticamente significativa, por lo que aceptamos la hipótesis de relación lineal entre los gustos de los adolescentes en el consumo de videojuegos y los hábitos de seguridad de estos en dicho consumo. No obstante, el valor de R2 ajustado fue de ,032, indicando que solamente un 3,2% de la variabilidad de la dimensión “hábitos de seguridad de los adolescentes en el consumo de videojuegos” es explicada por la variable citada anteriormente.

Por otra parte, también tratamos de explicar la variable “Gustos de los adolescentes en el consumo de videojuegos” en función de las medidas de las dimensiones “Dedicación de los adolescentes en el consumo de medios” con el fin de observar la variable predictora y su relación con la variable criterio.

Tabla 11. Coeficientes de la recta de regresión para la variable dependiente “Gustos de los adolescentes en el consumo de videojuegos” en función de las medidas de la dimensión “Dedicación de los adolescentes en el consumo de medios”

Coeficientes a

Modelo

Coeficientes no estandarizados

Coeficientes estandarizados

t

Sig.

Estadísticas de colinealidad

B

Error estándar

Beta

Tolerancia

VIF

1

(Constante)

1,327

,200

 

6,619

,000

 

 

Dedicación

,422

,064

,397

6,635

,000

1,000

1,000

a. Variable dependiente: Gustos

Fuente: elaboración propia

Los resultados obtenidos, tal y como podemos ver en la tabla 11, nos permiten observar que la dimensión “Dedicación de los adolescentes en el uso de medios” constituye un factor predictor de la dimensión “Gustos de los adolescentes en el consumo de videojuegos”, ya que β=,397, t(397)=6,635, p<.01. Por tanto, es estadísticamente significativa, por lo que aceptamos la hipótesis de relación lineal entre la dedicación de los adolescentes en el consumo de medios y los gustos de estos en el consumo de videojuegos. No obstante, el valor de R2 ajustado fue de ,154, indicando que solamente un 15,4% de la variabilidad de la dimensión “gustos de los adolescentes en el consumo de videojuegos” es explicada por la dedicación de estos en el uso de medios.

5. Discusión y conclusiones

Mediante el proyecto “Transalfabetismos. Competencias transmedia y estrategias informales de aprendizaje de los adolescentes” se han analizado las relaciones de los adolescentes con las redes sociales, videojuegos y cultura participativa para poder concretar las estrategias de aprendizaje formal e informal y las competencias transmedia que de ello se derivan. El análisis de los datos que nos aportan los 13 ítems seleccionados del Cuestionario Transliteracy, mediante el que se han recogido las opiniones de los y las adolescentes de Andalucía, Cataluña, Galicia, Madrid y País Valenciano sobre preferencias, usos y gustos en relación con videojuegos, nos permite ofrecer evidencias en relación con los objetivos planteados.

Revisaremos las principales a partir de las dimensiones “dedicación en el consumo de medios”, “gustos en el consumo de videojuegos” y “hábitos de seguridad en el uso de videojuegos”.

5.1. Dedicación de los adolescentes en el consumo de medios

En los resultados obtenidos ante el consumo de medios, destacamos las coincidencias con estudios previos (Sinde, Medrano & Martínez, 2015) que constatan diferencias en función del sexo, siendo los promedios de los chicos superiores de los de las chicas, lo cual no quiere decir que las destrezas y habilidades tecnológicas que demuestran las chicas sean menores, más bien estas diferencias son atribuibles a la influencia de los procesos de socialización diferenciados de chicos y chicas respecto a las tecnologías, lo que influye en elementos motivacionales.

Sin embargo, esta discrepancia no se aprecia cuando comparamos la dedicación de chicos y chicas a otras actividades lúdicas como deportivas y de tiempo libre.

Igualmente, podemos destacar que no aparecen diferencias respecto al consumo de medios de los adolescentes en función de la edad (12-17 años), el tipo de familia o el lugar de residencia (diferentes Comunidades Autónomas). Esto nos permite concluir que los modos en los que chicos y chicas se implican en el consumo mediático y la cultura juvenil no se ven afectados en nuestro país por elementos como el contexto geográfico o los modelos familiares, aunque si hay diferentes formas de entenderlo desde la perspectiva de género (Bertomeu, 2011).

