Calidad en el servicio

La calidad en el servicio es un concepto que ha sido abordado de diferentes formas, por lo que no existe un consenso sobre su definición (^{Radomir, Plaias y Nistor, 2012}), aunque se ha propuesto como un constructo multidimensional compuesto por diversos componentes o atributos del servicio (^{Grönroos, 1984}; ^{Parasuraman, Zeithaml y Berry, 1985}). Estos componentes pueden variar dependiendo del sector de negocios (^{Ladhari, 2008}) o de la cultura (^{Raajpoot, 2004}; ^{Ladhari, 2009}; ^{Cui, Lewis y Park, 2003}; ^{Fujun, Hutchinson, Li y Changhong, 2007}; ^{Etemad-Sajadi y Rizzuto, 2013}). Sin embargo, una de las definiciones más aceptadas es la de Parasuraman, Zeithaml y Berry (1988), quienes la definen como "[...] una forma de actitud, relacionada pero no equivalente a la satisfacción, y resulta de la comparación de las expectativas con la percepción de desempeño" (p. 15). Esta definición ha sido la base para muchos otros estudios (^{Radomir et al., 2012}).

El instrumento de medición de calidad en el servicio más citado en la literatura es el SERVQUAL (^{Parasuraman et al., 1988}), que ha sido ampliamente retomado como base para el diseño de otras escalas de calidad en el servicio (^{Seth, Deshmukh y Vrat, 2005}); sin embargo, la aplicabilidad genérica de una misma escala para medir la calidad del servicio en todos los sectores y culturas ha sido cuestionada (^{Babakus y Boller, 1992}; ^{Van Dyke, Kappelman y Prybutok, 1997}; ^{Jabnoun y Khalifa, 2005}; ^{Akbaba, 2006}; ^{Caro y García, 2007}). De ahí la importancia de contar con escalas diseñadas particularmente para cada sector y para cada contexto cultural específico.

El interés de medir calidad en el servicio radica en buena medida en que se ha encontrado empíricamente, de forma muy consistente, que la calidad en el servicio es un antecedente importante para la formación de lealtad hacia la marca (^{Devaraj, Matta y Conlon, 2001}; ^{Fullerton y Taylor, 2002}; ^{Chao, 2008}; ^{Vera y Trujillo, 2009}; ^{Ladhari, 2009}; ^{Wahyuni y Mulyanto, 2014}; ^{Lotayif, 2014}).

Calidad en el servicio en restaurantes y su medición

Conceptualmente, se puede considerar que aquello que ofrece un restaurante a un comensal se tiende a ubicar en un punto intermedio de un continuo producto (tangibles) -servicio (intangibles), con referencia a la escala de entidades de mercado propuesta por ^{Shostack (1977)}. Es decir, aquello por lo que paga el comensal está compuesto por bienes tangibles producidos en la empresa (la comida) y por aspectos intangibles de la entrega del servicio, como la consistencia en el servicio y la atención personal (^{Jain y Gupta, 2004}). De esta forma, a pesar de que los restaurantes son comúnmente considerados como una categoría de servicio, representan un sector donde ambos tipos de componentes pueden tener pesos equiparables en la decisión de compra del consumidor.

Desde hace dos décadas, se han publicado estudios sobre calidad en el servicio en restaurantes. En la tabla 1, se muestran las dimensiones de calidad en el servicio que han sido identificadas en este sector.

Tabla 1 Dimensiones de calidad en el servicio propuestas para restaurantes. 

Fuente: elaboración propia.

