En la actualidad, ha aumentado la preocupación por el conocimiento y valoración de la percepción que tienen los usuarios de los distintos servicios, por lo que todo ello no es ajeno al ámbito de las organizaciones deportivas, puesto que la mayor información que se obtenga de sus usuarios va a resultar de gran utilidad para mejorar la gestión de estos servicios (^{García-Fernández, Fernández-Gavira, Durán-Muñoz, y Vélez-Colón, 2015}). Por ello, es imprescindible conocer la opinión de los usuarios respecto al servicio deportivo que reciben ya que es un aspecto clave en el proceso de consecución de la calidad y mejorar la prestación de los servicios deportivos municipales deportivos (^{Morales y Gálvez, 2011}).

La misión del deporte municipal es promover, fomentar y organizar la participación masiva de la población en actividades físicas, deportivas y recreativas, ampliando los programas de servicio que normalmente se brindan a la comunidad, de tal forma, que existe la necesidad de proporcionar un servicio de calidad a través de la gestión eficaz de los recursos, creando y manteniendo tanto la infraestructura necesaria, programas, actividades, eventos deportivos e instalaciones, para satisfacer los intereses de la comunidad (^{Gallardo y Jiménez, 2021}; ^{Morales-Sánchez, Hernández-Mendo y Blanco, 2005}). Según ^{Mañas, Giménez, Muyor, Martínez-Tur, y Moliner (2008)}, cuando un usuario acude a una instalación deportiva, además de interactuar con los empleados, también utiliza áreas como la recepción, los vestidores y los propios espacios deportivos, lo que conlleva a trabajar sobre las necesidades para mejorar la infraestructura, el recurso humano y la oferta de actividades (^{Baier-Fuentes, González-Serrano, Alonso-Santos, Inzunza-Mendoza y Pozo-Estrada, 2020}; ^{Ros-Castello, Calabuig y Gómez, 2019}).

En definitiva, las instalaciones deportivas municipales que utilizan estrategias dirigidas hacia una gestión eficaz de la calidad del servicio, profundizan en el conocimiento de la práctica deportiva y trabajan para identificar las opiniones y necesidades de los usuarios, lo que les permite dar una orientación adecuada para optimizar la gestión y planificación basadas en la mejora de la calidad y satisfacción del servicio deportivo (Gálvez y Morales, 2011; ^{Magaz-González, Sahelices-Pinto, Mendaña-Cuervo y García-Tascón, 2020}; ^{Morales-Sánchez, Hernández-Mendo y Blanco, 2009}; ^{Nicolás-López y Escaravajal-Rodríguez, 2020}; ^{Vila, Sánchez y Manassero 2009}).

Con el paso del tiempo los usuarios de este tipo de centros, se han vuelto más exigentes ya que disponen de referencias sobre las características que ha de reunir la prestación del servicio y que espera recibir los mismos beneficios que exige en otros ámbitos; es decir, el aumento de la oferta ha ido formando a los usuarios dentro de una cultura deportiva más crítica, por lo que disponen cada vez de más elementos de referencia (^{Bodet, 2006}; ^{Vila et al., 2009}). Por lo que son cada vez más exigentes (^{Martin y O'Neill, 2010}), y como tal, su lealtad se ha convertido en uno de los logros más importantes para cualquier organización (^{Bodet, 2012}). De tal forma que las exigencias del sector deportivo y los cambios a los que se ve sometido han provocado que la calidad sea un factor clave para el logro de resultados en las organizaciones (^{Arías-Ramos, Serrano-Gómez y García-García, 2016}).

Cada vez son más los estudios que tienen por objeto el análisis de las actividades y programas deportivos y de las organizaciones que los producen (^{Camino y García, 2014}; ^{Nuviala, Grao-Cruces, Nuviala y Fernández-Ozcorta, 2015}; ^{Nuviala, Tamayo, Fernández, Pérez-Turpin y Nuviala, 2011}; ^{Sánchez, González, López y Díaz, 2017}). La importancia de conocer cómo perciben los usuarios la calidad del servicio y otros atributos es una cuestión clave para las organizaciones, de esta forma las investigaciones relacionadas respecto a la calidad con los servicios deportivos constituye un área que ha dado lugar a una gran cantidad de literatura en los últimos años, en diferentes sectores y de diferentes perspectivas (^{Calabuig, Molina y Núñez, 2012}; ^{García, Cepeda y Ruíz, 2012}; ^{Granero, Ruíz, García, Baena y Gómez, 2008}; ^{Larson y Steinman, 2009}).

