Concepto

Como bien se ha señalado y a pesar de que se emplea de manera cotidiana, no es una tarea sencilla precisar el concepto de calidad (^{Parasuraman et al., 1985}; ^{Alén, 2006}; ^{Colmenares y Saavedra, 2007}). Para el American National Standars Institute (ANSI) y la American Society for Quality (ASQ), citados por ^{Evans y Lindsay (2005, p. 16)}, la calidad representa “la totalidad de los rasgos y características de un producto o servicio en que se sustenta su capacidad para satisfacer determinadas necesidades”. De acuerdo a lo anterior, independientemente de su complejidad conceptual, la calidad representa una serie de atributos que los consumidores o clientes de un producto o servicio van a evaluar como positivos o no, con base en la capacidad de satisfacer sus requerimientos y expectativas. Además de ello y tal como lo plantean ^{Yu y Hyun (2019)}, los bienes y los servicios son diferentes. ^{Zeithaml et al. (1993)} añaden que la evaluación de la calidad de los servicios suele ser más compleja que la correspondiente a los productos en virtud de tres rasgos particulares: 1. Son intangibles (representan experiencias, no objetos) 2. Son heterogéneos (la prestación varía de una organización a otra, de un consumidor a otro y de un día a otro). 3. Por lo general, su producción y consumo son inseparables (la calidad de los servicios se materializa durante su entrega, no es controlada en una planta manufacturera, como en el caso de los productos).¹ Estos rasgos hacen más compleja la definición de especificaciones para la elaboración y, por ende, para la estandarización de la calidad de los servicios.

Por otra parte, los clientes califican la calidad de un servicio considerando no únicamente el resultado final, sino que también valoran el proceso de recepción del servicio (^{Zeithaml et al., 1993}).² Asimismo, se debe subrayar que los únicos criterios válidos en la evaluación de la calidad de un servicio son los que establecen sus usuarios. En tal sentido y siguiendo a ^{Cabello y Chirinos (2012)}, el aspecto central en la definición y valoración de la calidad de los servicios, particularmente en el área de salud, lo representa la satisfacción de los usuarios externos. Así, la percepción de la calidad del servicio se determina a partir de la forma en que la organización oferente ejecuta la prestación, la cual se contrasta con las expectativas que el consumidor tenía antes de recibir el servicio (^{Grönroos, 1984}). De manera coincidente, los resultados de una investigación en diversos sectores de servicios permitieron a ^{Zeithaml et al. (1993, p. 21)} indicar que la calidad del servicio puede ser definida como “la amplitud de la discrepancia que exista entre las expectativas o deseos de los clientes y sus percepciones”.

El modelo Service Quality (SERVQUAL)

En este modelo la medición de la calidad se determina por la diferencia (gap) existente entre las percepciones (valoración) y las expectativas (lo que se espera) manifestadas por los usuarios de los servicios. ^{Parasuraman et al. (1985}, ¹⁹⁸⁸⁾ desarrollaron el modelo SERVQUAL después de plantearse las siguientes interrogantes: ¿de qué forma valora el cliente la calidad del servicio?, ¿ejecuta una evaluación global o primero califica las diferentes etapas del servicio?, en su caso, ¿cuáles son las etapas que emplea para evaluar el servicio? Para ellos, algunas de las variables clave que definen las expectativas de los consumidores son la comunicación boca-oído, las necesidades personales, las experiencias previas y las comunicaciones externas de la organización prestadora.³ Asimismo, identificaron diez dimensiones que representan los criterios de evaluación de la calidad de los servicios de parte de los clientes: elementos tangibles, fiabilidad, capacidad de respuesta, profesionalidad, cortesía, credibilidad, seguridad, accesibilidad, comunicación y comprensión del cliente, los cuales constituyen la base del SERVQUAL. Dado que observaron una fuerte correlación estadística entre varias dimensiones, integraron algunas en otras, depurando el modelo, como se observa en la Figura 1, en cinco criterios: 1. Elementos tangibles, 2. Fiabilidad, 3. Capacidad de respuesta, 4. Seguridad (integrado por profesionalidad, cortesía, credibilidad y seguridad) y 5. Empatía (conformado por accesibilidad, comunicación y comprensión del cliente).⁴

Fuente: Elaboración propia con base en ^{Parasuraman et al. (1988)}, ^{Zeithaml et al. (1993)}.

