La presión mediática de publicidad de apuestas ha alcanzado niveles preocupantes. Constituye un riesgo para la salud mental de los jóvenes y adolescentes al promover una actitud favorable hacia las apuestas, una mayor frecuencia de juego y una percepción de mayor accesibilidad. En la actualidad no se dispone de un instrumento capaz de evaluar el impacto de la publicidad de apuestas.
ObjetivoAdaptar y validar la Escala de Impacto de Publicidad de Apuestas (IGAS, Impact of Gambling Advertising Scale).
DiseñoInvestigación instrumental. La escala IGAS fue traducida del inglés garantizando su equivalencia lingüística, conceptual y métrica. A continuación, se comprobaron las propiedades psicométricas.
EmplazamientoComunidad Valenciana (España).
Participantes1.724 adolescentes con una media de 16,52 años (DT = 0,759).
Intervención Se administró un cuestionario autoaplicado en formato de papel en una única medida.
Principales medidasImpacto de la publicidad, severidad e intención de apostar, y accesibilidad.
ResultadosLa consistencia interna y la fiabilidad dos mitades fueron buenas, α de Cronbach = 0,782 y 0,70, respectivamente. El análisis factorial confirmatorio concluyó que la versión española reproduce la original de tres dimensiones. Los análisis de la validez convergente mostraron relaciones directas y significativas con diferentes aspectos de la conducta de juego, y otros factores predictores.
ConclusiónLa versión adaptada de la IGAS es una medida fiable y válida para la evaluación del impacto de la publicidad en adolescentes. La escala es un instrumento útil para el diagnóstico del nivel de riesgo y la evaluación de intervenciones preventivas.
Media pressure from gambling advertising has reached worrying levels. It constitutes a risk to the mental health of young people and adolescents by promoting a favourable attitude towards gambling, a higher frequency of gambling and a perception of greater accessibility. Currently, there is no instrument available to assess the impact of gambling advertising.
ObjectiveThe present study aims to adapt and validate the Impact of Gambling Advertising Scale (IGAS).
DesignThe IGAS scale was translated from English ensuring its linguistic, conceptual and metric equivalence. The psychometric properties were then tested.
SiteComunidad Valenciana (España).
Participants1724 adolescents with a mean age of 16.52 years (SD=.759).
InterventionSelf-administered, paper-based questionnaire in a single measure.
Main measurementsAdvertising impact, and gambling intention, severity and availability.
ResultsInternal consistency and two-half reliability were good, Cronbach's α=.782 and α=.70, respectively. Confirmatory factor analysis concluded that the Spanish version replicates the original three-dimensional version. Convergent validity analyses showed direct and significant relationships with different aspects of gambling behaviour, and other predictors.
ConclusionThe adapted version of the IGAS is a reliable and valid measure for the assessment of the impact of advertising on adolescents. The scale is a useful instrument for the diagnosis of risk level and the evaluation of preventive interventions.
Desde que en 2011 entrara en vigor la actual ley del juego, el número de operadores ha aumentado un 43%1, la competencia ha crecido y con ella la presión mediática. En España, el gasto total en marketing solo en juego online se ha multiplicado por 2,77 en los cinco últimos años. El retorno de tal inversión se refleja en la facturación, que aumentó el 58% en el mismo periodo, superando los 10 mil millones solo en juego online durante 20162.
Entre las principales estrategias publicitarias destaca la presencia en las redes sociales y otros canales de comunicación online, la retransmisión de competiciones de póker, el patrocinio de eventos y programas deportivos, y la utilización de celebridades, sobre todo estrellas del deporte. Todo ello hace que la audiencia menor de edad quede expuesta a publicidad de juego y apuestas en horario protegido que, además, se emite en el contexto de programas susceptibles de ser de su interés, como las retransmisiones de fútbol3.