La escala más utilizada en la literatura para medir calidad en el servicio en restaurantes es el DINESERV (^{Stevens et al., 1995}), que básicamente es una adaptación del instrumento SERVQUAL para medir calidad en el servicio en restaurantes. El DINESERV fue probado en el contexto mexicano, en donde se hallaron evidencias de ciertos problemas en la escala: se encontró una agrupación factorial de los reactivos distinta a las cinco dimensiones originales, así como indicadores no aceptables de confiabilidad (^{Trujillo, 2006}). Aunque es posible que estos problemas se deban a dificultades en la adaptación al idioma, también es posible que estos resultados obedezcan a que las expectativas de los clientes tienden a variar de acuerdo a distintos valores culturales (^{Raajpoot, 2004}; ^{Etemad-Sajadi y Rizzuto, 2013}). Por eso, este estudio plantea el instrumento EMCASER diseñado específicamente para medir la calidad en el servicio en restaurantes en México y para comensales mexicanos.

Proceso de desarrollo de la escala

En la noción original de ^{Parasuraman et al. (1985)} sobre medición de calidad en el servicio, se sostiene que por cada atributo de calidad en el servicio se deben contemplar dos reactivos: uno sobre la expectativa del cliente con respecto al atributo (qué espera) y otro sobre el desempeño de ese atributo (qué recibió). La diferencia entre estos dos valores, normalmente conocido como brecha o gap, es a lo que bajo este enfoque se le llama calidad en el servicio. Sin embargo, ^{Cronin y Taylor (1992} y 1994) propusieron que, en lugar de medir las brechas, se midiera solo el desempeño, y a esta adaptación se le llamó SERVPERF (de service performance). Esta medición ha demostrado ser una forma más válida de medir la calidad en el servicio (^{Brady, Cronin y Brand, 2002}; ^{Carrillat, Jaramillo y Mulki, 2007}; ^{Radomir et al., 2012}), por lo que la EMCASER fue diseñada bajo la propuesta de medir el desempeño de los atributos (Cronin y Taylor, 1992), no la brecha entre expectativas y desempeño (^{Parasuraman et al., 1988}).

Fase preliminar para la detección de atributos relevantes del servicio

En una primera fase del estudio, se realizaron entrevistas a profundidad a gerentes de restaurantes con servicio a mesa (8) y a comensales que acostumbran comer en un restaurante de servicio a mesa por lo menos cuatro veces al mes (24). Los comensales seleccionados no tenían que haber acudido a los restaurantes de los gerentes entrevistados, es decir, fueron procedimientos independientes. Tanto los gerentes como los comensales fueron seleccionados mediante conveniencia, recurriendo a redes de conocidos. La alta consistencia y similitud de la información obtenida entre las diferentes entrevistas realizadas hicieron considerar que no hacía falta llevar a cabo un mayor número de estas.

Las entrevistas se condujeron con base en tópicos encaminados a explorar cuáles son las características clave que toman en cuenta los comensales de un restaurante de servicio a mesa para hacer una evaluación general de este y considerarlo si es o no un servicio de "calidad". Posteriormente, se retomaron los atributos de calidad en el servicio en restaurantes identificados en la tabla 1, para corroborar la inclusión de estos atributos en la escala. Por último, se recurrió a preguntas que permitieran a los entrevistados manifestar de forma libre nuevos atributos no contemplados previamente en la literatura, lo que permitió encontrar atributos que fueran específicamente importantes para comensales mexicanos y, con ello, darle mayor originalidad a la escala aquí presentada.

En el análisis se extrajeron los atributos clave para cada persona entrevistada, para después compararlos entre las distintas entrevistas. Esto permitió eliminar atributos que fueron mencionados aisladamente y detectar otros que sí fueron mencionados consistentemente. Una vez identificados todos los atributos, fue muy notoria una primera separación de estos en dos tipos: atributos tangibles y atributos intangibles. Estos dos grupos se pueden ver respectivamente en la tabla 2 y en la tabla 3. Esta división en elementos tangibles e intangibles es consistente con lo encontrado en otros instrumentos de medición de calidad y desempeño del servicio (^{Jain y Gupta, 2004}).

Tabla 2 Atributos tangibles que conforman la calidad en el servicio detectados en el estudio exploratorio. 

Fuente: elaboración propia.

Tabla 3 Atributos intangibles que conforman la calidad en el servicio esperado detectados en el estudio exploratorio. 

