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 Nada de lo psicológico nos es ajeno
III Congreso Nacional de Psicología - Oviedo 2017
Universidad de Oviedo

 

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ARTÍCULO SELECCIONADO

Psicothema

ISSN EDICIÓN EN PAPEL: 0214-9915

2001. Vol. 13, nº 4, pp. 551-556
Copyright © 2014


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EL JUEGO PROBLEMA EN LOS ESTUDIANTES DE ENSEÑANZA SECUNDARIA

 

Elisardo Becoña Iglesias, Mª del Carmen Míguez Varela y Fernando L. Vázquez González

Universidad de Santiago de Compostela

En este estudio se analiza la prevalencia del juego problema en una muestra representativa de 2.790 estudiantes de enseñanza secundaria de Galicia (14 -21 años). Se utilizó el cuestionario SOGS-RA de Winters et al. (1993) que evalúa las personas que son jugadores problema (los que tienen la mayor probabilidad de tener problemas de juego) y jugadores en riesgo. Se encontró que el 86.1% no tenía problemas de juego, un 8.2% eran jugadores en riesgo, y un 5.6% eran jugadores problema. Se hallaron diferencias estadísticamente significativas entre los jugadores problemas y los otros grupos en gasto en juego, percepción de la conducta de juego en sus padres, fracaso en los estudios y relación con los padres. En los jugadores problema, el 10.4% eran hombres y el 1.6% mujeres. Hay una disminución del juego problema con la edad (6% de 14-17 años y 4.6% de 18-21 años). Estos datos indican la alta prevalencia de este problema, la necesidad de conocerlo más profundamente y de implantar programas de prevención para reducir el elevado número de jugadores problema.

Problem gambling in Secondary school students. In this study we analized the problem gambling prevalence in a representative sample of 2,790 students of secondary education from Galicia (14-21 years).The SOGS-RA questionnaire (Winters et al., 1993) was used to assess problem and at risk gambling behavior. It was found that 86.1% were not gamblers, 8.2% at risk gamblers, and 5.6% problem gamblers. There were significant differences among problem gamblers group and the other two groups in the amount of money spent on gambling, perception of parental gambling, school drop-out, and the relation between young people and their parents. In the problem gamblers group, 10.4% were men and 1.6% were women. There was a decrease of gambling with age (6% for 14-17 years, and 4.6% for 18-21 years). These data showed the high prevalence of the problem gambling and the need to introduce preventive programs for gambling in order to diminish the number of problem gamblers.

 
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Correspondencia: Elisardo Becoña Iglesias
Facultad de Psicología
Universidad de Santiago de Compostela
15706 Santiago de Compostela (Spain)
E-mail: pcelisar@usc.es

 

El juego patológico es un serio problema en España desde su legalización en 1977. El gasto en juego en España en 1999 fue de 3,93 billones de pesetas (Comisión Nacional del Juego, 2000) con un gasto per cápita por adulto de 98.745 ptas. Teniendo en cuenta que una parte de la población no juega nada o muy poco, un porcentaje de personas juega al año cantidades muy superiores a esa media. El juego más problemático son las máquinas tragaperras. Aunque representan el 40.4% del gasto total en juego, son el principal problema por el que las personas acuden a tratamiento (Becoña, 1996). Las máquinas tragaperras están localizadas en los bares, restaurantes, centros de ocio, bingos y casinos. Su accesibilidad es muy grande. El número de máquinas tragaperras a 31 de Diciembre de 1999 era de 227.372 (una máquina por cada 132 personas adultas en España). Con ello han surgido personas con problemas de juego y de juego patológico, para las que ha sido necesario desarrollar programas de tratamiento (ej., Echeburúa, Fernández-Montalvo y Báez, 2000).