5.2. Gustos de los adolescentes en el consumo de videojuegos

Independientemente de la edad, los chicos están más motivados en el uso de videojuegos de diversos tipos en relación con las chicas, lo que nos hace plantearnos las causas por las que se dan este tipo de preferencias en torno a los videojuegos. Estudios realizados desde la perspectiva de género (Cortés Picazo & Sánchez Sánchez, 2013; Gil-Juárez, Feliu & González, 2010) apuntan sobre la continuidad de los modelos representacionales masculinos y femeninos estereotipados propios de otras producciones mediáticas, con la permanencia de los rasgos sexistas en el videojuego del siglo XXI. El aumento del número de personajes femeninos obedece a la necesidad de ampliar la base potencial de consumidoras, pero faltan producciones de calidad que ofrezcan personajes del tipo Lara Croft, presentando modelos femeninos que abandonen las representaciones tradicionales ofreciendo alternativas. Algunas de las adolescentes entrevistadas coinciden en que, habiendo sido jugadoras durante la infancia, a partir de la preadolescencia abandonan los juegos y plataformas por falta de interés. 

5.3 Hábitos de seguridad de los adolescentes en el consumo de videojuegos

 Nos interesa destacar que entre las competencias transmedia aparecen destacada la prevención de riesgos y el control de la privacidad, lo que supone una cierta actitud reflexiva por parte de los adolescentes a la hora de exponerse en la red, participar en foros on line con desconocidos, así como el autocontrol por el tiempo que dedican a estar ante las pantallas. En este sentido coincidiendo con estudios internacionales se identifican la preocupación de los adolescentes respecto al riesgo a las adiciones, siendo un número mayor los concienciados con los riesgos que los que toman medidas de precaución (Masanet & Establés, 2018)

Destacamos, en este sentido, que aparece una mayor preocupación con respecto a los hábitos de seguridad entre los adolescentes de Cataluña y de Madrid que entre los de Galicia y Andalucía, lo que nos induce a pensar en la necesidad de profundizar en el análisis de los datos aportados por las entrevistas para constatar si la influencia del hábitat urbano vs rural puede influenciar esta cuestión o es una cuestión vinculada a otros factores. En el caso de Andalucía, los adolescentes que han participado pertenecen a un instituto de una localidad rural de 3.000 habitantes y otro de la ciudad de Córdoba. Por otra parte, el tipo de familia no nos aporta elementos diferenciadores sobre este tema.

Lo que, si podemos enfatizar del estudio realizado, es que existen relaciones que vinculan el consumo de medios con la presencia de hábitos como videojugadores, lo cual es lógico si tenemos en cuenta que los adolescentes son usuarios polivalentes de medios, pues su socialización se halla vinculada a un ecosistema mediático denso, pero en el que destaca la presencia del smartphone.

6. Nota

[1] Proyecto I+D+i financiado por el Ministerio de Economía y Competitividad (CSO2014-56250-R) (2015-2018) https://alfabetismotransmedia.org/

7. Referencias bibliográficas

AEVI. (2017): Anuario de la industria del videojuego 2016: Asociación Española del Videojuego.

Aldas, J. y Uriel, E. (2017): Análisis multivariante aplicado con R. Madrid: Paraninfo.

Aparici, R. & Silva. M. (2012): Pedagogía de la interactividad. Comunicar. 38, 51-58.

Aranda, D., Sánchez-Navarro, J., Creus, A., Estanyol, E., Montaña, M., Sanz, S., & Laueza, F. (2017): Ludoliteracy: el juego digital en la educación formal y no formal. Paper presented at the 3 Congreso Internacional de Educación Mediática y Competencia Digital, Segovia.

Área, M. (2010): El proceso de integración y uso pedagógico de las TIC en los centros educativos. Un estudio de casos. Revista de Educación, 352, 77-97.

Balanskat, A., Blamire, R. & Kefala, S. (2006): The ITC impact on schools in Europe. Disponible en: http://ec.europa.eu/education/pdf/doc254_en.pdf

Bertomeu, G. (2011): Nativos digitales: una nueva generación que persiste en los sesgos de género. Revista de Estudios de Juventud (92), 187-202.