Fuente: elaboración propia.

Dado el número de atributos detectados bajo cada grupo, se determinó hacer esta separación en las pruebas empíricas, de manera que se desarrollaron dos subescalas: una de atributos tangibles, que dio ciertas dimensiones, y otra de atributos intangibles, que proporcionó otras dimensiones. Estas subescalas se fueron desarrollando paralelamente, por lo que se puede decir que el EMCASER está compuesto por dos baterías de reactivos que se aplican simultáneamente.

Metodología y pruebas preliminares

Por cada atributo de calidad en el servicio incluido en las tablas 2 y 3 se formularon tres reactivos, con el fin de lograr mediciones confiables y de validez aceptables a través de las pruebas empíricas, esto es: se tiene confiabilidad si los tres reactivos muestran grados altos de asociación estadística; al correlacionarlos, indican que están midiendo lo mismo: si los tres reactivos fueron redactados de forma aislada, pero con el propósito de medir la misma variable (atributo), se tienen evidencias de que se está midiendo lo que se quiere medir (confiabilidad). El hecho de que los reactivos de un mismo atributo correlacionen en alto grado también es indicador de validez convergente. Para su validez, estos tres reactivos relacionados al mismo atributo deben mostrar una baja asociación estadística hacia otros reactivos redactados para medir otros atributos. De esta forma se puede decir que se está midiendo algo distinto que lo que se mide con otros reactivos (validez discriminante).

En cada prueba piloto se pidió a comensales de restaurante de servicio a mesa que respondieran a cada una de las subescalas (tangibles e intangibles). Para darle mayor validez a la medición, los cuestionarios se suministraron al final de la experiencia de consumo. Aquí debían evaluar precisamente al restaurante en el que acababan de comer. Para lograrlo, se recurrió a los gerentes de los restaurantes participantes, pidiendo su autorización para realizar el levantamiento de información; a cambio, se les ofreció contar con los resultados de las evaluaciones de calidad en el servicio que habían hecho los comensales de su restaurante.

Los criterios para incluir un restaurante en la prueba es que debían ser restaurantes de servicio a mesa propiamente (no comida rápida, ni fonda, entre otras) y legalmente establecidos. Se evitaron restaurantes de cadenas de marcas altamente conocidas para evitar, en la medida de lo posible, la afectación de la imagen y el reconocimiento de la marca en las evaluaciones de los comensales.

Por otro lado, los comensales que participaron en el estudio debían ser adultos económicamente independientes y que asistieran a comer a un restaurante de servicio a mesa por lo menos cuatro veces al mes. Ellos debían haber pagado el servicio de su propio dinero y estar comiendo ahí por elección propia o en conjunto con las otras personas. Si los comensales iban en grupos de dos o tres personas, solo podía participar uno de ellos; si iban en grupos de tres o más personas, solo podían participar dos. Esta precaución se tuvo para evitar influencia excesiva de variables desconocidas atribuibles a la pertenencia del comensal a grupos sociales muy particulares.

Para ir corrigiendo los reactivos de la escala, se recurrió a varias pruebas empíricas preliminares o pruebas piloto (tablas 4 y 5). En cada prueba empírica se testearon por separado ambas subescalas (tangibles e intangibles) y con los resultados de cada prueba empírica se realizaron análisis factoriales. Cada análisis factorial se llevó a cabo con rotación de tipo varimax, adecuado para este tipo de pruebas, ya que sus algoritmos buscan maximizar la dispersión de los reactivos en los diferentes factores subyacentes obtenidos. Si los tres reactivos que pretenden medir el mismo atributo son adecuados, se espera que estos se junten en un mismo factor. De forma ideal, se esperaría que el análisis factorial arrojara tantos factores subyacentes como atributos se tenían planteados originalmente. En muchos casos no se encontró una separación perfecta debido a que muchos de los atributos no son independientes entre sí, esto es: hay atributos que pueden tener una asociación estadística natural que no permita la separación, sino que ambos atributos se junten en una sola dimensión. Por ejemplo, aunque "higiene de los alimentos" es en origen un atributo distinto a "apariencia del platillo", si un comensal percibe que hay poca higiene en los alimentos, es esperable que no tenga una percepción favorable de la apariencia del platillo. De esta forma, el análisis factorial permite, adicionalmente, identificar las dimensiones en las que se agrupan los atributos -por lo tanto, las dimensiones del instrumento-. En total, se reportan los hallazgos de cuatro pruebas preliminares (piloto). Los resultados de cada piloto se pueden ver en la tabla 4 para la subescala de atributos intangibles y en la tabla 5 para la de atributos tangibles.