En España se han realizado varios estudios en relación a la prevalencia del juego patológico en adultos (ej., Becoña, 1993; Becoña y Fuentes, 1995; Irurita, 1996; Ramírez, 1999) con el South Oaks Gambling Screen (Lesieur y Blume, 1987, 1993) o con criterios DSM-III-R o DSM-IV. En 1995, Becoña, Labrador, Echeburúa, Ochoa y Vallejo (1995) estimaron el porcentaje de jugadores patológicos de 18 o más años de edad en España en el 1.5%. Todo parece indicar, sin embargo, que la incidencia de este problema no sólo es grave en adultos, sino también en los jóvenes. Los estudios de prevalencia del juego patológico en niños y adolescentes en otros países indican un rango que va desde el 1.7% al 8% (ver Becoña, 1999). En el estudio de Lesieur et al. (1991), con estudiantes universitarios, el porcentaje de juego problema y patológico era de cuatro a ocho veces más alto que el de los adultos. En el meta-análisis de Shaffer y Hall (1996) sobre la prevalencia del juego patológico entre adolescentes (de 13 a 20 años) la media estimada para el juego patológico o para graves problemas con el juego oscilaba entre el 4.4% y el 7.4%. A su vez, datos de varios países indican que el juego patológico se inicia a edades tempranas. Dell, Ruzicka y Palisi (1981) encontraron que el 33% de sus jugadores patológicos adultos habían empezado a jugar antes de los 10 años, el 47% entre los 11 y 18 años y sólo un 14% a los 19 o más años. Otros estudios (ej., Ladouceur, Dubé y Bujold, 1994) indican que los adolescentes adictos al juego habían empezado a jugar a los 9, 10 u 11 años.

En España, sólo se han realizado estudios parciales sobre el juego patológico o el juego problema en niños y adolescentes (ej., Arbinaga, 1996; Becoña, 1997; Becoña y Gestal, 1996; Villa, Becoña y Vázquez, 1997). Utilizando el DSM-IVJ de Fisher (1993), en dos ciudades españolas (A Coruña y Gijón), en niños de 11 a 16 años, la prevalencia de juego problema en máquinas tragaperras fue del 2% (Becoña y Gestal, 1996) y 1.6% (Villa et al., 1997), respectivamente. En el estudio de Becoña (1997), realizado en la ciudad de A Coruña, encontró un 2.4% de probables jugadores patológicos mediante el SOGS-RA. En el estudio de Arbinaga (1996), realizado en estudiantes de 13 y más años de enseñanza secundaria escolarizados de la ciudad de Huelva, halló un 2.7% utilizando el SOGS.

Por último, señalar que en los últimos años se prefiere utilizar la denominación de juego problema más que juego patológico, aplicado a adolescentes (Winters, 2000; Winters, Stinchfield y Fulkerson, 1993; Sproston, Erens y Orford, 2000), especialmente referido a los estudios realizados en la población para estimar su prevalencia, motivado por varias razones: 1) por no ser posible establecer con los instrumentos utilizados hasta ahora un diagnóstico equivalente a los criterios diagnósticos del DSM-IV (suele utilizarse el SOGS o instrumentos derivados del mismo que no son totalmente equivalentes a los criterios del DSM-IV); 2) porque todavía desconocemos la razón por la que se encuentra una prevalencia tan alta de juego patológico o juego problema en los estudios hechos en adolescentes, que suele ser del doble al cuádruple de la encontrada en adultos (Gambino, 1997); 3) porque probablemente estemos sobreestimando la prevalencia del juego patológico en adolescentes, especialmente cuando se quiere hacer coincidir una evaluación puntual en la población de adolescentes mediante cuestionarios respecto a lo que sería un diagnóstico clínico real de juego patológico (Gupta y Deverensky, 1998); y, 4) porque probablemente los instrumentos de evaluación que se vienen utilizando no son los más adecuados para este tipo de población (Gerstein et al., 1999). Por ello, en este artículo se utilizará la denominación de jugador problema.

El objetivo del presente estudio es conocer la prevalencia del juego problema en una muestra representativa de estudiantes de enseñanza secundaria de Galicia.

Método

Participantes en el estudio

La muestra incluyó 2.790 estudiantes de Educación Secundaria de Galicia que estaban cursando el 2º ciclo de la ESO, BUP, COU y FP-2, en Institutos (con o sin formación profesional) y en Colegios privados (con o sin formación profesional). Los que tenían más de 21 años (n = 70) no fueron incluidos en la muestra por su gran variabilidad de edades, como ocurría especialmente en los que estaban cursando FP-2. El 45.6% (n = 1.272) eran varones y el 54.5% (n = 1.518) mujeres. Los sujetos tenían edades comprendidas entre los 14 y los 21 años. La edad media de la muestra fue de 16.4 años (DT= 1.73).