El número de menores que informan apostar también aumenta. En Europa, entre el 12-70% de los adolescentes informan haber apostado en los últimos 12 meses. El porcentaje de jugadores abusivos alcanza el 15%, y el de problemáticos el 5%4-6. En España, la prevalencia de juego en el último año entre adolescentes varía entre el 22 y el 62%7-9. La encuesta ESTUDES9 informa sobre un aumento de la prevalencia de las apuestas online, que pasa del 6,4% en 2016, al 10,3% en 2018. Otros estudios estiman que entre el 0,2 y el 6,4% de los adolescentes cumplen criterios de juego problemático10,11. La proporción de jugadores que se inician siendo menores de edad aumenta del 13,4% en jugadores adultos no problemáticos, al 44,8% en jugadores patológicos12, por lo que la edad de inicio es un buen predictor de una futura conducta problemática.
La publicidad contribuye a la normalización del juego de apuestas presentándola como una actividad socialmente aceptable, que sucede en cualquier entorno o que forma parte del deporte13,14, y que genera una actitud positiva hacia el juego y una percepción social favorable15,16.
La exposición a mensajes comerciales de apuestas se ha relacionado con una actitud más favorable hacia ellas17,18, una mayor frecuencia de juego y con la percepción de una mayor accesibilidad19,20. La exposición a anuncios de juegos de apuestas se asocia a una alta frecuencia de juego semanal entre adolescentes, tanto en apuestas deportivas21 como en póker, máquinas y casino22. Los resultados de los estudios indican que la publicidad constituye un riesgo notable para los jóvenes y adolescentes.
Los chicos parecen ser más sensibles a los contenidos publicitarios, sobre todo a los incentivos monetarios23, y recuerdan más la publicidad de apuestas deportivas, mientras que las chicas prefieren otras modalidades como ruleta o bingo17.
Estos resultados han arrojado luz sobre el debate que legisladores, comunidad científica y grupos de lobby de la industria de juego mantienen sobre la regulación de la publicidad de juego. La evidencia avala el endurecimiento del marco regulatorio como medida de prevención y protección de las personas menores de edad y otros grupos especialmente vulnerables, en la línea de las medidas adoptadas en el Real Decreto 958/2020, de 3 de noviembre, de comunicaciones comerciales de las actividades de juego. Sin embargo, la presión en las redes sociales, plataformas de descarga e Internet en general sigue en aumento. Por ejemplo, en marzo de 2021, Google Play actualizó su política para permitir las apps de juegos de apuestas con dinero real24. Estos canales son los principales proveedores de contenidos audiovisuales de los menores.
Tradicionalmente, las investigaciones sobre la influencia de la publicidad de juego de apuestas han utilizado técnicas cualitativas y cuantitativas con cuestionarios generalmente ad hoc. Binde25 revisó 36 estudios sobre el impacto de la publicidad del juego de apuestas en las actitudes y en la conducta. Los estudios presentan una amplia variabilidad de objetivos y métodos: nueve utilizan el análisis del contenido, 13 son estudios cualitativos mediante entrevistas y grupos focales, seis son investigaciones econométricas y 11 corresponden a diseños cuantitativos que utilizan baterías de preguntas ad-hoc, excepto el estudio de Derevensky, et al.26. Estos autores diseñan el Effects of Gambling Advertising Questionnaire (EGAQ) que consiste en una escala auto-aplicada de nueve ítems con tipo de respuesta Likert de cuatro puntos (1=muy en desacuerdo a 4=muy de acuerdo) que evalúa la frecuencia de los anuncios de juegos de azar observados, las percepciones de los mensajes subyacentes y sus cualidades más influyentes.