Tabla 4 Resultados de pruebas preliminares de la subescala de atributos intangibles. 

Fuente: elaboración propia.

Tabla 5 Resultados de pruebas preliminares de la subescala de atributos tangibles. 

Fuente: elaboración propia.

Conforme fueron avanzando las pruebas piloto, se fue incrementando en cada una el número de restaurantes participantes, esto es: en las primeras pruebas piloto los comensales provenían de un número reducido de restaurantes distintos, mientras que en las últimas se recurrió a una amplia variedad de restaurantes. Esto se hizo con el propósito de mantener al principio controlada la variabilidad proveniente del número de restaurantes. Inicialmente, se esperaba mucha variabilidad por la inmadurez de los reactivos. Ampliar el número de restaurantes en las últimas pruebas permitió verificar que se tenía estabilidad en las mediciones a pesar de esta diversidad. Los resultados de cada prueba empírica se utilizaron para determinar si el contenido de cada reactivo era adecuado, y así se fueron corrigiendo las redacciones de los reactivos para lograr que cada uno midiera lo que pretende medir (confiablidad). Como se puede ver en las tablas 4 y 5, con las correcciones realizadas a los instrumentos después de cada prueba, se logró obtener mejores resultados en cuanto a criterios de validez y fiabilidad estadística; así, en estas tablas, se explica cómo se fueron obteniendo mejores agrupaciones de los reactivos que debían medir la misma variable, mediante análisis factoriales con rotación varimax, como una forma de medir validez de convergencia. Así mismo, en las mismas tablas se muestran cómo, a través de las pruebas, fueron incrementándose los coeficientes del alfa de Cronbach como indicadores de fiabilidad estadística.

La prueba final

Para mostrar tanto la validez convergente como la validez discriminante y la fiabilidad alcanzada en los reactivos mediante las pruebas piloto, se llevó a cabo una prueba final. Esta constó de una muestra de 111 comensales de restaurantes (seleccionados bajo los mismos criterios ya descritos). A ellos se les pidió que respondieran el instrumento completo (las dos subescalas integradas en el mismo cuestionario). Los datos obtenidos se procesaron mediante dos análisis factoriales, uno por cada sub-escala. Estos mismos análisis factoriales se utilizaron para mostrar las dimensiones resultantes en ambas subescalas. Para verificar la fiabilidad de cada subescala, se utilizó la prueba alfa de Cronbach, considerado un coeficiente altamente confiable como prueba de consistencia interna entre reactivos (^{Gliem y Gliem, 2003}). El alfa de Cronbach debe dar un resultado superior a α = 0,70 para considerar que se tiene una fiabilidad aceptable; valores superiores a α = 0,80 indican una fiabilidad buena, y valores superiores a α = 0,90 indican una fiabilidad excelente (^{Darren y Mallery, 2003; Gliem y Gliem, 2003}).

