Usted está Aquí / Psicología Online > Técnicas de Autoayuda > El Juego Patológico > Aspectos Técnicos

     Si el diagnóstico precoz de cualquier patología es un elemento fundamental para abordar con éxito su tratamiento, más aún se cumple este principio en el caso del Juego Patológico. Por ello se ha construido este Cuestionario Electrónico de Juego Patológico, como una forma rápida, económica e interactiva de poner a disposición de cualquiera que lo necesite, un instrumento de screening del juego patológico. La corrección del cuestionario permite dos opciones, una valoración inicial que clasifica a los respondedores en tres grandes grupos: Personas sin problemas de juego, jugadores en riesgo de adicción y posibles jugadores patológicos y otra corrección que proporciona la puntuación del sujeto y que debe ser valorada por un experto, en función de las características y escalas que se proporcionan a lo largo de este documento.

Redacción de los items.

     La elaboración de los ítems de este cuestionario es deudora del trabajo realizado previamente para la construcción del Cuestionario de Juego Patológico de FAJER (Salinas y Roa 2001). En resumen el procedimiento seguido fue el siguiente: Como información previa se entrevistó a jugadores rehabilitados y psicólogos de las distintas asociaciones de FAJER, acerca de los diez ítems del DSM IV (APA 1994) para identificar las situaciones y formas concretas en que se manifestaban estos criterios abstractos. A partir del análisis pormenorizado de las respuestas dadas en la entrevistas se concluyó que el criterio del DSM IV era válido para los adictos al juego de esta Comunidad, ya que todos los entrevistados mostraban cinco ítems o más. Además, con mayor o menor frecuencia, en esta población se presentaban los diez ítems.

      A partir de las expresiones y comportamientos descritos en las entrevistas se procedió a la redacción del cuestionario previo, atendiendo a los siguientes criterios:

• 1.- Cada ítem debía hacer referencia a un solo criterio del DSM IV.
• 2.- El conjunto de los ítems de un criterio debía de presentar un gradiente de gravedad.
• 3.- Los ítems debían presentar las conductas que se dan entre los jugadores de nuestro país y con las expresiones que ellos utilizan.

Análisis de los ítems

     En el análisis de los ítems se utilizaron dos muestras, la primera constituida por 64 jugadores patológicos que estaban en la fase inicial del programa de rehabilitación en las asociaciones miembros de FAJER. Se descartaron dos cuestionarios, por no estar adecuadamente cumplimentados, por lo que se procesaron las respuestas de 62 sujetos, 54 hombres y 8 mujeres.

      Para la segunda muestra, se extrajo por un procedimiento bietápico, una muestra aleatoria de la población general de la ciudad de Granada. En la primera etapa se seleccionaron, con probabilidades proporcionales a sus tamaños, para que la muestra fuese autoponderada, 16 secciones censales. En segunda etapa se seleccionaron, mediante muestreo sistemático con arranque aleatorio, 12 personas en cada sección, no se pudo encuestar a 40 personas que casi en su totalidad eran inclusiones indebidas en las listas por no residir ya en esas secciones. Finalmente, se entrevistaron en su domicilio 152 sujetos, de los cuales se obtuvieron 140 cuestionarios válidos, 72 hombres y 68 mujeres. De acuerdo con lo expuesto por Domenech (1977) sobre el número de individuos que debe contener el grupo normativo, si se trata de evaluar mediante percentiles tendríamos un error de ? 8,45. Si se trata de evaluar mediante puntuaciones estándar tendríamos que la estimación de la media de la población se haría con un error de ? 0,46, por lo que el error sería apróximadamente de ? 0,17 para puntuaciones z.

     La selección de los ítems que constituirían finalmente el cuestionario reducido de juego patológico se hizo de la siguiente forma: De cada criterio se seleccionaron dos ítems teniendo en cuenta como norma que fueran los dos ítems con correlación, ítem-total corregido, más alta. También tuvimos en cuenta que el contenido de dichos ítems fueran lo suficientemente diferentes. El procedimiento anteriormente descrito se hizo de forma conjunta para los datos de ambas muestras y también por separado. En los pocos casos de discrepancia en ambas muestras, se tomó como criterio preferente el comportamiento del ítem en la muestra de jugadores patológicos, por ser la población objetivo del instrumento que se pretende construir. El resultado final de este proceso fue el cuestionario de 20 ítems que se presenta de forma interactiva en esta páginas.

Fiabilidad

     El método de las dos mitades también proporciona elevados índices de fiabilidad. Para calcularlos se formaron los 10 pares de ítems posibles que cumplían la condición de que ambos ítems perteneciesen al mismo criterio. De esta forma, las correlaciones obtenidas entre las puntuaciones totales de ambas mitades fueron de 0,6800 en la muestra de jugadores, de 0,6896 en la de la población no jugadores y de 0,8756 en la muestra total. De acuerdo con la formula de Spearman-Brown la fiabilidad que se obtiene para el total de los 20 ítems del cuestionario sería de 0,8095 en la muestra de jugadores, 0,8163 en la muestra de no jugadores y 0,9337 en la muestra total.

Validez

     La validez concurrente obtenida en la correlación entre el cuestionario total y el reducido ha sido de 0,9860. Validez concurrente calculada para ambos cuestionarios en la muestra conjunta de jugadores (62) y no jugadores (140). Con respecto a la validez discriminante, a continuación se presenta la distribución de frecuencias de la puntuación total en el cuestionario en ambas muestras:

TABLA 3. Distribución de frecuencias en la muestra de jugadores en rehabilitación.