Browne, M. W. & Cudeck, R. (1993): Alternative ways of assessing model fit. In K. A. Bollen & J. S. Long (Eds.), Testing structural equation models (pp. 136-162). Newsbury Park, CA: Sage.

Byrne, B. M. (1994): Structural equation modeling with EQS and EQS/Windows. Thousand Oaks, CA: Sage Publications

Castellana Rosell, M., & Sánchez-Carbonell, X. & Graner Jordana, C. & Beranuy Fargues, M. (2007): El adolescente ante las tecnologías de la información y la comunicación: internet, móvil y videojuegos. Papeles del Psicólogo, 28 (3), 196-204.

Chamarro, A., & Carbonell, X., & Manresa, J., & Munoz-Miralles, R., & Ortega-Gonzalez, R., & Lopez-Morron, M., & Batalla-Martinez, C., & Toran-Monserrat, P. (2014): El Cuestionario de Experiencias Relacionadas con los Videojuegos (CERV): Un instrumento para detectar el uso problemático de videojuegos en adolescentes españoles. Adicciones, 26 (4), 303-311.

Cortés Picazo, L. C., & Sánchez Sánchez, G. (2013): Video Juegos y estudios de género: una apuesta a cambio desde la formación de profesoras y profesores en Artes Visuales. Revista Educación y Tecnología (3), 62-79.

Cuenca, A. & Lozano, S. (2016): La enseñanza de la investigación. Diálogo entre la teoría y el oficio del investigador en Trabajo Social. La Plata: Editorial de la Universidad Nacional de La Plata (EDULP)

Gatzidis, C. & Poulsen, M. (2010): Undestanding the Game: An Examination of Ludoliteracy. Paper presented at the 4th European Conference on Games-Based Learning, Copenhagen.

Gee, J.P. (2004): Lo que nos enseñan los videojuegos sobre el aprendizaje y el alfabetismo. Málaga: Aljibe.

Gee, JP (2007): What video games have to teach us about learning and literacy. New York: Palgrave Macmillan.

Gil-Juárez, A., Feliu, J. & Vitores, A. (2012): Género y TIC: en torno a la brecha digital de género. Athenea Digital. Revista de Pensamiento e Investigación Social, 12 (3), 3-9.

Gutiérrez, A. & Tyner, K. (2012): Media Literacy in Multiple Contexts. [Alfabetización mediática en contextos múltiples]. Comunicar, 38, 10-12. https://doi.org/10.3916/C38-2012-02-00

Herrero, J. (2010): El Análisis Factorial Confirmatorio en el estudio de la estructura y estabilidad de los instrumentos de evaluación: un ejemplo con el Cuestionario de Autoestima CA-14. Intervención Psicosocial, 19 (3), 289-300.

Hu, L. T. & Bentler, P. M. (1995): Evaluating model fit. In R. H. Hoyle (Ed.), Structural equation modeling: Concepts, issues, and applications (pp. 76-99). Thousand Oaks, CA: Sage.

Jenkins, H. (2006): Convergence Culture. Where old and new media collide. New York: New York University Press.

Jenkins, H. (2010): Piratas de textos. Fans, cultura participativa y televisión. Madrid: Paidós.

Lacasa, P. (2011): Los videojuegos, aprender en mundos reales y virtuales. Madrid: Morata.

Lorenzo-Seva, U. (2000): The weighted oblimin rotation. Psychometrika, 65, 301-318.

Masanet, M. J. y Establés, M. J. (2018) Competencias en la prevención de riesgos, ideología y ética, en Scolari, C. A. (Ed.). Adolescentes, medios de comunicación y culturas colaborativas. Aprovechando las competencias transmedia de los jóvenes en el aula. Barcelona: H2020 Transliteracy Project.

Mateo, J. (2004): La investigación ‘ex post-facto’. En R. Bisquerra, (coord.). Metodología de investigación educativa. (pp. 196-230). Madrid: La Muralla,

Merino-Soto, C. (2016): Diferencias entre coeficientes alfa de Cronbach, con muestras y partes pequeñas: Un programa VB. Anales de Psicología, 32, (2), 587-588.