Resultados de la prueba final subescala intangibles

En la tabla 6 se muestra la agrupación de reactivos en factores subyacentes para los atributos denominados aquí como intangibles. Se puede apreciar que se obtienen con nitidez ocho factores. Los tres reactivos por cada atributo tienden a converger en el mismo factor a excepción de los reactivos para los atributos iluminación, empatía y conocimiento. En el caso de estos tres atributos, solo dos de los reactivos respectivos convergen. Los reactivos para rapidez, estandarización, empatía (2), conocimiento (2) y cumplimiento convergen en el mismo factor. Todos estos atributos tienen relación con el personal. Por otra parte, los atributos sobre el lugar físico (temperatura del restaurante y aroma del restaurante) convergen en el mismo factor. Música ambiental y presentación del personal convergen en otro factor. Los reactivos sobre los atributos autoidentificación, prestigio, iluminación y atención a quejas convergen claramente en su propio factor, formando factores unidimensionales. Los reactivos sobre recepción se unen notoriamente en un factor; sin embargo, tienen una ligera carga de otros dos reactivos (uno de personal presentable y otro de empatía). En la tabla 6 también se puede apreciar un resultado factorial lo suficientemente nítido como para aceptar estos reactivos de aspectos intangibles de la calidad en el servicio.

Tabla 6 Reactivos de atributos intangibles. Matriz de componentes rotados. 

Nota. Reducción de 42 reactivos a 8 componentes principales que explican el 78% de la variabilidad original. Rotación varimax. Rotación converge en 8 iteraciones. n = 111.

Fuente: elaboración propia.

Con respecto a la confiabilidad de los reactivos en esta subescala, la mayoría de los que fueron diseñados para medir el mismo atributo se conjuntaron en un mismo factor. En los casos de los reactivos de los atributos empatía y conocimiento, solamente dos reactivos se juntan en un mismo factor; en cada caso uno de los reactivos queda contenido en un factor distinto.

Resultados de la prueba final subescala tangibles

En relación con los reactivos para los atributos tangibles, en la tabla 7 se puede ver que convergen en nueve factores. Se obtienen siete factores unidimensionales donde se conjuntan reactivos de un solo atributo: opciones de pago, estacionamiento, temperatura de la comida, variedad de platillos, consistencia en el servicio, tamaño del platillo y ubicación del restaurante. Se obtiene un factor que agrupa los atributos frescura de los alimentos, higiene de la comida, olor de la comida, apariencia del platillo (apetecible) y sabor de la comida. Se genera un factor que conjunta a los reactivos de los atributos lo confortable del mobiliario y el aspecto del lugar. En el factor tamaño del platillo solo se cargan dos de los reactivos desarrollados para medir este atributo. Aunque aparecen cargas factoriales aisladas de algunos de los reactivos en otros factores, estas tienden a ser bajas (mostrando algunos problemas ligeros de separabilidad); en términos generales, se aprecia un resultado factorial con suficiente nitidez como para argumentar la validez tanto convergente como discriminante de los reactivos.

Tabla 7 Reactivos de atributos tangibles. Matriz de componentes rotados. 

Nota. Reducción de 45 reactivos a 9 componentes que explican el 83% de la variabilidad original. Rotación varimax. Rotación converge en 11 iteraciones. n = 111.

Fuente: elaboración propia.

Para referirse a la confiabilidad alcanzada en los reactivos de la subescala de aspectos tangibles de la calidad en el servicio, en la tabla 7 también se puede apreciar que solo los reactivos para el atributo tamaño del platillo no se agruparon en un mismo factor. Uno de los reactivos quedó por fuera del factor respectivo. En todos los demás casos, los tres reactivos de cada atributo sí se conjuntan en un mismo factor (tienden a medir lo mismo). El que los reactivos de algunos de los atributos quedaran asociados al mismo factor implica la no independencia de estos atributos; en otras palabras, correlacionan a tal grado que con el análisis factorial, utilizando inclusive el método de rotación varimax, no se separaron. Si se observa el factor 1 en la tabla 7, se observa que se conjuntan atributos como frescura, olor e higiene de los alimentos, aunque en principio fueron distintos atributos detectados. Se puede entender por qué se juntan: si la comida no se percibe fresca y de buen olor, es natural pensar que el cliente lo asocie con falta de higiene. Esto permite darle una interpretación amplia a la dimensión resultante, así como entender cómo se interrelacionan diferentes aspectos en la percepción del cliente.

