Participantes

En el estudio participaron 241 familias, de las cuales 64 fueron padres (26.6%) y 177 madres (73.4%). La media de edad era de 39.4 años (DT = 6.84). La mayoría tenían nacionalidad española (95.8%), estado civil casado/a (72.5%), estudios universitarios o equivalentes (49.8%), formación en enseñanzas profesionales (31.5%) y laboralmente estaban empleados/as (78%). En cuanto a sus hijas e hijos, 124 eran niñas (51.7%) y 116 niños (48.3%), escolarizados en las etapas de Educación Infantil (45%) y primer ciclo de Primaria (55%) en centros educativos de la provincia de A Coruña (76.7% centros públicos, 18.8% concertados y 4.6% privados).

Instrumento

Se empleó un cuestionario diseñado ad hoc sobre el uso de dispositivos móviles en la infancia, compuesto por ocho secciones (información sociodemográfica relativa a las familias y sus niños/as, datos identificativos sobre uso del móvil respecto al tiempo de conexión, acciones realizadas, hábitos de uso, control parental y valoración de riesgos y beneficios). En su diseño se realizó una validación de contenido mediante un panel de ocho expertos en metodología y tecnología educativa de cuatro países (Brasil, Costa Rica, Ecuador y España), que analizaron la univocidad, pertinencia e importancia de cada ítem. Sus aportaciones permitieron mejorar la redacción de varios ítems y la reestructuración de los bloques propuestos inicialmente.

El presente estudio se centró en el análisis de la sección relativa a beneficios (7 ítems) y riesgos (8 ítems) del uso del móvil, evaluados en una escala Likert de 5 puntos (1 = Nunca y 5 = Siempre), de los que se obtuvo una fiabilidad excelente (α = .885).

Para comprobar la validez de constructo se realizó un Análisis Factorial Exploratorio (AFE) basado en el análisis paralelo, una técnica que emplea la matriz de correlaciones original, permitiendo identificar factores comunes con valores propios mayores a los que se obtendrían por efecto del azar (^{Lloret-Segura et al., 2014}). El método de extracción empleado fue Ejes Principales, dado el incumplimiento del supuesto de normalidad (p < .001), con rotación oblicua Oblimin, basado en la intercorrelación entre factores, al constatarse como una de las opciones más adecuadas en la actualidad en Ciencias Sociales (^{Lloret-Segura et al., 2014}; ^{López-Aguado y Gutiérrez-Provecho, 2019}).

Tras confirmar la adecuación de la estructura de datos para el AFE (KMO = .81; Esfericidad de Bartlett: χ ² ₁₃₆ = 874.08, p < .001), se estudió la estructura factorial. La Tabla 1 expone la solución extraída en dos factores que explicaron el 58.3% de la varianza total (un 38.89% explicada por el Factor 1 y un 19.41% por el Factor 2). Se presentan los resultados ordenados en función de la matriz de patrón, que muestra las cargas únicas del factor en las variables, con pesos superiores a .65 para el Factor 1 y a .5 en el Factor 2. Junto a ella, se presenta la matriz de estructura con las correlaciones (orden cero) entre factores y variables. No hubo discrepancias notables entre ambas matrices. Se eliminaron los pesos inferiores a .4, no observándose la necesidad de eliminar ningún ítem.

Procedimiento y análisis de datos

El cuestionario se aplicó, durante tres meses, cuando las familias se acercaban al centro escolar a traer o a recoger a sus hijos/as. Se les explicó la finalidad del estudio, la salvaguarda de la confidencialidad y las garantías éticas, asegurando el uso exclusivo de los datos para los fines de la investigación. Tras ofrecer estas explicaciones y dar respuesta a sus preguntas, se les entregaba un código QR a través del que podían descargar y cubrir el cuestionario en su propio móvil.

Se realizaron análisis descriptivos (tendencia central y desviación) e inferenciales. Se empleó la prueba t (muestras emparejadas) para identificar la valoración de las familias sobre los riesgos y beneficios percibidos en el uso del móvil por sus hijos e hijas; complementariamente, se estudiaron las correlaciones entre riesgos y beneficios a través de la prueba r de Pearson. Esta prueba también permitió comprobar las relaciones y diferencias entre beneficios y riesgos en función de tiempo de conexión y control parental. Para el análisis comparativo en función de la etapa educativa se utilizó la prueba t (muestras independientes). Finalmente, se realizó un Análisis Multivariante de la Varianza (MANOVA) para determinar la presencia de diferencias entre los diferentes beneficios, por un lado, y riesgos, por el otro -cada uno actuando como variables dependientes- con respecto al tiempo de conexión y ejercicio de control parental. Se consideraron diferencias estadísticamente significativas para un nivel de confianza del 95% (p < .05).