La muestra se obtuvo seleccionando aleatoriamente los centros educativos de Galicia, considerando a todos, fuesen públicos o privados. La selección de los centros se hizo al azar mediante una tabla de números aleatorios, estratificándolos por provincia y tamaño del municipio (más de 50.001 habitantes, de 20.001 a 50.000 habitantes, de 10.001 a 20.000 habitantes, de 5.001 a 10.000 y menos de 5.000 habitantes). La muestra fue obtenida en 26 centros de distintas ciudades y pueblos de Galicia (10 en la provincia de A Coruña, 4 en la provincia de Lugo, 4 en la provincia de Ourense, y 8 en la provincia de Pontevedra). La selección de las clases en cada centro se hizo de modo aleatorio cuando en el centro había más de una por curso.

Instrumentos de evaluación

Se utilizó el cuestionario SOGS-RA de Winters, Stinchfield y Fulkerson (1993) para evaluar el juego problema y el juego de riesgo, en la versión castellana de Becoña (1997) (ver tabla 1). Este cuestionario consta de 12 ítems puntuables con dos alternativas de respuesta cada uno (SÍ/NO), derivado del SOGS de Lesieur y Blume (1987, 1993). Las puntuaciones del SOGS-RA proporcionan tres categorías: no jugador o sin problemas de juego, jugador en riesgo y jugador problema. Por no jugador o sin problemas de juego se entiende aquel que no contesta afirmativamente a ningún ítem o a uno de ellos afirmativamente; por jugador en riesgo a aquel que contesta a 2 ó 3 de los ítems, y jugador problema al que contesta a 4 o más de ellos. Los que son jugadores problema tienen importantes problemas con el juego que les puede estar repercutiendo negativamente en su funcionamiento cotidiano (ej., estudios, relaciones con sus amigos, padres, etc.). Los jugadores en riesgo estarían en un estado no tan grave, pero el juego les puede causar en el futuro o ya les puede estar produciendo problemas debidos al juego. Junto al SOGS-RA se evaluaron características demográficas, gasto en juego, percepción del gasto en juego de sus padres, nivel de éxito en los estudios (evaluado por el número de suspensos en las notas finales del curso pasado) y tipo de relaciones con sus padres (en una escala de 1 a 5).

Procedimiento

Previo a la realización del estudio, se solicitó permiso para la aplicación de los cuestionarios en los Centros a la Dirección General de Ordenación Educativa y Formación Profesional de la Consellería de Educación, a las delegaciones de la Consellería de Educación de cada provincia, a los directores de los centros y a sus respectivos consejos escolares. Se les indicó claramente que el cuestionario era anónimo y su cumplimentación voluntaria. Éste se pasó en los meses de febrero y marzo de 1999 en los colegios seleccionados. Dos psicólogos, que fueron entrenados para este estudio, se encargaron de aplicar el cuestionario en los centros seleccionados. Se pedía al profesor que abandonara el aula mientras los alumnos estaban cumplimentando los cuestionarios. Se hacía la presentación del cuestionario, insistiendo en su carácter anónimo, dando las instrucciones precisas y específicas para la cumplimentación del mismo, se aclaraban las posibles dudas y, por último, los alumnos lo cumplimentaban.

Resultados

El cuestionario SOGS-RA tiene una fiabilidad en esta muestra (mediante el coeficiente alpha) de 0.80. Se han utilizado los puntos de corte sugeridos por Winters et al. (1993) para el SOGS-RA (0-1, sin problemas de juego; 2-3 jugador en riesgo; 4 o más jugador problema). Los resultados indican que un 86.1% (n = 2.403) del total de la muestra no tienen problemas de juego, un 8.2% (n = 230) son jugadores en riesgo y un 5.6% (n = 157) son jugadores problema para el período «durante los últimos 12 meses». En la Tabla 1 se presentan las respuestas afirmativas a los ítems del cuestionario SOGS-RA para los tres grupos: no jugadores, jugadores en riesgo y jugadores problema. En todos los casos hay diferencias significativas entre los tres grupos (p < .001). El porcentaje de respuestas afirmativas a cada uno de los ítems del SOGS-RA en la categoría de jugador problema se encuentra entre un mínimo de 32.5% y un máximo de 82.2%, oscilando la mayoría entre el 40% y el 50%. En el grupo de jugador en riesgo se da un descenso en estos porcentajes, aunque hay dos ítems con porcentajes del 71.3% y 42.6%.