Análisis de confiabilidad

Para corroborar la fiabilidad de las subescalas, se recurrió a tres pruebas: una que mide la confiabilidad general mediante la consistencia en la variabilidad de los reactivos (alfa de Cronbach) y dos (Sperarman-Brown y Guttman) sirven para detectar inestabilidad de los reactivos. Los resultados que se pueden ver en la tabla 8 indican que se tienen indicadores muy buenos tanto de fiabilidad como de estabilidad en cuanto a lo que los reactivos miden (^{Darren y Mallery, 2003}; ^{Gliem y Gliem, 2003}). Las pruebas de consistencia interna de mitades divididas como Sperman-Brown, y Guttman son útiles cuando la escala contiene dimensiones múltiples (^{Hair, Bush y Ortinau, 2010}) como en este caso. En la mayoría de los casos, todos los coeficientes de constancia interna comienzan a considerarse satisfactorios a partir de valores de 0,60 hacia arriba (^{Hair et al., 2010}).

Tabla 8 Resultado de pruebas de fiabilidad y estabilidad en la prueba final. 

Nota. *Alfa de Cronbach para prueba de un solo grupo **Coeficiente de Spearman-Brown para prueba de mitades divididas ***Coeficiente de mitad dividida de Guttman. n = 111.

Fuente: elaboración propia.

Reactivos finales

Se desarrollaron tres reactivos por cada atributo (por confiabilidad y validez, como ya se explicó), pero para hacer más fácil la aplicación de la escala es recomendable usar un solo reactivo por cada atributo. Para seleccionar el mejor reactivo por atributo, se realizaron análisis factoriales, introduciendo en cada análisis los tres reactivos del mismo atributo. La tabla de cargas factoriales permitió identificar dos cosas: 1) si los reactivos se juntan en un mismo factor, lo que permite confirmar la validez convergente - que miden lo mismo-, y 2) cuál es el reactivo con la mayor carga dentro del factor. Las cargas factoriales son correlaciones entre los atributos y el factor resultante. En todos los casos los conjuntos de tres reactivos se agruparon en un mismo factor con cargas altas (0,80 o mayor). Se decidió así seleccionar el reactivo que generó en cada caso la carga más alta. Estos reactivos finales (afirmaciones para escalas de actitud) pueden verse en las tablas 9 y 10.

Tabla 9 Atributos intangibles. Batería de reactivos finales de EMCASER 

Fuente: elaboración propia.

Tabla 10 Atributos tangibles. Batería de reactivos finales de EMCASER. 

Fuente: elaboración propia.

En todas las pruebas preliminares, así como en la prueba final, los reactivos usados en los cuestionarios se asociaron a escalas de Likert de cinco categorías que se leen como sigue: totalmente de acuerdo, de acuerdo, indiferente, en desacuerdo y totalmente en desacuerdo. Adicionalmente cada una de estas categorías de respuesta se asoció a valores numéricos de 5 a 1 respectivamente, forma en la que se recomienda que sean aplicados los reactivos en estudios futuros con la EMCASER.

Dimensiones subyacentes

Para determinar las dimensiones subyacentes que componen el EMCASER, se realizó una aplicación del instrumento ya con los reactivos finales. La muestra fue de 162 comensales de restaurantes de servicio a mesa seleccionados bajo mecanismos similares a las pruebas piloto. La muestra de comensales se dividió equitativamente en cuatro restaurantes distintos que no pertenecían a alguna cadena. El cuestionario utilizado presentó por separado las baterías de reactivos de las subescalas (intangibles y tangibles). Finalmente, se realizaron análisis factoriales para determinar la agrupación de los atributos en cada subescala.