Análisis descriptivo de los riesgos y beneficios del uso del móvil

En general, las familias valoraron de forma más positiva los riesgos que los beneficios (Tabla 2). La prueba t para muestras emparejadas mostró que la mayoría de estas comparaciones fueron estadísticamente significativas (p < .001), con un tamaño de efecto grande para los contrastes entre todas las variables de riesgo y el beneficio de “Control parental” (d = .64-.95), excepto para “Gasto económico”, que fue pequeño (d = .36). En el caso del beneficio de “Más acceso a la información” y las variables de riesgo se encontraron diferencias significativas (p < .001), con un tamaño de efecto pequeño (d = .22-.38) en “Distorsión de la realidad” (t ₂₃₅ = 2.13, p = .04, d = .14) y en “Acceso a juegos online” (t ₂₃₅ = 2.43, p = .002, d = .16). El “Gasto económico” fue significativamente inferior a la “Mejor comunicación” (t ₂₃₅ = -2.82, p = .005, d = .62) y no fue significativo con respecto al beneficio de “Recursos útiles” (t ₂₃₅ = 1.53, p = .127), donde sí lo fueron el resto de los riesgos, con un tamaño de efecto entre moderado y pequeño (p < .001, d = .25-.53). La “Utilidad educativa” y el “Entretenimiento” fueron valorados significativamente por debajo de casi todas las variables de riesgo (p < .001), excepto en “Distorsión de la realidad” (R7: t ₂₃₅ = 1.59, p = .114; R8: t ₂₃₅ = 1.59, p = .113) y “Acceso a juegos online” (R7: t ₂₃₅ = 1.96, p = .051; R8: t ₂₃₅ = 1.89, p = .06).

En cuanto al factor Beneficios, se ha encontrado que el control parental es el elemento significativamente más valorado frente a tener una “Mejor comunicación” (t ₂₃₅ = 6.24, p < .001, d = .41) o la “Socialización” (t ₂₃₅ = 1.49, p < .001, d = .1), mientras que es significativamente inferior al beneficio de “Mayor acceso a la información” (t ₂₃₅ = -9.57, p < .001, d = .62), “Utilidad educativa” (t ₂₃₅ = -10.57, p < .001, d = .69), posibilidad de “Uso de recursos útiles” (t ₂₃₅ = -7.685, p < .001, d = .5) o, incluso, para el “Entretenimiento” (t ₂₃₅ = -10.143, p < .001, d = .66).

Valoraciones más bajas ofrecieron al uso del móvil para “Favorecer la comunicación”, obteniendo este ítem un promedio de puntuaciones inferior a dos puntos y con una dispersión de respuestas de poco más de un punto. Este ítem fue significativamente inferior a todos los demás del factor (p < .001). La “Utilidad educativa” y el “Entretenimiento” obtuvieron puntuaciones significativamente superiores, seguido por el “Mayor acceso a la información”. De hecho, la “Utilidad educativa” se situó significativamente por encima de la “Socialización” (t ₂₃₅ = 14.68, p < .001, d = .95) y del uso de “Recursos útiles” (t ₂₃₅ = 2.89, p < .001, d = .19); el “Entretenimiento” obtuvo valores significativamente superiores a la “Utilidad educativa” (t ₂₃₅ = 0.11, p < .001, d = .001), a la “Socialización” (t ₂₃₅ = 15.01, p < .001, d = .98) y al uso de “Recursos útiles” (t ₂₃₅ = 2.75, p < .001, d = .18); y el “Mayor acceso a la información” fue significativamente superior a la “Socialización” (t ₂₃₅ = 12.63, p < .001, d = .82) y al uso de “Recursos útiles” (t ₂₃₅ = 2.01, p < .001, d = .13). El tamaño del efecto entre los ítems referidos a la utilidad educativa, el entretenimiento y el acceso a la información fue pequeño, mientras que para el resto se obtuvo una magnitud moderada o grande.