PUNTUACIÓN	FRECUENCIA	PORCENTAJE	% ACUMULADO
2	1	1,6	1,6
5	1	1,6	3,2
6	3	4,8	8,1
8	2	3,2	11,3
9	2	3,2	14,5
10	4	6,5	21,0
11	4	6,5	27,4
12	3	4,8	32,3
13	4	6,5	38,7
14	3	4,8	43,5
15	2	3,2	46,8
16	3	4,8	51,6
17	6	9,7	61,3
18	4	6,5	67,7
19	6	9,7	77,4
20	1	1,6	79,0
21	1	1,6	80,6
22	2	3,2	83,9
23	3	4,8	88,7
26	3	4,8	93,5
28	1	1,6	95,2
29	1	1,6	96,8
30	1	1,6	98,4
37	1	1,6	100
TOTAL	62	100

     Estas dos distribuciones son claramente diferentes tanto en promedio, la muestra de población general presenta una media de 1,19 (SD = 2,76) mientras que en la muestra de jugadores patológicos la media fue 15,95 (SD = 6,65), esta diferencia entre las medias de ambos grupos es estadísticamente significativa (U = 140,0; p < 0,0001), como en términos de Funciones de Distribución empíricas, el máximo de las diferencias entre las Funciones de Distribución de ambas muestras es 0,898 que es claramente significativa en términos estadísticos (Z de Kolmogoroff-Smirnoff = 5,888; p < 0,0001). Las anteriores distribuciones de frecuencias dan origen a la siguiente escala percentílica:

     El punto de corte óptimo en las puntuaciones es 5, con él se consigue una sensibilidad (proporción de jugadores en rehabilitación identificados como jugadores dependientes) del 98,4% y una especificidad (proporción de la población general identificados como no dependientes) del 91,4%. En realidad, si algunos de los sujetos de la muestra de la población general fuese un jugador dependiente, la especificidad del cuestionario sería aún mayor. De acuerdo con los resultados del cuestionario de 50 ítems (Salinas, Roa, 2001) y de la información complementaria que se recogió sobre frecuencia e intensidad del juego (Salinas 1999). En la muestra de la población general hay tres sujetos con claros indicios de dependencia del juego que representan un 2,1% de la muestra, por lo cual la especificidad se elevaría hasta el 93,5%. No obstante estos resultados pueden oscilar levemente en función de las variaciones muestrales y como quiera que el tamaño de los estudios conseguidos hasta la fecha no es lo suficientemente grande como para que pueda afirmarse que es definitivo, proponemos de forma tentativa la siguiente escala para orientar a los evaluadores en la interpretación de los resultados. Es la que se utiliza en el cuestionario electrónico para determinar el mensaje que se muestra al pedir la evaluación aproximada.

     Para valorar la validez de constructo del cuestionario hemos realizado un Análisis Factorial de las respuestas en el cuestionario, tanto sobre la totalidad, como sobre la muestra correspondiente a los jugadores en rehabilitación. Para la muestra total, se extrajeron los factores por el método de Componentes Principales. Se obtuvieron tres factores con autovalores superior a 1. Las saturaciones de los ítems en estos tres factores se muestran en la tabla 6

     El primer factor que explica el 47,48% de la varianza, puede considerarse como representativo del constructo que el cuestionario está evaluando, todos los ítems, a excepción del 10, saturan por encima de 0,35 en él. Además el porcentaje de varianza explicada disminuye drásticamente para el segundo (7,67%) y tercer factor (6,6%). Por ello lo identificamos como “Factor general de dependencia del juego”.

     En el segundo factor saturan fundamentalmente el ítem 19, el 20 y en menor medida el 4:

• 19.- ¿Has pedido dinero a prestamistas o usureros para jugar?
• 20.- ¿Has cometido hurtos, robos, u otros delitos para conseguir dinero con el que jugar?
• 4.- ¿Gastas todo el dinero, hasta el punto de no poder pagar las consumiciones, o tener que regresar andando?

     El tercer factor viene identificado por el ítem 10 y en menor medida por el 9:

• 10.- ¿Juegas para serenarte antes de afrontar gestiones en el Ayuntamiento, Hacienda, Tráfico, etc.?
• 9.- ¿Juegas para demostrar tu capacidad o destreza a los demás?

     Se obtienen así siete factores con capacidades explicativas muy semejantes, el primer factor explica un 11,2% de la varianza, el segundo un 10,8%, el tercero el 10,6%, el cuarto 9,8%, el quinto 9,6%, el sexto 9,5% y el séptimo 6,2%. Atendiendo al contenido de los ítems en que saturan fundamentalmente estos factores les hemos otorgado las denominaciones siguientes:

• Factor 1.- Conducta de escape.
  
• Factor 2.- Descontrol conductual en la adquisición del dinero.
  
• Factor 3.- Irritabilidad
  
• Factor 4.- Ocultación y centralidad en el juego
  
• Factor 5.- Persistencia en el juego persiguiendo las ganancias
  
• Factor 6.- Pérdida de la centralidad del rol laboral
  
• Factor 7.- “Caza” de lo perdido.

REFERENCIAS

American Psychiatric Association (1994). Diagnostic and statistical manual of mental disorders DSM-IV, Washington, DC: APA

Domènech, J.M. (1977). Bioestadística. Métodos estadísticos para investigadores. Barcelona: Herder.

Salinas, J.M (1999). Programa de diagnóstico y evaluación del jugador patológico. Manuscrito no publicado.

Salinas, J.M. y Roa, J. (2001). Cuestionario de diagnóstico del juego patológico FAJER. Revista Internacional de Psicología Clínica y de la Salud, 1(2), 353-370.

      Usted está Aquí / Psicología Online > Técnicas de Autoayuda > El Juego Patológico > Aspectos Técnicos