Más recientemente, Hanss, Mentzoni, Griffiths y Pallesen27 desarrollaron la escala IGAS (Impacts of Gambling Advertising Scale), que evalúa tres dimensiones del impacto de la publicidad: (a) las actitudes, intereses y comportamiento relacionados con el juego («Participación»), (b) el conocimiento sobre las opciones y proveedores de juegos de azar («Conocimiento»), y (c) el grado en que las personas son conscientes de la publicidad de los juegos de azar («Conciencia»). Para su construcción, tomaron cinco ítems del EGAQ, y añadieron cuatro nuevos ítems. Hasta donde sabemos, estos son los únicos cuestionarios desarrollados exclusivamente para medir el efecto de la publicidad de juego, y ninguno de ellos ha sido adaptado a población española. El objetivo de este trabajo es adaptar culturalmente la Escala de Impacto de Publicidad de Apuestas (IGAS) y comprobar sus propiedades psicométricas en una muestra de adolescentes españoles.
Para prevenir el impacto de la publicidad sobre la conducta de juego, especialmente en los más vulnerables como los menores de edad23,28,29, es frecuente que los programas de prevención escolar incluyan un componente dedicado a promover una actitud crítica ante los mensajes persuasivos30,31. En este contexto preventivo, se precisan instrumentos válidos para medir las variables predictoras de la conducta y que son el objetivo de las estrategias preventivas, en particular la influencia de la publicidad. En cuanto a la eficacia de los programas de prevención, sus efectos son mayores en el ámbito cognitivo, como por ejemplo el aumento de la percepción del riesgo o la reducción de creencias erróneas sobre la probabilidad de ganar. Mientras que los efectos sobre la conducta de juego son limitados32. La evidencia consultada sobre los programas de prevención del juego de apuestas es mayoritariamente anglosajona, y hasta donde sabemos, solo se ha identificado un estudio de evaluación de la eficacia en población española33.
Se hace necesario contar con instrumentos válidos y fiables para medir la influencia de la publicidad en la conducta de juego de apuestas de los adolescentes, y evaluar la eficacia de las estrategias preventivas. Coincidimos con Labrador et al.34 al destacar la escasez de estudios en España, y la necesidad de más estudios para monitorizar el fenómeno del juego entre menores. Este conocimiento permitiría valorar políticas orientadas a mantener un equilibrio entre los beneficios del juego, la promoción del juego responsable. Para ello se requieren de medidas válidas, por lo que el objetivo de este trabajo es adaptar y validar en población adolescente española la IGAS.
MétodoParticipantesParticiparon 1.792 estudiantes de Educación Secundaria Obligatoria (ESO) y Bachiller (BAT), pertenecientes a 14 centros públicos. Se descartaron a 68 participantes por presentar patrones azarosos o de deseabilidad social o haber dejado en blanco un 20% o más del cuestionario. La muestra definitiva de estudio quedó formada por 1.724 adolescentes, con edad media de 16,52 años (DT= 0,759; Rango: 15-19). De ellos, un 46% son chicos. Un 17,8% de los participantes refirió haber apostado en los últimos 30 días.
ProcedimientoDespués de obtener la autorización de la autoridad competente en materia de educación, el estudio fue aprobado por el Comité de Ética de la Universidad Miguel Hernández (DPS.DLI.01.17). Los centros educativos fueron seleccionados al azar, con una proporción de dos centros por municipio, y dentro de cada centro se seleccionaron todas las clases de cada curso. Se solicitó el consentimiento informado de las madres/padres y tutores de los participantes. Los adolescentes participaron voluntariamente después de haber sido informados del propósito del estudio. La duración de las sesiones fue de 20 minutos, y la prueba se completó colectivamente, bajo la supervisión del equipo de investigación.
La escala IGAS fue traducida del inglés al español siguiendo un proceso de adaptación cultural para garantizar su equivalencia lingüística, conceptual y métrica. Concretamente para la equivalencia lingüística se llevó a cabo una traducción-retrotraducción ciega siguiendo las indicaciones de protocolos para la adaptación transcultural de medidas autoinformadas35-37.
A partir de la versión traducida y consensuada, un panel de expertos aportó propuestas de mejora y posibles adaptaciones transculturales referidas al juego de apuestas, dando lugar a una versión traducida consensuada. Esta versión se aplicó en un programa piloto con un grupo de 20 adolescentes para comprobar la comprensión. Ningún ítem tuvo dificultades de comprensión.