Con respecto al factor Riesgos, hubo diferencias estadísticamente significativas que situaron el “Acceso a contenidos inapropiados” como el mayor riesgo, con respecto a la “Reducción del rendimiento” (t ₂₃₇ = 5.38, p < .001, d = .35), “Aislamiento familiar y social” (t ₂₃₇ = 5.88, p < .001, d = .38), “Adicción” (t ₂₃₇ = 3.09, p = .002, d = .2), “Gasto económico” (t ₂₃₅ = 12.54, p < .001, d = .82), “Distorsión de la realidad” (t ₂₃₈ = 6.78, p < .001, d = .44) y “Acceso a juegos online” (t ₂₃₇ = 6.22, p < .001, d = .66). El segundo riesgo fue “Realizar o sufrir ciberdelitos”,significativamente más valorado que la “Reducción del rendimiento” (t ₂₃₇ = 2.81, p = .005, d = .18), “Aislamiento social y familiar” (t ₂₃₇ = 4.66, p < .001, d = .3), “Gasto económico” (t ₂₃₅ = 12.24, p < .001, d = .8), “Distorsión de la realidad” (t ₂₃₈ = 6.72, p < .001, d = .44) y “Acceso a juegos online” (t ₂₃₇ = 5.95, p < .001, d = .39). Así mismo, la “Adicción” fue significativamente más preocupante que el “Aislamiento social y familiar” (t ₂₃₇ = 3.33, p < .001, d = .22), “Gasto económico” (t ₂₃₅ = 11.3, p < .001, d = .74), “Distorsión de la realidad” (t ₂₃₈ = 5.27, p < .001, d = .34) y “Acceso a juegos online” (t ₂₃₇ = 4.11, p < .001, d = .51). Con respecto a los tres últimos riesgos -significativamente inferiores a los anteriores (p < .001)-, se encontró que el “Acceso a juegos online” fue significativamente más preocupante que el “Gasto económico” (t ₂₃₄ = 8.11, p < .001, d = .53), no existiendo diferencias con respecto a la “Distorsión de la realidad” (p = .56), y este último fue significativamente superior a la preocupación por el “Gasto económico” (t₂₃₅ = 7.9, p < .001, d = .51).

Finalmente, la Tabla 3 muestra la presencia de correlaciones positivas, débiles y significativas entre algunos de los beneficios y de los riesgos señalados por las familias con respecto al uso del móvil. Así, destaca sobre todo que aquellas familias que valoran positivamente los dispositivos móviles para mejorar la comunicación y que estos ofrecen recursos útiles, también consideran que puede repercutir en la reducción del rendimiento, el acceso a contenidos inapropiados, el aislamiento familiar/social, la adicción, el realizar/sufrir ciberdelitos o la distorsión de la realidad. Así mismo, se percibe que el beneficio de ofrecer recursos útiles está asociado con el gasto económico en su uso.

Análisis comparativo sobre los riesgos y beneficios del uso del móvil percibidos por familias de estudiantes de Educación Infantil y Educación Primaria

En la Tabla 4 se observa que, a nivel general, las percepciones sobre beneficios son ligeramente superiores en las familias de alumnado de Educación Infantil frente a las de Primaria. Estas diferencias solo fueron estadísticamente significativas en relación con las posibilidades de obtener un “Mayor acceso a la información” (p = .042), siendo el tamaño del efecto pequeño (d < .3). En ambos grupos, posibilitar una “Mejor comunicación” fue pobremente valorado, habiendo una mayor disparidad de respuestas en el grupo de familias de Primaria (DT = 1.12) frente a Infantil (DT = 1.05).

En cuanto a los riesgos, se observa también que las familias de Educación Infantil presentaron una mayor preocupación, a nivel general, en todos los ítems considerados. Estas diferencias fueron estadísticamente significativas respecto a la “Reducción del rendimiento” (p = .48), el “Acceso a contenidos inapropiados” (p = .022), el “Aislamiento familiar y social” (p < .001), la “Adicción” (p = .007) y “Realizar o sufrir ciberacoso” (p = .046).

Estudio de las relaciones y diferencias entre los beneficios y riesgos del uso del móvil percibidos por familias por edad del/de la niño/a y de los progenitores, por tiempo de conexión y ejercicio de control parental

La edad de los progenitores incide en la valoración de los beneficios del uso del móvil respecto al mayor “Control parental” (r = -.231, p > .001) sobre la consideración de la “Utilidad educativa” de estos dispositivos (r = -.147, p = .025), donde a más edad del progenitor, menor se percibe su posibilidad de ejercer dicho control y menor utilidad educativa. En cuanto a la edad del menor, no se han encontrado correlaciones estadísticamente significativas con respecto a los beneficios del uso del móvil. En cuanto a los riesgos, se encontró que la edad de los progenitores no tuvo relación con la valoración realizada sobre estas variables, mientras que la edad del hijo/a sí se relacionó con el riesgo de “Aislamiento familiar y social”, disminuyendo la preocupación familiar conforme avanza la edad de su hijo/a (r = .129). Estas relaciones son débiles, por lo que los resultados deben ser tomados con cautela. (Tabla 6).