Por lo anterior, se ha visto adecuada la realización de estudios que han diseñado herramientas y técnicas para evaluar la calidad percibida, la satisfacción y otros constructos en diferentes usuarios de servicios deportivos de carácter público y privado; como el estudio de ^{Gálvez, Boleto y Romero (2015)}, quienes validaron la versión reducida del cuestionario de Evaluación de la Calidad Percibida en Servicios Deportivos (CECASDEP). En otro estudio, ^{Nuviala, Tamayo, Nuviala, González y Fernández (2010)} diseñaron la escala de Percepción de los Servicios de Organizaciones Deportivas (EPOD). Así como otros autores que crearon instrumentos más específicos para adaptarse a las necesidades de los servicios deportivos como la escala de Calidad Percibida del Servicio (QSPORT-14) utilizada en centros deportivos fitness, piscina y buceo (^{Yildiz y Kara, 2012}); otro estudio de ^{Serrano-Gómez, Rial, García-García y Gambau (2013)}, que utilizaron la Escala para evaluar la Calidad Percibida en los clubes de golf (QGOLF-9); así también, el cuestionario para evaluar Servicios Náuticos (NEPTUNO) diseñado por ^{Calabuig, Quintanilla y Mundina (2008)}. En México (^{Morquecho-Sánchez, Morales-Sánchez, Ceballos-Gurrola y Medina-Rodríguez, 2016}) se tiene evidencia de la validación y aplicación del cuestionario de Evaluación de la Calidad Percibida en Organizaciones de Servicios Deportivos Universitarios (QUNISPORT V.MX). Por otro lado, se han Evaluado la Calidad Percibida en Programas de Voluntariado Deportivo (QVOLSPORT) en España (^{García-González, Chica-Merino, Hernández-Mendo y Morales-Sánchez, 2011}; ^{García-González, Morales-Sánchez, Hernández-Mendo y Chica-Merino, 2011}) y la adaptación al contexto mexicano QVOLSPORT mx, (^{Morquecho-Sánchez, Morales-Sánchez, Ceballos-Gurrola, Pineda-Espejel y Zamarripa, 2021}).

Para la selección del instrumento se consultaron varias escalas en el campo de los servicios deportivos analizando las características de los mismos, así como también descartando ciertas limitaciones que pudiesen afectar el desarrollo y cumplimiento de los resultados como la falta de factores necesarios para valorar los atributos del servicio deportivo, un excesivo número de ítems, que al ser un instrumento específico no permitiera la generalización de los resultados. En este sentido, la escala EPOD2 fue la que mejor se adaptó al contexto del deporte municipal, es una herramienta con buenas propiedades psicométricas y validada en el contexto español, compuesta por 24 ítems distribuidos en siete factores que evalúa la calidad percibida y satisfacción de los servicios deportivos en organizaciones deportivas de forma valida, fiable, sencilla y de fácil aplicación (^{Nuviala, Grao-Cruces, Tamayo, Nuviala, Álvarez y Fernández-Martínez, 2013}). Una vez expuesto lo anterior, el objetivo de este estudio fue determinar la validez y fiabilidad del instrumento de calidad percibida y satisfacción del servicio deportivo (EPOD2) al contexto mexicano, así como invarianza de medición en función del sexo e institutos del deporte.