MedidasImpacto de la publicidad de juego. Impacts of Gambling Advertising Scale27 formada por nueve ítems con respuesta Likert de cuatro puntos (1=muy en desacuerdo a 4=muy de acuerdo). Tres factores: participación, conciencia y conocimiento sobre opciones de apuesta.
Gasto - Intensidad de juego. Cuestionario ad-hoc de ocho ítems adaptado de la encuesta europea ESPAD que mide la cantidad en euros jugada en los últimos 30 días en cada una de las ocho modalidades de juego.
Severidad de Juego. Cuestionario SOGS-RA (South Oaks Gambling Scale-RA). Consta de 12 ítems dicotómicos, SÍ/NO, que proporcionan tres categorías según los puntos de corte sugeridos por Winters et al.38: Sin problemas ≤1, Riesgo 2-3 puntos, y Problema ≥4. La fiabilidad en esta muestra α de Cronbach = 0,73.
Intención de jugar. Cuestionario de tres preguntas sobre la intención de jugar en un futuro próximo: «¿Tienes intención de jugar a juegos de apuestas?», «¿Tienes planeado apostar online próximamente?», y «Si tuvieras la oportunidad, ¿querrías entrar en un salón de juego?». El formato de respuesta es Likert (Totalmente no=0 - Totalmente sí=6). La consistencia interna para este estudio fue de α = 0,729.
Accesibilidad. La facilidad para acceder a locales o webs de juegos de apuestas se evaluó mediante la subescala de accesibilidad de EDGAR-A39 formada por seis ítems con tipo de respuesta Likert con cinco opciones de acuerdo (Nada de acuerdo=1 - Muy de acuerdo=5) y mismo rango. La consistencia interna para este estudio fue de 0,67.
Análisis de datos- 1)
Análisis descriptivo de los ítems. Frecuencia, media y desviación estándar para los ítems, así como correlaciones de Pearson entre el ítem y la puntuación total. Además, se calculó la media y las desviaciones de los factores. Comparaciones de medias (t Student) para evaluar posibles diferencias en función del sexo. Finalmente, se comprobó la asimetría, el apuntamiento y estadísticos de normalidad.
- 2)
La consistencia interna se midió con el coeficiente alfa de Cronbach, considerando valores desde 0,70 hasta 0,80 como buenos, y valores desde 0,80 hasta 0,90 como muy buenos40. Esta medida se basa en las correlaciones entre distintos ítems dentro de la misma prueba y permite valorar si los ítems miden la misma variable.
- 3)
Análisis factorial confirmatorio (AFC). Para evaluar la idoneidad de la estructura factorial propuesta llevamos a cabo un modelo de ecuaciones estructurales utilizando la aproximación WLSMV (Weighted Least Squares Mean & Variance). Índices de ajuste: Ji Cuadrado (χ2 y χ2/gl), CFI (Comparative Fit Index), y RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) (RMSEA, IC del 90%)41. Un buen ajuste del modelo se asocia con valores pequeños y no significativos de χ2, CFI>0,90 y RMSEA<0,1042. Los análisis estadísticos se llevaron a cabo con el paquete estadístico SPSS versión 22 (IBM Corp: Armonk, NY, EE. UU.) y MPlus versión 8.1 (Muthén & Muthén: Los Angeles, CA, EE. UU.).
- 4)
La validez convergente se basa en la idea de que la correlación entre dos tests que miden rasgos teóricamente relacionados debe ser alta. Como no se dispone de una medida similar que sirva de referencia, gold estándar, se utilizó la correlación de Pearson para calcular las correlaciones entre las subescalas de IGAS y el número de veces que apuesta sólo en los últimos 30 días, la mayor cantidad de dinero apostado en los últimos 12 meses, la severidad (SOGS), la intención de apostar y la accesibilidad.