Pardo, A. y Ruiz, M. (2002): SPSS 11. Guía para el análisis de datos. Madrid: McGraw-Hill

Pérez, R.; García, J. L.; Gil, J. A. & Galán, A. (2009): Estadística aplicada a la Educación. Madrid: Pearson Prentice Hall.

Prensky, M. (2007): Digital game-based learning. St. Paul: Paragon House.

Ritterfeld, U., Cody, M. & Vorderer, P. (2009): Serious Game: Mechanisms and Effects. New York: Routledge.

Scolari, C.A. (2012): Media Ecology: Exploring the Metaphor to Expand the Theory. Communication Theory, 22 (2), 204-225.

Scolari, C.A. (2013): Narrativas transmedia. Cuando todos los medios cuentan. Barcelona: Deusto.

Scolari, C. A. (2015): Ecología de los medios. Barcelona: Gedisa.

Scolari, C. A. (Ed.). (2018). Adolescentes, medios de comunicación y culturas colaborativas. Aprovechando las competencias transmedia de los jóvenes en el aula. Barcelona: H2020 Transliteracy Project.

Schumacker, R. E., & Lomax, R. G. (2004): A beginner's guide to structural equation modeling, Second edition. Mahwah, NJ: Lawrence Erlbaum Associates.

Segovia, B., Mérida, R., Olivares, Mª. A. y González, E. (2016): Procesos de socialización con redes sociales en la adolescencia. Revista Latinoamericana de Tecnología Educativa, 15 (3), 155-167. DOI: http://dx.doi.org/10.17398/1695-288X.15.3.155

Siemens, G. (2010): Conectivismo: una teoría de aprendizaje para la era digital. In R. Aparici (Ed.), Conectados en el ciberespacio. Madrid: UNED.

Sinde Martínez, J., Medrano Samaniego, C. & Martínez de Moretin, J.I. (2015): Transmisión de valores en adolescentes: un análisis con videojuegos. Revista Latina de Comunicación Social (70), 230-251. doi: DOI: 10.4185/RLCS-2015-1044

Steiger J. H. (2000): Point estimation, hypothesis testing and interval estimation using the RMSEA: Some comments and a reply to Hayduk and Glaser. Structural Equation Modeling, 7, 149-162.

Timmerman, M. E. & Lorenzo-Seva, U. (2011): Dimensionality Assessment of Ordered Polytomous Items with Parallel Analysis. Psychological Methods, 16, 209-220.

Tyner, Kathleen R., Gutiérrez Martín, A., & Torrego González, Alba. (2015): Multialfabetización sin muros en la era de la convergencia. La competencia digital y la cultura del hacer como revulsivos para una educación continua. Profesorado. Revista de currículum y formación del profesorado, 19 (2), 41-56.

Wilson, Carolyn. (2012): Alfabetización mediática e informacional: proyecciones didácticas. Comunicar, 20 (39), 15-24. http://doi.org/10.3916/C39-2012-02-01

Papers relacionados

Trenta, Milena (2012): Orígenes del videojuego. Actas. IV Congreso Int. Latina de Comunicación Social. La Laguna.

Marzal Felici, J y Sáez Soro, Emilio (2013): Videojuegos y cultura visual. Cuadernos Artesanos de Comunicación, 42. La Laguna: Latina.

Ibanez Bueno, J (2014): Seriousgames: ¿Nuevo medio en una institución pública? Revista Latina de Comunicación Social, 69, pp. 125 a 134.

___________________________________________________________

CÓMO CITAR ESTE ARTÍCULO EN BIBLIOGRAFÍAS – HOW TO CITE THIS ARTICLE IN BIBLIOGRAPHIES / REFERENCES:

J M Muñoz González, B Segovia Aguilar (2019): “¿Cómo interactúan los adolescentes con los videojuegos? Preferencias y habilidades performativas”. Revista Latina de Comunicación Social, 74, pp. 360 a 382.
http://www.revistalatinacs.org/074paper/1335/18es.html
DOI: 10.4185/RLCS-2019-1335

- En el interior de un texto:

J M Muñoz González, B Segovia Aguilar (2019: 360 a 382) …
o
…J M Muñoz González et al, 2019 (360 a 382) …

 

Artículo recibido el 30 de mayo de 2018. Aceptado el 9 de agosto de 2018.
Publicado el 29 de enero de 2019

___________________________________________________________________________