Figura 1 Criterios del modelo SERVQUAL. 

^{Colmenares y Saavedra (2007)} afirman que el SERVQUAL es una referencia obligada en el estudio de la calidad de los servicios. Siguiendo su metodología se han realizado diversas investigaciones en el mundo y en Iberoamérica en diversos ámbitos, entre los que aparecen los comedores universitarios (^{Cevallos, 2015}); el servicio postal (^{Roslan et al., 2015}); el transporte público (^{Valenzo et al., 2019}); y los centros de acondicionamiento físico (^{Peitzika et al., 2020}). Respecto a la salud pública figuran, entre otros, los trabajos de ^{Cabello y Chirinos (2012)}, ^{Pedraza et al. (2014)}, ^{Zapata (2014)}, ^{Pedraza et al. (2015)}, ^{Henao et al. (2018)}, y ^{Teshnizi et al. (2018)}.

El modelo Service Performance (SERVPERF)

El modelo SERVPERF fue creado por ^{Cronin y Taylor (1992}, ¹⁹⁹⁴⁾, quienes plantean que si bien las dimensiones de calidad propuestas por ^{Parasuraman et al. (1985}, ¹⁹⁸⁸⁾ son adecuadas, el paradigma y la metodología del SERVQUAL no son los mejores para evaluar la calidad de los servicios. Ellos proponen que ésta se puede medir a partir únicamente del análisis de las percepciones del cliente receptor del servicio respecto al desempeño de la organización prestadora, y ya no a partir de las diferencias entre expectativas y desempeño. De acuerdo con estos investigadores, el modelo SERVPERF es un método más funcional, ya que, con base en el mismo instrumento empleado en el SERVQUAL, reduce 50% el número de ítems que deben ser medidos porque no se requiere el estudio de las expectativas (^{Cronin y Taylor, 1992}).

Asimismo, autores como ^{Cabello y Chirinos (2012)} y ^{Le y Fitzgerald (2014)} han formulado críticas con relación a la metodología y a la complejidad en torno a la identificación de las expectativas del cliente y la interpretación de resultados del modelo SERVQUAL. En tal sentido, ^{Salomi et al. (2005)} e ^{Ibarra y Casas (2015)} reconocen la ventaja del SERVPERF en cuanto a su manejo, ya que al no tener los clientes que reflexionar respecto a sus expectativas, lo convierte en un instrumento más ágil respecto al tiempo requerido para la aplicación del cuestionario y en cuanto a la menor dificultad en la tarea de análisis e interpretación, al basarse únicamente en las percepciones.

Independientemente de la metodología de cada modelo y de los planteamientos de sus creadores, se debe precisar que tanto el SERVPERF como el SERVQUAL son instrumentos confiables y válidos para estimar la calidad de los servicios, lo cual ha quedado constatado en trabajos como los de ^{Jain y Gupta (2004)}, ^{Salomi et al. (2005)}, ^{García y Díaz (2008)}, y ^{Bayraktaroglu y Atrek (2010)}. Al igual que con el SERVQUAL, numerosas investigaciones se han ejecutado con base en el modelo SERVPERF en actividades como la hotelería (^{Ho et al., 2014}); la banca (^{Torres y Luna, 2017}); y la industria aeronáutica (^{Yu y Hyun, 2019}). De manera adicional, estudios como los de ^{Le y Fitzgerald (2014)}; ^{Basantes et al. (2016)}; ^{Ampah y Ali (2019)}; ^{Castellano et al. (2019)}; ^{Pedraja et al. (2019)}; y ^{Subiyakto et al. (2020)}, demuestran que el SERVPERF es adecuado para medir la calidad de los servicios sanitarios ofrecidos por instituciones públicas. Lo anterior, además de su funcionalidad, motivaron la utilización de este modelo en el presente estudio.