La Tabla 1 muestra el porcentaje de participantes que eligieron cada una de las categorías de respuesta a los ítems del cuestionario. Además, se muestra también la correlación de cada ítem con la puntuación total. Todos los ítems presentan una correlación con la puntuación total mayor que 0,30 (los valores ri-t oscilan entre 0,398 y 0,789). Esto indica que todos los ítems contribuyen a calcular lo que el test pretende medir.
Análisis descriptivo de la muestra (n=1.726)
| Ítem | % (n) | |||||||
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| 1 | 2 | 3 | 4 | Media | DE | ri-t | ||
| Participación | 1.749 | 0,650 | ||||||
| 1 | Tengo más probabilidades de apostar después de ver un anuncio de juego | 38,6 (662) | 30,1 (516) | 27,7 (476) | 3,7 (63) | 1,97 | 0,899 | .703 |
| 3 | Los anuncios de juego aumentan mi interés sobre las apuestas | 43,3 (743) | 32,5 (558) | 19,7 (338) | 4,5 (78) | 1,85 | 0,889 | 0,789 |
| 4 | Los anuncios de juego me hacen pensar en la posibilidad de apostar en el futuro | 40,6 (697) | 31,2 (535) | 23,0 (395) | 5,2 (90) | 1,93 | 0,917 | 0,761 |
| 8 | Hago apuestas de mayor riesgo (más dinero) debido a los anuncios de apuestas | 70,4 (1.208) | 21,4 (368) | 6,5 (111) | 1,7 (30) | 1,40 | 0,688 | 0,613 |
| 9 | Por los anuncios de juegos de apuestas, mi actitud hacia el juego es más positiva | 55,4 (951) | 30,9 (530) | 12,2 (209) | 1,6 (27) | 1,60 | 0,760 | 0,689 |
| Conciencia | 3.161 | 0,795 | ||||||
| 2 | La publicidad de juego no influye en mi decisión de apostar | 16,5 (283) | 26,9 (462) | 28,6 (491) | 28,0 (481) | 2,68 | 1.052 | -0,450 |
| 5 | No presto atención a los anuncios de juegos de apuestas | 8,4 (145) | 19,7 (338) | 35,6 (611) | 36,3 (623) | 3,00 | 0,948 | -0,398 |
| Conocimiento | 2.444 | 0,857 | ||||||
| 6 | La publicidad ha aumentado mi conocimiento sobre las opciones que existen para apostar | 22,1 (379) | 27,5 (472) | 40,7 (698) | 9,8 (168) | 2,38 | 0,935 | 0,569 |
| 7 | La publicidad ha aumentado mi conocimiento sobre apps, webs o casas de apuestas | 19,5 (334) | 22,4 (385) | 46,2 (793) | 11,9 (205) | 2,51 | 0,937 | 0,548 |
Se evaluaron las diferencias en función del sexo con una prueba de comparación de medias (t de Student). La Figura 1 muestra el gráfico de caja con la representación gráfica de las puntuaciones de la escala total y cada uno de los factores en función del género. Los resultados indican que los chicos tienen puntuaciones más altas en los factores «participación» y «conocimiento» así como en la puntuación total de la escala. El factor «conciencia» no muestra diferencias estadísticamente significativas en función del sexo.
Los índices de la forma de la distribución de los datos (asimetría y apuntamiento) y los test de normalidad (Kolmogorov-Smirnov y Shapiro-Wilk) indican que las puntuaciones obtenidas no seguían una distribución normal (Tabla 2). Los ítems 2, 6 y 7 presentan asimetría negativa (asimetría a la izquierda). Los ítems 8 y 9 presentan índices de apuntamiento positivo (distribución leptocúrtica).