MATERIAL Y MÉTODOS

RESULTADOS

Análisis Factorial Exploratorio (AFE)

Se llevó a cabo el análisis descriptivo de los ítems, tanto de la escala de calidad percibida como de satisfacción, arrojando que todos los ítems contribuyen de forma adecuada al conjunto de cada escala, en ningún caso se tuvo que eliminar un ítem para mejorar dicho valor. La fiabilidad global de la escala de calidad percibida fue de α = .90, mientras que la consistencia interna de la escala satisfacción es de α = .91. Sin embargo, el coeficiente alfa de Cronbach de los factores de la escala calidad percibida oscilan entre .79 y .89, estos valores se pueden observar en la Tabla 1.

Tabla 1.  Media, desviación típica, correlación entre factores y alfa de Cronbach sobre la diagonal 

^Nota.** p < 0,01

Para comprobar la adecuación de la escala de calidad percibida, se realizó un análisis factorial exploratorio en la mitad de la muestra (n = 774), comprobando que el valor de la medida de adecuación muestral fue óptimo, con un índice de KMO de .88 y la prueba de Bartlett resultó estadísticamente significativo con un valor de 8751.99 (p < .001), lo que lleva a concluir que la aplicación del análisis factorial resulta pertinente. A partir de estos análisis se extrajeron seis factores con valores eigen de 1 o mayores, que conjuntamente explican un 74.76% de la varianza total. El primer factor (Entrenador) compuesto por cuatro ítems explica el 35.68% de la varianza, el segundo (Actividad) por cinco ítems explica el 11.33%, el tercer (Instalaciones) con tres ítems explica el 10.52%, el cuarto (Material) con tres ítems explica el 6.52%, el quinto (Comunicación) con tres ítems explica el 5.62% y el sexto (Personal) con dos ítems explica el 5.09% de la varianza. Las cargas factoriales oscilan entre un mínimo de .62 para el ítem 12 y un máximo de .87 para el ítem 19, tomando como criterio aquellos ítems de cada factor que tuvieran saturaciones con valores igual o superiores a .30.

Se realizó el mismo procedimiento para los cuatro ítems de la escala de satisfacción. El valor de la medida de adecuación muestral fue óptimo, con un índice de KMO de .83 y la prueba de Bartlett resultó estadísticamente significativo con un valor de 2152.77 (p < .001). La estructura resultante que está conformada por un solo factor explica un 79.19% de la varianza total, con cargas factoriales que oscilan entre .86 y .91.

Previo al análisis factorial confirmatorio, se realizó una correlación a través del coeficiente de Pearson entre los factores. Como puede observarse en la Tabla 1, se muestran correlaciones significativas, positivas y moderadas entre todos los factores que componen la escala de calidad percibida y satisfacción.

Análisis Factorial Confirmatorio (AFC)

Para comprobar que las escalas siguen la estructura factorial, se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio siguiendo el criterio de máxima verosimilitud, para ello se seleccionó la otra mitad de la muestra (n = 736). Obteniendo para la escala de calidad percibida resultados adecuados a los índices de ajuste respecto al modelo inicial. No obstante, para mejorar el ajuste, se llevó a cabo la revisión de la estructura factorial tomando como base la magnitud de las cargas factoriales, seleccionando aquellos ítems cuya carga factorial estandarizada con valores igual o superior a .50, eliminándose del modelo original el ítem 12. Esta modificación produjo una mejoría en las cargas factoriales oscilando entre (() .60 - .93, así como una mejora en los índices de ajuste, en este caso sobre 19 ítems, mostrando los valores recomendados como se muestra en la Tabla 2.

Tabla 2.  Medidas de bondad de índices de ajuste de calidad percibida 

Por otra parte, en lo que respecta a la escala de satisfacción, los resultados de los índices de ajuste incremental presentaron valores excelentes (IFI = .99, TLI = .99, CFI = .99), así como los índices de ajuste absoluto presentaron valores buenos (RMSEA = .06, GFI = .99). Finalmente, el coeficiente (²/gl presento un valor superior a lo recomendado ((²/gl = 3.9). Por otra parte, la estructura de los ítems mostró cargas factoriales de (() .87, .87, .87 y .83.