Por sexo, la implicación en el juego de los varones es significativamente mayor que la de las mujeres, χ2 (2, N = 2790) =191.88, p < 0 .001 (Tabla 2). No juegan o no tienen problemas de juego el 76.3% de los varones ni el 94.3% de las mujeres. En el grupo de los jugadores en riesgo, el 13.3% son varones y el 4.0% mujeres. En el grupo de jugadores problema hay un 10.4% de hombres y sólo un 1.6% de mujeres, siendo la relación de 7:1.

En cuanto a la edad, se agrupó a los sujetos en dos categorías: 14-17 años y 18-21 años. El 6.0% de los sujetos entre 14-17 años y el 4.6% de entre 18-21 años son jugadores problema. El porcentaje de jugadores en riesgo es equivalente (8.3% vs. 8%) (Tabla 2).

Por lo que respecta al tipo de estudios que se encuentran cursando, se procedió a agrupar a los sujetos en estudiantes de instituto y de formación profesional. Se halló un porcentaje similar de jugadores problema en los estudiantes de ambos tipos de centro (5.8% vs. 5.6%) (Tabla 2); para los jugadores en riesgo hay un 8.7% y un 6.2%, respectivamente. El número de no jugadores es semejante en ambos grupos, 85.7% y 88%, respectivamente. No se encontraron diferencias estadísticamente significativas en relación al tipo de estudios entre los tres grupos.

La cantidad de dinero gastado en juego es mayor en el grupo de los jugadores problema que en los otros dos grupos y también mayores en los jugadores en riesgo respecto a los no jugadores (Tabla 3). Donde más claramente se aprecia esta diferencia es en las cantidades mayores gastadas. Así, el 53.5% de los jugadores problema admite haber gastado en el último año en juego más de 5.000 pesetas. En el grupo de jugadores en riesgo este gasto disminuye al 33.3% de los sujetos y sólo se da en un 9.1% de los que se clasifican como no jugadores.

Otra relación importante para analizar es la percepción de la existencia de conductas de juego por parte de los padres de estos jóvenes (Tabla 2). Sus respuestas mostraron que el porcentaje de juego de sus padres era similar en los tres grupos (por ejemplo, si consideramos en cada grupo los que afirman que alguno de sus padres juega los porcentajes son del 50.5%, 51.5% y 53.1% para los grupos de no jugador, jugador en riesgo y jugador problema, respectivamente. No hay diferencias significativas entre ellos. Sin embargo, los jugadores problema opinan que sus padres juegan más (12.7%) que los de los jugadores en riesgo (3.9%) y los no jugadores (1.6%), χ2(2, N = 2637) = 71.69, p < 0.001.

Para evaluar el fracaso en los estudios se computó el número de suspensos obtenidos por el sujeto en el anterior curso académico. En el análisis de los sujetos que suspendieron alguna asignatura, hallamos una clara relación entre tener mayores problemas con el juego y el mayor número de materias suspensas en el curso pasado (Tabla 2). Las puntuaciones oscilan de una media de 1.17 suspensos en los no jugadores, incrementándose a 1.54 en el caso de los jugadores en riesgo y a 2.29 en los jugadores problema, siendo la diferencia entre todos los grupos estadísticamente significativa, F (2, 2787) = 23.18, p < 0.001. La prueba de Scheffé (p < .05) indica que hay diferencias entre el grupo de no jugadores y jugadores en riesgo, entre el de no jugadores y jugadores problema y entre el de jugadores en riesgo y el de jugadores problema. De forma similar, las relaciones con sus padres, evaluadas en una escala de 1 a 5, son peores a medida que hay un mayor incremento en el juego, F (2, 2787) = 15.79, p < 0.001; la mejor relación con sus padres la manifiesta el grupo de los no jugadores (Tabla 2).