Análisis de asimetría y normalidad de los ítems
| Item | Asimetría(EE = 0,059) | Apuntamiento (EE = 0,118) | Kolmogorov-Smirnov | Shapiro-Wilk |
|---|---|---|---|---|
| 1 | 0,372 | -1,038 | 0,244 | 0,827 |
| 2 | -0,187 | -1,184 | 0,185 | 0,864 |
| 3 | 0,676 | -0,546 | 0,265 | 0,812 |
| 4 | 0,238 | -1,375 | 0,250 | 0,825 |
| 5 | 0,549 | -0,778 | 0,220 | 0,838 |
| 6 | -0,591 | -0,633 | 0,250 | 0,863 |
| 7 | -0,292 | -0,874 | 0,282 | 0,853 |
| 8 | 1.779 | 2.712 | 0,421 | 0,617 |
| 9 | 1.031 | 0,208 | 0,339 | 0,741 |
EE: error estándar.
P bilateral < 0,001 para los tests de Kolmogorov-Smirnov y Shapiro-Wilk.
La consistencia interna es buena (α de Cronbach=0,782), lo que revela que los ítems miden la misma variable. Igualmente, la fiabilidad de dos mitades también indica que el grado de consistencia de las puntuaciones es bueno (α=0,708 para la primera parte de la escala y α=0,699 para la segunda parte). La correlación entre las partes es 0,490. Con la corrección de Spearman-Brown, la correlación es de 0,657.
Análisis factorial confirmatorioDado que las pruebas de normalidad indicaron que las puntuaciones de los ítems no ajustaban a una distribución normal, para poner evaluar la estructura de tres factores de la prueba calculamos el modelo de ecuaciones estructurales utilizando el método de estimación WLSMV, que se ha mostrado más efectivo con variables categóricas con pocas categorías43. Evaluamos un modelo con tres variables latentes (participación, conocimiento y conciencia). El ajuste del modelo se evaluó con los siguientes indicadores44: ji cuadrado (χ2), RMSEA (un valor<0,06 indica un buen ajuste) y el CFI (un valor <0,90 sugiere un ajuste satisfactorio entre las estructuras teóricas y los datos empíricos). Aunque el índice de ji cuadrado fue estadísticamente significativo, otros índices de ajuste mostraron buenos valores: CFI y Tucker-Lewis Index (TLI) obtuvieron valores superiores a 0,90 y el RMSEA un valor inferior a 0,10. En este sentido, algunos autores indican que el índice de ji cuadrado es muy sensible al tamaño de la muestra43,45 y que el uso de múltiples índices de ajuste ofrece una visión más holística de la bondad de ajuste. Los índices del modelo se muestran en la Tabla 3. La Figura 2 muestra la representación gráfica del modelo de ecuación estructural de tres variables. El resultado del modelo de tres factores (participación, conciencia, conocimiento) mostró en general un buen ajuste a los datos, indicando que la estructura factorial propuesta se confirma.
Índices de ajuste para el modelo analizado (WLSMV)
| Índice | |
|---|---|
| χ2(df) | 410.726 (24) |
| P | < 0,0001 |
| RMSEA | 0,097 |
| IC 90% RMSEA | (0,089; 0,105) |
| p(RMSEA <.05) | < 0,0001 |
| CFI | 0,976 |
| TLI | 0,964 |
| SRMR | 0,036 |
CFI, TLI y SRMR expresan un buen ajuste de los datos al modelo de tres dimensiones.
WLSMV: Weighted Least Squares Mean & Variance; X2: Ji Cuadrado; df: Grados de libertad; IC: Intervalo de confianza; CFI: Comparative Fit Index; RMSEA: Root Mean Square Error of Approximation; TLI: Tucker-Lewis Index.