La calidad en los servicios gubernamentales

Como se señaló anteriormente, el cuestionamiento al que se vio sometida la administración pública a nivel internacional en cuento a la eficacia y eficiencia de sus operaciones, promovió la aparición de una nueva configuración en su accionar, denominada como nueva gerencia pública. A partir de la identificación de las necesidades y expectativas del ciudadano como el eje de la acción pública (^{Vargas y Rodríguez, 2011}), la gestión de calidad aplicada a los servicios que presta el gobierno constituyó uno de los ejes estratégicos de su nuevo paradigma administrativo. En tal sentido, ^{Torres, Vásquez y Luna (2011)} añaden que la necesidad de ofertar servicios que satisfagan normas nacionales e internacionales, junto a las exigencias de la ciudadanía, exigen la incorporación de mecanismos para su continua evaluación que posibilite mejorar su calidad.⁵

A pesar de que investigadores como ^{Vargas y Rodríguez (2011)} han encontrado resistencias organizacionales al cambio que supone la adopción de sistemas de calidad en el gobierno, otros científicos, como ^{Sáenz y Serrano (2012)}, indican que éstos hacen las veces de modelos de administración del cambio en las organizaciones. En este contexto, ^{Ruiz (2012)} añade que el enfoque de calidad posibilitó la trasformación cultural en el ámbito público: la transición de la administración a la gestión. De manera simultánea, se volvió necesaria por su capacidad para dotar de herramientas a organizaciones gubernamentales que requerían relegitimarse por medio de la prestación de servicios de mayor nivel. No obstante que se presentan asimetrías, el avance de la gestión de calidad en Latinoamérica es muy relevante, lo cual se constata con la revisión de las muchas experiencias exitosas en la materia (^{Torres et al., 2011}) y por el hecho de que se hace referencia a ella en diversos ordenamientos jurídicos de los gobiernos de la región (^{Ruiz, 2012}).

Un hito en este tema lo representa la publicación de la Carta Iberoamericana de Calidad en la Gestión Pública (^{Centro Latinoamericano de Administración para el Desarrollo, CLAD, 2008}) aprobada en el marco de la X Conferencia Iberoamericana de Ministros de Administración Pública y Reforma del Estado. De ella destacan los siguientes elementos inherentes a una gerencia pública de calidad: principios inspiradores, derechos y deberes de los ciudadanos, así como las acciones e instrumentos específicos para diseñar políticas y estrategias. Coincidiendo con ^{Vargas y Rodríguez (2011)} en que la gestión de calidad debe ser concebida como un mecanismo al servicio de la ciudadanía y no como un fin en sí mismo que permita acceder a certificaciones y reconocimientos, la carta plantea que la calidad en la gestión pública constituye una cultura transformadora que impulsa a la Administración Pública a su mejora permanente para satisfacer cabalmente las necesidades y expectativas de la ciudadanía con justicia, equidad, objetividad y eficiencia en el uso de los recursos públicos. ... La calidad en la gestión pública tiene sentido si su fin último es alcanzar una sociedad del bienestar, con justicia y equidad, garantizando el desarrollo de la persona y el respeto a su dignidad, la cohesión social y la garantía del cumplimiento efectivo e integral de los derechos humanos. En especial, asegurando a todas las personas, el acceso oportuno y universal al disfrute de información, prestaciones y servicios públicos de calidad (^{CLAD, 2008, pp. 6-7}).

Los vasos comunicantes entre el documento recién citado y el modelo SERVPERF son obvios si se considera que la evaluación permanente y mejora continua, centrada en el ciudadano, además de la realización de encuestas de opinión para detectar el nivel de satisfacción de la población respecto a los servicios, constituyen principios fundamentales para impulsar una gestión pública de calidad (^{CLAD, 2008}). Instrumentos como el SERVPERF pueden ser muy útiles en este propósito.