Validez Convergente y Discriminante

Una vez llevado el análisis factorial confirmatorio, fueron tomados los valores resultantes de la escala de calidad percibida y satisfacción, para llevar a cabo la validez convergente, cumpliendo así, este tipo de validez ya que todas las saturaciones de las cargas factoriales estandarizadas arrojaron valores por encima del punto de criterio .50. Por otra parte, la Tabla 3 muestra la fiabilidad compuesta (CR) con valores superiores a .70. Así también, la varianza media extraída (AVE) recomienda que los valores sean superiores a .50. En este sentido, se evaluó la validez discriminante de la escala calidad percibida, donde la comparación de la raíz cuadrada de AVE es mayor con la correlación interfactorial. De igual forma, la escala de satisfacción mostró valores adecuados de CR obteniendo índices que oscilan entre .80 y .89 y los índices de AVE oscilan entre .50 y .81 como se muestra en la tabla 3.

Tabla 3.  Validez discriminante de la escala de calidad del servicio 

Invarianza factorial de acuerdo con el sexo e institutos del deporte municipal

Debido a que el modelo de seis factores de la escala de calidad del servicio presentó un buen ajuste, se empleó un AFC multigrupo para comprobar su invarianza factorial en función del sexo y de institutos del deporte. En primer lugar, se establece el modelo configural (M1), y a partir de este se ha probado una serie de modelos anidados (M2, M3 y M4). Como se observa en la Tabla 4, el primer modelo (M1 modelo base) no presenta restricciones en función de los grupos, presentando índices de ajuste aceptables, lo que permite examinar la invarianza configural entre los grupos; la existencia de diferencias no significativas entre los modelos significa que las restricciones pueden someterse y asumir la invarianza en función de los grupos. En el M2, las cargas factoriales se restringen a ser iguales en ambos grupos, los índices de ajuste fueron adecuados. Por ello, puede asumirse el criterio de invarianza métrica. Los hallazgos sugieren que las cargas factoriales son invariantes entre los grupos. En el M3, los interceptos se restringen a ser iguales entre los grupos, los índices de ajuste del modelo fueron adecuados, asumiendo el criterio de invarianza escalar en los grupos. Finalmente, se analizó el M4, referida a la igualdad estadística de residuos, reportando con ello, índices de ajuste favorables, cumpliendo, así, con el criterio de invarianza estricta.

Tabla 4.  Invarianza de medición de la escala calidad del servicio por sexo e institutos del deporte 

^Nota.M1 = Configural, M2 = Métrica, M3 = Escalar, M4 = Estricta

Por otra parte, en lo que respecta a la escala de satisfacción, se empleó el mismo procedimiento para comprobar su invarianza factorial, presentando índices de ajuste satisfactorios. Como se observa en la Tabla 5, tanto para sexo e institutos del deporte, el M1 no presenta restricciones en función de los grupos con índices de ajuste aceptables, lo que permite examinar la invarianza configural entre los grupos. En el M2, las cargas factoriales se restringen a ser iguales en ambos grupos, los índices de ajuste fueron adecuados, asumiendo el criterio de invarianza métrica. En el M3, los interceptos se restringen a ser iguales entre los grupos, mostrando índices de ajuste adecuados, asumiendo con ello, el criterio de invarianza escalar. Finalmente, se analizó el M4, referida a la igualdad estadística de residuos, reportando con ello, índices de ajuste favorables, cumpliendo con el criterio de invarianza estricta.

Tabla 5.  Invarianza de medición de la escala satisfacción por sexo e institutos del deporte. 

^Nota.M1 = Configural, M2 = Métrica, M3 = Escalar, M4 = Estricta

DISCUSIÓN

El objetivo del presente estudio fue determinar la validez y fiabilidad del instrumento de calidad percibida y satisfacción del servicio deportivo (EPOD2) en el contexto mexicano, así como invarianza de medición en función del sexo y de institutos del deporte. Los resultados de este trabajo confirman la validez y fiabilidad del instrumento, obteniendo valores satisfactorios que resultan apropiados, llevándose en primer lugar un análisis estadístico de cada uno de los ítems, tomando como criterio para conservar un ítem fuera mayor o igual a .30 en el coeficiente correlación ítem-total, arrojando valores superiores a lo establecido (^{Lloret-Segura et al. 2014}, ^{Nunnally y Bernstein, 1995}; ^{Nuviala et al., 2010}). Este criterio, no varía mucho con el estudio de ^{Nuviala et al. (2013)} tomando como razón un valor mayor o igual a .35.