Para el análisis de la validez convergente se calculó la asociación de las puntuaciones de la escala IGAS con la conducta de juego (apostar solo, dinero apostado y severidad), la intención de apostar y la accesibilidad. En línea con lo esperado, las puntuaciones de las tres subescalas y del total de IGAS presentan correlaciones positivas y significativas, casi con la totalidad de variables. Si bien la mayoría de ellas son bajas, tres superan la magnitud de 0,30 y pueden considerarse como moderadas. El factor Participación está especialmente asociado a la intención de apostar (r=0,328). La percepción de que apostar es fácil, que presenta índices moderados con Participación, Conocimiento y el Total de la escala indican que los métodos mencionados anteriormente y el IGAS miden las mismas variables (Tabla 4).
Correlación de Pearson entre las puntuaciones de la Escala IGAS, la conducta de juego, la intención y la accesibilidad
| Escala IGAS | ||||
|---|---|---|---|---|
| Participación | Conciencia | Conocimiento | Total | |
| IGAS. Participación | 1 | |||
| IGAS. Conciencia | 0,329** | 1 | ||
| IGAS. Conocimiento | 0,400** | -0,029 | 1 | |
| IGAS. Total | 0,916** | 0,536** | 0,609** | 1 |
| Apostar solo en los últimos 30 días | 0,153** | 0,091** | 0,076** | 0,159** |
| Mayor dinero apostado en los últimos 12 meses | 0,209** | 0,084** | 0,118** | 0,208** |
| Severidad (SOGS) | 0,232** | 0,145** | 0,026 | 0,214** |
| Intención | 0,328** | 0,132** | 0,158** | 0,317** |
| Accesibilidad | 0,295** | -0,001 | 0,358** | 0,322** |
** La correlación es significativa en el nivel 0,01 (bilateral).
El objetivo de este estudio fue validar la versión española de la Impacts of Gambling Advertising Scale en una muestra de adolescentes españoles. Para ello se ha seguido un proceso protocolizado de traducción-adaptación y se han realizado análisis descriptivos de los ítems y de consistencia interna y fiabilidad. A continuación, se comprobó la estructura factorial con un análisis confirmatorio mediante ecuaciones estructurales.
Los valores de fiabilidad de la escala son buenos, superando el criterio de 0,70 y son coherentes con los publicados por los autores originales27. En cuanto a la estructura de la escala, la versión española reproduce la de los autores originales de tres dimensiones, con satisfactorio ajuste a los datos y adecuada consistencia interna en cada una de ellas. Los análisis de la validez convergente muestran relaciones directas y significativas con diferentes aspectos de la conducta de juego y con la percepción de que apostar es accesible.
En líneas generales, el presente estudio aporta información sobre cómo impacta la publicidad de apuestas en adolescentes de nuestro país. Así, los participantes muestran una participación baja-media en apuestas, pero con valores medios en conocimiento y conciencia sobre las apuestas, sugiriendo que la percepción entre los adolescentes es que la publicidad genera conocimiento sobre oportunidades y operadores de juego, pero percibiendo al mismo tiempo que su «conciencia» para no prestar atención ni dejarse influir se muestra como factor protector.
La subescala de «Participación» evalúa como la publicidad de apuestas influye en una mayor actitud y comportamiento relacionados con el juego. Las puntuaciones en «Participación» muestran correlaciones significativas con la intención de apostar y con una mayor facilidad para hacerlo. La subescala «Conocimiento» evalúa cómo la publicidad de apuestas aumenta la conciencia sobre la oferta de tipos de apuestas y de proveedores. En coherencia, puntuaciones altas en esta escala se relacionan con una mayor percepción de accesibilidad. Por último, la puntuación total de la escala mostró una correlación significativa superior a 0,30 con la intención de apostar y con la creencia de que apostar es fácil. Es decir, los menores que perciben que apostar es fácil y accesible son aquellos que reconocen un mayor impacto de la publicidad en general, y afirman que la publicidad les ha servido para conocer mejor las opciones y proveedores de juegos de azar y les anima a participar.
Estudios cualitativos y cuantitativos han llegado a conclusiones similares afirmando que la exposición a anuncios tiene un impacto en las actitudes, creencias e intención de apostar en adolescentes46. Esto ocurre especialmente en los jóvenes que presentan mayor severidad de juego, quienes refieren sentir un impulso de jugar tras el visionado de mensajes publicitarios21,47.