Discusión

El juego patológico constituye un grave problema en la población adulta española. Pero también afecta a los jóvenes. En este estudio hemos encontrado que el 5.6% de los estudiantes de educación secundaria de Galicia, de 14 a 21 años, utilizando el SOGS-RA, tienen problemas graves con el juego. Este estudio confirma que la distribución de los problemas de juego es similar a otros países tales como EE.UU. (Lesieur et al., 1991), Canadá (Gupta y Deverensky, 1998; Ladouceur et al., 1999), Reino Unido (Fisher, 1993, 1999), etc. Además, hay una mayor prevalencia en varones que en mujeres cuya relación es 7:1. Hay un incremento en la conducta de juego mientras no es posible hacerlo legalmente, entre las edades de 14 a 17 años, y a partir de los 18 años, la conducta de juego es menor. Este resultado es de gran interés y es importante investigarlo en futuros estudios, especialmente por el hecho de que los 18 años es la edad legal para jugar y a partir de aquí desciende la alta prevalencia anterior. Esto es, parece que cuando pueden jugar desciende ligeramente la prevalencia del juego problema.

La cantidad de dinero gastada en juego es pequeña puesto que es poco el dinero de que disponen a estas edades (nótese que son todas personas escolarizadas sin ingresos propios). Sin embargo, en muchos casos han conseguido su dinero de forma no normativa, tal como pedir prestado dinero para jugar y no devolverlo (41.4% de los jugadores problema), faltar a clases para jugar (45.2% de los jugadores problema) o robar algo para jugar o pagar deudas causadas por el juego (47.1% de los jugadores problema).

La prevalencia del juego problema y del juego de riesgo encontrada en este estudio es preocupante. Esta alta prevalencia en estas edades va a tener su reflejo en las edades posteriores de la juventud y en la adultez (Secades y Villa, 1998). Los datos de que disponemos en adultos en Galicia confirman esto, pues la prevalencia del juego patológico oscila del 1.4% en el estudio de Becoña y Fuentes (1995) al 1.7% del de Becoña (1993). Pero por estos estudios también sabemos que hay un 2.5% de jugadores patológicos, en el estudio de Becoña (1993), en las edades comprendidas entre 18 y 30 años, y un 3% en el de Becoña y Fuentes (1995), en las edades comprendidas entre 16 y 24 años. Esto muestra que a edades tempranas la prevalencia del juego patológico es alta o muy alta.

Asimismo, nuestros resultados son coincidentes con estudios realizados en otros países sobre este problema. Así, en estudios hechos con estudiantes entre 14 y 19 años estadounidenses, con el SOGS-RA, Winters et al. (1993) encuentra un 3.5% de jugadores problema y Govoni, Rupcich y Frisch (1996) un 10.3%. Fisher (1999), en el Reino Unido, con el DSM-IV-J-R, un 5.6%. En España, Becoña (1997), en A Coruña, con el SOGS-RA encontró un 2.4% de jugadores problema en alumnos escolarizados de 11 a 14 años y, en Huelva, Arbinaga (1996) un 2.7% de probables jugadores patológicos, en jóvenes de 13 y más años, aunque en su caso utilizó el SOGS de adultos. Al mismo tiempo, estudios recientes como el del National Research Council (1999), realizado en Estados Unidos, indican la existencia de un 2.9% de jugadores patológicos en adolescentes, un 5% en los que están al final del instituto y comienzo de la universidad y un 1.5% en los adultos. De modo semejante, en el Reino Unido, el estudio reciente de Sproston et al. (2000) indica la existencia, mediante el SOGS, de un 1.7% de probables jugadores patológicos para la edad de 16 a 24 años, un 1.2% para 25-34 años, un 0.8% para las edades de 35-44 y 45-54 años, un 0.5% para 55-64 años y un 0.1% para 65 y más años. Además, por sexo, en la edad de 16 a 24 años hay un 3.4% de varones y un 1.7% de mujeres, descendiendo a partir de aquí la prevalencia en hombres y mujeres al incrementarse la edad. Por su parte, Winters (2000) indica que en las edades jóvenes hay un porcentaje muy elevado de jugadores problema, teniendo estas personas un alto riesgo de desarrollar juego patológico en los años sucesivos. Sin embargo, sus estudios también indican como en la vida adulta, en estudios de seguimientos de varios años, que el porcentaje de jugadores problema disminuye respecto al porcentaje que tenían cuando eran adolescentes. Probablemente la utilización del SOGS-RA en casi todos los estudios puede estar sobreestimando el problema (Gerstein et al., 1999), dada la dificultad que ha existido hasta ahora en validar este instrumento en relación con una evaluación clínica real de jugadores patológicos adolescentes.