Como segundo paso, los resultados del análisis factorial exploratorio (AFE) para determinar las propiedades psicométricas, utilizando el índice de adecuación de la muestra de Kaiser-Meyer-Olkin (^{Kaiser, 1974}) y la prueba esfericidad de Bartlett (^{Barlett, 1950)} arrojaron índices apropiados para las dos escalas, resultados similares a otros estudios (^{Nuviala et al., 2013}; ^{Nuviala, Tamayo-Fajardo, Ruiz-Alejos, Nuviala, y Dalmau 2017}). Lo que lleva a concluir que la aplicación del análisis factorial resulta pertinente, se extrajeron factores con autovalores superiores a 1 y que estos aportaran una explicación de la varianza como mínimos del 3.5%. Así como también, tomado como criterio aquellos ítems de cada factor que tuvieran una saturación como mínimo de .30 (^{Bandalos y Finney, 2010}; ^{Kline, 1994}). Por otro lado, los seis factores extraídos de la escala de calidad percibida explican conjuntamente un 74.76% y la de satisfacción un 79.19% de la varianza total, mostrando un resultado superior al estudio de ^{Nuviala et al. (2013)}. En este sentido, ^{Gorsuch (1997)} señala que una solución factorial es satisfactoria si explica por lo menos el 50% de la varianza total y generalmente se espera que el primer factor reúna los aspectos más relevantes y acumule el mayor porcentaje de la varianza; por otro lado, hay autores que consideran como satisfactoria una solución que represente como mínimo el 60% de la varianza total (^{Hair, Anderson, Tatham y Black, 1999}).

La fiabilidad del instrumento mediante el análisis de consistencia interna a través del coeficiente alfa de Cronbach (^{Cronbach, 1951}) resultó con valores buenos para todos los factores, considerando que existe homogeneidad entre los ítems de cada factor, teniendo en cuenta el rango establecido por ^{Oviedo y Campos-Arías (2005)}. Además, los factores correlacionan entre sí de forma positiva y estadísticamente significativa.

Para comprobar la estructura factorial, se llevó a cabo un análisis factorial confirmatorio, que de acuerdo a los resultados y mejorar el ajuste, se hizo la revisión de la magnitud de las cargas factoriales, seleccionando aquellos ítems cuya carga factorial estandarizada tuvieran valores ≥ .50, eliminándose del modelo original el ítem 12. Esta modificación produjo una mejoría en las cargas factoriales, siguiendo con ello algunas recomendaciones de ^{Kline (2016)}, por lo que todas las saturaciones factoriales (() presentaron valores superiores a .60. Además, el valor de chi-cuadrado dividido por los grados de libertad ((²/gl) menor a tres indican un buen ajuste del modelo (^{Carmines y Mclver, 1983}), aunque ^{Hu y Bentler (1999)} señalan que en el cociente entre chi-cuadrado y los grados de libertad, un modelo considerado perfecto su valor sería de 1.0 y las ratios por debajo de 2.0 se considerarán como indicadores de un muy buen ajuste del modelo, mientras que valores por debajo de 5.0 son considerados como aceptables. Por otro lado, el índice de ajuste de Tucker-Lewis (TLI), el índice de ajuste comparativo (CFI), el índice de ajuste incremental (IFI) y el índice de bondad de ajuste (GFI) obtenidos están por encima de .90 indicando un ajuste satisfactorio (^{Hu y Bentler, 1999}) y el error de aproximación cuadrático medio (RMSEA) inferior a .06 a un valor máximo de .08 son considerados satisfactorios (^{Cole y Maxwell, 1985}; ^{Llorent-Segura et al., 2014}; ^{Nuviala et al., 2010}). Por lo anterior, de acuerdo a las recomendaciones los índices de bondad de ajuste del modelo resultaron apropiados tanto para la escala calidad percibida y satisfacción. En este sentido, los resultados obtenidos confirman la estructura de seis factores en la escala calidad percibida y un factor para la escala de satisfacción propuesta en el estudio de ^{Nuviala et al. (2013)}.