En la tabla 11 se muestra el resultado del análisis factorial para la subescala de atributos intangibles. Como se puede observar, se presenta una solución factorial con dos dimensiones: aseguramiento (cumplimiento) y ambiente. En la primera se agrupan principalmente aspectos básicos del servicio relacionados al personal. La segunda dimensión agrupa principalmente aspectos sobre el entorno como el olor, la música y la temperatura ambiente. Sin embargo, de forma menos clara quedan agrupados en esta segunda dimensión los atributos de conocimiento del personal y rapidez en el servicio (con cargas bajas), dos atributos que se hubieran esperado que se conjuntaran en la primera dimensión.

Tabla 11 Atributos intangibles. Análisis factorial. Matriz de componentes rotados. 

Nota. Matriz de componentes rotados con rotación varimax. Solución forzada a dos componentes. Tres componentes originales de forma no forzada. La rotación convergió en tres iteraciones. n = 162. Total de varianza explicada: 56%.

Fuente: elaboración propia.

En la tabla 12 se observa que los atributos tangibles se conjuntaron en tres dimensiones, que por su contenido se nombraron comida, instalaciones y conveniencia.

Tabla 12 Atributos tangibles. Análisis factorial. Matriz de componentes rotados. 

Nota. Matriz de componentes rotados con rotación varimax. La rotación convergió en cinco iteraciones. n = 162. Total de varianza explicada: 58%.

Fuente: elaboración propia.

De esta forma, los 29 atributos de la EMCASER se agrupan en cinco dimensiones. Como las dimensiones provienen de dos procedimientos de análisis factorial distintos, es de esperarse que no haya total ortogonalidad entre las dimensiones de los aspectos intangibles y las dimensiones de aspectos tangibles.

En la tabla 13 se muestran las correlaciones entre las cinco dimensiones. Evidentemente, al utilizarse rotación varimax, que es un método que asegura ortogonalidad, las dimensiones dentro de cada subescala correlacionan cero. Sin embargo, se dan correlaciones bajas a moderadas entre las dimensiones de las distintas subescalas.

Tabla 13 Correlaciones entre dimensiones (componentes). 

Nota. * Correlación significativa al nivel 0,05. ** Correlación significativa al nivel 0,01. n = 162

Fuente: elaboración propia.

La correlación más alta (r = 0,44) se da entre la dimensión de instalaciones y la de ambiente. Esta relación se entiende consistente, ya que ambas dimensiones hacen referencia al entorno del restaurante: una desde una perspectiva de intangibles y otra desde una perspectiva de tangibles.

Aunque la correlación entre estas dos dimensiones tiene significancia estadística, no es lo suficientemente alta como para presumir que son parte de una sola dimensión.

Relación de las dimensiones con opinión general, satisfacción e intención

En el mismo levantamiento de datos que en la sección anterior (n = 162), se incluyeron en el cuestionario reactivos para medir tres variables en las que la EMCASER puede tener alguna incidencia. Esto permite, por un lado, examinar un aspecto adicional de la validez de la escala y, por otro, introducirse al análisis de la relación entre la calidad en el servicio en restaurantes y la percepción general de los comensales hacia el mismo. Las tres variables fueron: opinión general hacia la calidad en el servicio del restaurante, satisfacción del cliente e intención de recomendar el restaurante. Cada una de estas variables fue medida a través de un único reactivo en forma de escala de actitud de cinco categorías que van de totalmente de acuerdo a totalmente en desacuerdo, en congruencia con el resto de los reactivos del cuestionario. Las afirmaciones de estos reactivos pueden verse en la tabla 14.

Tabla 14 Afirmaciones para variables de desempeño (variables dependientes). 

Fuente: elaboración propia.

Para mostrar la relación entre las dimensiones de calidad en el servicio de la escala con las variables de opinión, satisfacción e intención, se realizaron análisis de regresión. Para ello, se elaboraron tres modelos, uno por cada variable dependiente, cuyos resultados se pueden ver en la tabla 15.

Tabla 15 Modelos de regresión. Dimensiones contra variables de desempeño. 