Por último, es importante una mejor comprensión del proceso de adquisición, mantenimiento y abandono del juego, llámese problema, patológico, compulsivo o excesivo (Fisher, 1999). Particularmente creemos importante perfeccionar la metodología para evaluar a los jugadores problema y a los jugadores patológicos en estudios epidemiológicos y clínicos, así como mejorar la comprensión de cómo influye en los individuos a lo largo del tiempo sus experiencias previas de juego excesivo o juego problemático. Finalmente, por los resultados de este estudio, como por los de estudios anteriores ya expuestos, es necesario adoptar medidas más eficaces para controlar el juego excesivo en adolescentes y adultos en vistas a poder evitar los graves problemas que se relacionan con el juego problema y juego patológico.

Agradecimientos

Esta investigación ha sido financiada mediante el proyecto XUGA 21105B98 de la Secretaria de Investigación e Desenvolvemento de la Xunta de Galicia

Tenemos que agradecer a todos los Centros (Colegios e Institutos), consejos escolares y directores el que nos hayan facilitado el acceso para hacer el estudio, y a los estudiantes por contestar el cuestionario. También a las Direcciones Provinciales de Educación de A Coruña, Lugo, Ourense y Pontevedra, a la Inspección de cada una de ellas y a la Dirección General de Ordenación Educativa y de Formación Profesional de la Consellería de Educación de la Xunta de Galicia por su colaboración y las facilidades proporcionadas para que la realización de este estudio fuese posible.


Arbinaga, F. (1996). Conductas de juego con apuestas y uso de drogas en una muestra de adolescentes de la ciudad de Huelva. Análisis y Modificación de Conducta, 22, 577-601.

Becoña, E. (1993). El juego compulsivo en la Comunidad Autónoma Gallega. Santiago de Compostela: Consellería de Sanidade da Xunta de Galicia.

Becoña, E. (1996). La ludopatía. Madrid: Aguilar.

Becoña, E. (1997). Pathological gambling in Spanish children and adolescents: An emerging problem. Psychological Reports, 81, 275-287.

Becoña, E. (1999). Epidemiología del juego patológico en España. Anuario de Psicología, 20, 7-19.

Becoña, E. y Fuentes, M.J. (1995). El juego patológico en Galicia evaluado con el South Oaks Gambling Screen. Adicciones, 7, 423-440.

Becoña, E. y Gestal, C. (1996). El juego patológico en niños del 2º ciclo de E.G.B. Psicothema, 8, 13-23.

Becoña, E. , Labrador, F. J. , Echeburúa, E. , Ochoa, E. y Vallejo, M.A. (1995). Slot gambling in Spain: A new and important social problem. Journal of Gambling Studies, 11, 265-286.

Comisión Nacional del Juego (2000). Memoria 1999. Madrid: Ministerio de Justicia e Interior, Comisión Nacional del Juego.

Dell, L.J., Ruzicka, M.F. y Palisi, A.T. (1981). Personality and other factors associated with the gambling addiction. International Journal of the Addictions, 16, 149-156.

Echeburúa, E., Fernández-Montalvo, J. y Báez, C. (2000). Relapse prevention in the treatment of slot-machine pathological gambling: Long-term outcome. Behavior Therapy, 31, 351- 364.

Fisher, S. (1993). Gambling and pathological gambling in adolescents. Journal of Gambling Studies, 9, 277-288.