Para fortalecer más el estudio se calculó la consistencia interna a través del coeficiente de fiabilidad compuesta (CR) que resulta más adecuado que el valor alfa de Cronbach (^{Lévy-Mangin y Varela, 2006}) considerándose apropiados índices superiores a .70 (^{Bagozzi y Yi, 1988}; ^{Hair et al., 2010}), obteniendo, así, valores superiores a lo recomendado. De igual forma, se estimó la varianza media extraída (AVE) indicando que cuanto mayor sea su valor, más representativos son los indicadores de la dimensión crítica en la que cargan, considerándose por lo general un buen ajuste superior a .50 (^{Bagozzi y Yi, 1988}; ^{Hair et al., 2010}). En este sentido, se evaluó la validez discriminante de la escala calidad percibida, donde la comparación de la raíz cuadrada de AVE es mayor con la correlación interfactorial (^{Fornell y Larcker, 1981}). Los resultados de FC y AVE en este estudio presentaron valores más altos en la mayoría de los factores respecto al estudio de ^{Nuviala et al. (2017)}.

Los hallazgos respecto a la invarianza de medición, basándose en el enfoque estadístico para el AFC Multigrupo (^{Byrne, 2016}), confirman que puede asumirse el criterio de invarianza factorial respecto al sexo e institutos del deporte. Estos datos sugieren, que la estructura y la relación entre las variables observadas con cada factor latente es equivalente para cada uno de los grupos, tomando, así, como indicador que los parámetros restringidos fuesen invariantes, considerando que el cambio de CFI sea igual o inferior a .01 entre los sucesivos niveles de invarianza (^{Cheung y Rensvold, 2002}). En este sentido, reportar la invarianza de medición brinda información sobre cómo diferentes grupos conciben el constructo que está siendo medido (^{Putnick y Bornstein, 2016}). De acuerdo a lo anterior, en un estudio por ^{Nuviala et al. (2017)} en usuarios que realizaban actividad física no dirigida en servicios deportivos públicos reportan resultados satisfactorios respecto al análisis de invarianza factorial entre los grupos.

CONCLUSIONES

Por lo tanto, los resultados arrojados en este estudio pueden considerarse importantes para el análisis de la calidad percibida y satisfacción en el contexto deportivo mexicano, su fácil aplicación e interpretación hacen posible su utilización, corroborando con ello una herramienta que dispone de propiedades psicométricas sólidas. Los resultados del análisis de invarianza factorial resultaron igualmente satisfactorios, asentando que la equivalencia psicométrica permite extraer información relevante sobre cada uno de los parámetros del modelo de medida, asegurando y permitiendo las comparaciones entre grupos. Por lo que queda añadir que la calidad percibida y satisfacción son constructos complejos que deben seguir estudiándose y que resulta conveniente seguir investigando en otros campos de estudio, considerando el uso de pruebas de invarianza que establezcan comparaciones en diferentes contextos geográficos y culturales.

En cuanto a las limitaciones consideradas en la investigación, podría ser la propia muestra estudiada ya que se ubica en el norte de México y que hacen uso de instalaciones deportivas públicas municipales. Por otro lado, el estudio tiene un enfoque cuantitativo por lo que resultaría de interés utilizar otros métodos de carácter cualitativo.

APLICACIONES PRÁCTICAS

Finalmente, esta investigación proporciona un aporte para el quehacer de los gestores del deporte, donde la escala puede aplicarse en organizaciones deportivas tanto públicas como privadas y empresas de servicios deportivos ayudando en la contribución de acciones evaluativas para comprender mejor aquellos aspectos claves en la prestación de servicios deportivos, buscando la satisfacción, fidelidad y permanencia de los usuarios/deportistas, aumentando los niveles de práctica deportiva, el compromiso, emociones y motivación, proporcionando con ello un referente para futuros trabajos de investigación en colaboración con el campo de la psicología del deporte.