Así mismo, nuestros resultados están en línea con los hallados por Labrador et al.34 que, tras revisar 31 estudios sobre el efecto de la publicidad de juego, concluyen que el nivel de recuerdo y las actitudes sobre la publicidad del juego se asocian con incrementos en la intención de jugar, comportamientos de juego y problemas de juego.
Ante la falta de medidas válidas sobre el impacto o influencia de la publicidad en la conducta de juego, la escala IGAS constituye un instrumento útil para elaborar diagnósticos que permitan identificar grupos y/o individuos candidatos a recibir una intervención preventiva. Por otra parte, desde una perspectiva de evaluación de programas, IGAS puede ser usada para el análisis de la eficacia de aquellos programas de prevención que incorporan componentes dirigidos a reducir el impacto de la publicidad. En España, los dos programas de prevención del abuso de juego, Ludens48 y «¿Qué te juegas?»49 incorporan un componente dirigido a reducir el impacto de la publicidad.
Son varias las limitaciones del estudio que deben ser tomadas en cuenta de cara a futuras investigaciones. Las modalidades de juego evaluadas en las medidas de frecuencia y gasto corresponden a apuestas comerciales, y no se tuvieron en cuenta las apuestas entre iguales, siendo esta la modalidad de juego más frecuente entre adolescentes. Si bien la publicidad se refiere a la oferta de las casas comerciales, sería plausible plantear que aquellos jóvenes con mayor exposición mediática tendrían tasas más altas de juego entre iguales. Por otra parte, los resultados deben interpretarse teniendo en cuenta las limitaciones propias de los estudios transversales autoinformados. La toma de datos en un único momento sólo permite sugerir relaciones entre variables. En relación a la muestra, los participantes son estudiantes de enseñanzas secundarias, por lo que habría sido deseable incluir alumnado de Ciclos Formativos.
En conclusión, teniendo en cuenta que los juegos de apuestas son una actividad de ocio generalizada entre los adolescentes con una tendencia al alza en la última década, y ante la abusiva presión mediática de la oferta de casas de apuestas, el presente trabajo ayuda a entender mejor la influencia de la exposición a mensajes comerciales de apuestas en la actitud y conducta de juego de los menores. Así, este estudio contribuye al caudal de evidencias que apoyan la toma de decisiones políticas en el ámbito de la prevención ambiental, más concretamente a limitar la exposición a comunicaciones comerciales. De forma más aplicada, la escala IGAS constituye un instrumento fiable, ágil y de fácil aplicación al servicio de profesionales de la salud y de evaluadores de intervenciones preventivas dirigidas a reforzar la resiliencia ante la presión mediática. Los resultados del presente estudio contribuyen a un mejor entendimiento de un problema de salud pública y de los factores que favorecen el inicio y mantenimiento del juego de apuestas entre adolescentes.
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La publicidad del juego de apuestas ha demostrado ser una estrategia eficaz para la captación y el mantenimiento de jugadores, con especial influencia en población adolescente y personas vulnerables. Las revisiones de los estudios sobre el impacto de la publicidad25 destacan la necesidad de contar con instrumentos válidos y fiables para medir la influencia de la publicidad en la conducta de juego de apuestas de los adolescentes. El presente estudio adapta y valida en población adolescente española la Impacts of Gambling Advertising Scale.
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Ante la escasez de estudios en España28, este instrumento aporta una medida válida que permitirá monitorizar niveles de riesgo y valorar políticas y programas preventivos.
Los autores de este trabajo no tienen conflicto de interés.
El presente estudio ha sido financiado por la Dirección General de Ciencia e Investigación, Conselleria de Innovación, Universidad, Ciencia y Sociedad Digital. Generalitat Valenciana (Código de Proyecto GV/2020/163).