Fisher, S. (1999). A prevalence study of gambling and problem gambling in British adolescents. Addiction Research, 7, 509-538.

Gambino, B. (1997). Method, method: Who´s got the method? What can we KNOW about the number of compulsive gamblers? Journal of Gambling Studies, 13, 291-296.

Gerstein, D., Murphy, S., Toce, M., Hoffmann, J., Palmer, A., Johnson, R., Larison, C., Chuchro, L., Buei, T., Engelman, L., Hill, M.A., Volberg, R., Harwood, H., Tucker, A., Christiansen, E., Cummings, W. y Sinclair, S. (1999). Gambling impact and behavior study. Report to the National Gambling Impact Study Commission. Chicago, IL: National Opinion Research Center at the University of Illinois.

Govoni, R., Rupcich, N. y Frisch, G.R. (1996). Gambling behavior of adolescent gamblers. Journal of Gambling Studies, 12, 305-317.

Gupta, R. y Deverensky, J.L. (1998). Adolescent gambling behavior: A prevalence study and examination of the correlates associated with problem gambling. Journal of Gambling Studies, 14, 319-345.

Irurita, I.M. (1996). Estudio sobre la prevalencia de los jugadores de azar en Andalucía. Sevilla: Comisionado para la Droga, Consejería de Asuntos Sociales.

Ladouceur, R., Boudreault, N., Jacques, C. y Vitaro, F. (1999). Pathological gambling and related problems among adolescents. Journal of Child & Adolescent Substance Abuse, 8, 55-68.

Ladouceur, R., Dubé, D. y Bujold, A. (1994). Prevalence of pathological gambling and related problems among college students in the Quebec metropolitan area. Canadian Journal of Psychiatry, 39, 289-293.

Lesieur, H.R. y Blume, S.B. (1987). The South Oaks Gambling Screen (SOGS): A new instrument for the identification of pathological gamblers. American Journal of Psychiatry, 144, 1184-1188.

Lesieur, H.R. y Blume, S.B. (1993). Revising the South Oaks Gambling Screen in different settings. Journal of Gambling Studies, 9, 213-223.

Lesieur, H.R.; Cross, J.; Frank, M.; Welch, M.; White, C.M.; Rubenstein, G.; Moseley, K. y Mark, M. (1991). Gambling and pathological gambling among university students. Addictive Behaviors, 16, 517-527.

National Research Council (1999). Pathological gambling: A critical review. Washington, DC: Author.

Ramírez, J.N. (Coord.) (1999). Análisis del sector de las máquinas recreativas «tipo A y B». Estimación y análisis de la proporción de ludópatas en Andalucía. Córdoba: NMARE.

Secades, R. y Villa, A. (1998). El juego patológico. Prevención, evaluación y tratamiento en la adolescencia. Madrid: Pirámide.

Shaffer, H.J. y Hall, M.N. (1996). Estimating the prevalence of adolescent gambling disorders: A quantitative synthesis and guide toward standard gambling nomenclature. Journal of Gambling Studies, 12, 193-214.

Sproston, K., Erens, B. y Orford, J. (2000). Gambling behaviour in Britain: Results from the british gambling prevalence study. Londres, RU: National Center for Social Research.

Villa, A., Becoña, E. y Vázquez, F.L. (1997). Juego patológico con máquinas tragaperras en una muestra de escolares de Gijón. Adicciones, 9, 195-208.

Winters, K.C. (2000, junio). Youth gambling: transition from adolescence to young adulthood. Comunicación presentada en el 11th International Conference on Gambling & Risk Taking. Las Vegas, USA.

Winters, K.C., Stinchfield, R.D. y Fulkerson, J. (1993). Toward the development of an adolescent gambling problem severity scale. Journal of Gambling Studies, 9, 63-84.

Aceptado el 2 de mayo de 2001

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    Tabla 1. Respuestas afirmativas a los distintos ítems del SOGS-RA (N= 2790).
                            
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    Tabla 2. Relación entre las variables evaluadas y los tipos de jugadores.
                            
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    Tabla 3. Gasto en juego en el último año en los tipos de jugadores (%).