Nota. *Significancia a 0,05 **Significancia a 0,01 n = 162.

Fuente: elaboración propia.

En términos generales, las dimensiones de la escala muestran una relación positiva con las variables dependientes. Asimismo, estas dimensiones tienden a generar un grado de explicación considerable sobre tales variables. No en todos los casos todas las dimensiones muestran una relación significativa con todas las dependientes. Pero cada una de las dimensiones muestra al menos una relación significativa con alguna de estas variables dependientes. Por ejemplo, la dimensión aseguramiento del servicio tiene los coeficientes más altos para explicar tanto la opinión general como la satisfacción y, al mismo tiempo, no logra un coeficiente significativo para explicar la intención de recomendar. Comida es la dimensión que se mantiene con coeficientes significativos de forma más clara como elemento explicador de las tres variables dependientes planteadas.

Dado que las variables dependientes utilizadas en los modelos de regresión lineal tienen un nivel de medición ordinal, se determinó realizar análisis de regresión logística ordinal para confirmar los resultados. Este tipo de análisis sería más adecuado, dado el nivel de medición de las tres variables dependientes (^{Long y Freese, 2006}).

Adicionalmente, pudiera haber dudas sobre la existencia de una relación lineal entre las variables de la calidad del servicio con variables relacionadas a la satisfacción y a la lealtad de los clientes, lo que también le daría pertinencia al uso de análisis de regresión ordinal (^{Long y Freese, 2006}). Así, se realizaron tres modelos de regresión ordinal siguiendo la misma idea que en los modelos de regresión lineal. De esta manera, se introdujeron los cinco factores de calidad en el servicio mostrados en las tablas 11 y 12 como variables independientes, y las variables mostradas en la tabla 14 como variables dependientes (opinión, satisfacción e intención).

En la tabla 16 se muestran los resultados de los análisis de regresión ordinal para cada una de las variables dependientes. En general, todos los modelos pasan las pruebas estadísticas para ser aceptados. Solo el modelo 6, referente a la intención de recomendar, no pasa una de las dos pruebas de bondad de ajuste de los datos al modelo. También, en general, los resultados de las regresiones ordinales tienden a confirmar los de los análisis de regresión lineal que se muestran en la tabla 15: todas las dimensiones de la calidad del servicio en restaurantes (variables independientes) tienden a tener un efecto positivo significativo en algunas de las variables dependientes del desempeño; conveniencia no muestra un efecto significativo hacia la opinión general; aseguramiento y ambiente no muestran un efecto significativo hacia la intención de recomendar. Con respecto al grado de explicación sobre las variables dependientes, los coeficientes ^_r2 de determinación (que en regresión ordinal se tienen de tres tipos) muestran un comportamiento variado, en algunos casos se obtienen coeficientes más elevados que los coeficientes de determinación de los análisis de regresión lineal y, en otros casos, coeficientes menos elevados.

Tabla 16 Modelos de regresión ordinal. Dimensiones contra variables de desempeño. 

Nota. Ajuste del modelo: Prueba χ² para determinar que existe efecto de las variables independientes (debe ser significativa). Bondad de ajuste Pearson: prueba para determinar si los datos se ajustan al modelo (debe ser no significativa). Bondad de ajuste Deviance: prueba para determinar si los datos se ajustan al modelo (debe ser no significativa). r2 C&S: coeficiente r2 de Cox y Snell para determinar grado de explicación sobre la dependiente (0 a 1; .5 ≈ 50%). r2 N: coeficiente r2 de Nagelkerke para determinar grado de explicación sobre la dependiente (0 a 1; .5 ≈ 50%). r2 Mc: coeficiente r2 de McFadden para determinar grado de explicación sobre la dependiente (0 a 1; .5 ≈ 50%). Parallel: prueba de líneas paralelas para determinar igualdad de explicación sobre los valores (debe ser no significativa).

*Significancia a 0,05. ** Significancia a 0,01. n = 162.

Fuente: elaboración propia.