En cuanto al tiempo de conexión por semana, la prueba M de Box de igualdad de las matrices de covarianza mostró que estas eran equivalentes en los cuatro grupos analizados (M de Box = 108.561, p = .085). El MANOVA mostró diferencias en los beneficios considerados en función del tiempo de conexión (Lambda de Wilks = 0.844, F(21, 638) = 1.85, p = .012), con un tamaño de efecto pequeño (η² = .057). Concretamente, atendiendo a los valores de la prueba de efecto inter-sujetos, el tiempo de conexión por semana tiene efecto sobre la valoración de los beneficios relativos al “Control parental”, a la “Mejor comunicación” y al “Entretenimiento”. La prueba post hoc con corrección de Bonferroni indicó que existe un “Mayor control parental” (p = .024) y una “Mejor comunicación” (p = .033) cuando el niño/a usa menos de una hora al día el teléfono frente al no uso, así como una “Mejor comunicación” cuando el uso es superior a una hora al día frente al uso esporádico (p = .04). El uso para entretenimiento se consideró más beneficioso cuando se emplea menos de 1h/día frente al no uso (p = .016) o “Uso esporádico” (p = .035).

En el caso de la conexión los fines de semana, las matrices no fueron equivalentes en los grupos de contraste (M de Box = 166.79, p > .001), por lo que se utilizó la traza de Pillai para el análisis de la significatividad multivariada de los efectos principales. Los resultados fueron significativos, con un tamaño del efecto pequeño (traza de Pillai = .25, F(21, 654) = 2.77; p < .001; η² = .091). La prueba de efectos inter-sujetos reveló la presencia de efecto del tiempo de conexión el fin de semana sobre todos los beneficios evaluados, excepto el “Control parental”. Concretamente, se encontró un menor beneficio en el no uso frente a una hora o más, para “Favorecer la comunicación” (p = .017), “Ampliar el acceso a la información” (p = .002), “Utilidad educativa” (p < .001), “Socialización” (p = .018) y “Entretenimiento” (p < .001). Así mismo, fue peor valorado por aquellos cuyos hijos/as no utilizan el móvil frente a los que lo hacen menos de una hora en todo el fin de semana, tanto el beneficio de “Ampliar el acceso a la información” (p = .006) como el de “Utilidad educativa” (p < .001), “Socialización” (p = .027) y “Entretenimiento” (p = .034).

En lo relativo a los riesgos en función del tiempo de conexión por semana, a través de la prueba M de Box se determinó la ausencia de igualdad de las matrices de covarianza en los grupos analizados (M de Box = 222.97, p < .001), por lo que se estudiaron los datos empleando la traza de Pillai (valor = 0.108, F(24, 669) = 1.04, p < .405), que indicó la ausencia de un efecto significativo del tiempo de uso sobre la valoración de los riesgos. En cuanto al uso en fines de semana, tampoco fue posible asumir igualdad de las matrices de covarianza (M de Box = 337.87, p < .001). En este caso, la traza de Pillai mostró que los resultados eran significativos, con un tamaño del efecto pequeño (traza de Pillai = .185, F(24, 651) = 1.78; p = .013; η² = .066). A través de la prueba efectos inter-sujetos, se observó que el efecto del tiempo de conexión sobre los riesgos se refiere, exclusivamente, al “Acceso a juegos online”, siendo considerado más peligroso su uso menos de una hora en todo el fin de semana frente a su uso esporádico (p = .05) (Tabla 5).

Por último, se comprobó el efecto del ejercicio de control parental sobre los beneficios y los riesgos percibidos. En cuanto a los beneficios, la ausencia de igualdad en la matriz de covarianzas (M de Box = 92.18, p = .022) llevó a contrastar la información a través de la traza de Pillai (Valor = 0.112, F(14, 444) = 1.87, p = .027, η² = .06) que evidenció la existencia de un efecto estadísticamente significativo del control parental sobre la percepción de los beneficios, si bien el tamaño del efecto fue pequeño. Concretamente, se evidenció este efecto con relación al beneficio de “Control parental” (p = .01), “Mayor acceso a la información” (p < .001) y “Utilidad educativa” (p = .003), todos ellos mejor valorados en el caso de las familias que señalan ejercer un control que se cumple.

En el caso de los riesgos, se empleó la traza de Pillai dado el incumplimiento de la igualdad de la matriz de covarianzas (M de Box = 184.55, p < .001), que indicó la presencia de un efecto estadísticamente significativo del control parental sobre la percepción de riesgos (Pillai = 0.161, F(16, 442) = 2.42, p = .002). La prueba de efecto inter-sujeto evidenció que estos efectos se produjeron en los riesgos asociados a la “Reducción del rendimiento” (p = .005), “Realizar o sufrir ciberdelitos” (p = .025), la “Adicción” (p =.006), el “Gasto económico” (p = .003) y el “Acceso a juegos online” (p = .015), siendo todos ellos considerados más problemáticos en el caso de las familias que ejercen control parental frente a las que no lo hacen (Tabla 6).