Características generales de la muestra

En total se aplicaron 794 encuestas, de las cuales 196 correspondieron a los usuarios del CS, 213 del HG, 326 del IMSS y 59 del ISSSTE. Aunque a priori se fijó realizar al menos 175 cuestionarios por unidad de salud, en el ISSSTE se efectuaron sólo 59 debido a la poca afluencia de derechohabientes; en las demás unidades se cumplió con lo estipulado. Cabe señalar que cuando una persona menor de edad o usuario impedido para solicitar servicios de salud por sí mismo, por incapacidad transitoria o permanente, recibió atención médica, se encuestó a su familiar o tutor.

Respecto a la ocupación de los derechohabientes de los servicios de salud, es de destacar que las amas de casa fueron las que más los solicitaron (40.9%); resultado altamente correlacionado con el hecho de que dos terceras partes de los encuestados fueran mujeres (Tablas 3a y 3d). Estas estadísticas eran de esperarse porque en la población mexicana tres cuartas partes de las personas que proporcionan cuidado al interior de los hogares, incluido los de salud, son mujeres (^{Instituto Nacional de las Mujeres, 2013}). En este contexto, las mujeres no solo acuden a recibir servicios para su salud, sino que también (en general) son las responsables de llevar a sus hijos menores de edad o acompañar a los adultos mayores a sus citas médicas.

Otro aspecto importante para señalar es que uno de cada cuatro usuarios del ISSSTE es pensionado, hecho consistente con la edad de éstos, pues en esta unidad de salud, más de la mitad de los encuestados expresaron tener 50 años o más (Tabla 3b).

En lo que concierne a la escolaridad de los derechohabientes, la mayoría de los que no tienen estudios se atendió en el CS o el HG, de hecho, 66% y 63% de sus encuestados, respectivamente, manifestaron no tener estudios o contar tan solo con los de nivel básico. En contraste, la población con estudios superiores se atendió principalmente en el IMSS o ISSSTE (Tabla 3c).

Confiabilidad del instrumento

El alfa de Cronbach calculado con los 15 ítems del instrumento arrojó un valor de 0.962, lo que indica que el cuestionario es de confiabilidad elevada para recopilar información sobre la calidad de los servicios de salud. Por otro lado, para fiabilidad el coeficiente fue de 0.91, lo cual muestra también una confiabilidad elevada. Para capacidad de respuesta, seguridad, empatía y elementos tangibles los coeficientes fueron 0.88, 0.89, 0.81 y 0.88, respectivamente. Estos resultados indican que en estas dimensiones el instrumento tiene una confiabilidad aceptable (^{Hernández et al., 2010}). La disminución del valor del alfa de Cronbach en cada dimensión, comparado con el global, se debe a una de las propiedades del coeficiente: si aumenta el número de ítems del instrumento, aumenta el valor del índice (^{Cortina, 1993}).

Análisis factorial confirmatorio

La matriz de correlaciones muestrales, además de las desviaciones estándar (DE), para estimar el modelo factorial de la Figura 3 se muestra en la Tabla 4. Cabe señalar que los factores latentes requieren de una métrica de medición, la cual se logra al fijar la carga factorial de una variable observable en cada factor. Las cargas fijadas con valor de 1.0 fueron λ3,1,λ3,2,λ4,3,λ2,4 y λ3,5 El modelo estimado con el software LISREL se muestra en la Figura 3.

Fuente: Elaboración propia.

Figura 3 Estimación no estandarizada del modelo SERVPERF de cinco factores para explicar la percepción de los servicios de salud en Ciudad Ixtepec, Oaxaca. 

Una forma de evaluar la bondad del ajuste del modelo es observar las discrepancias entre la matriz de varianzas y covarianzas observada y la reproducida por el modelo: si existe buen ajuste, entonces la matriz reproducida por el modelo será similar a la calculada con las variables observadas. Como se puede apreciar en la Tabla 5, ambas matrices son parecidas, aunque esta similitud es relativa, por lo que es necesario recurrir a un procedimiento estadístico formal.

Tomando como referencia el índice de bondad de ajuste RMSEA, los resultados muestran un valor de 0.079, lo que indica que el modelo tiene un ajuste razonable a los datos (^{Holgado et al., 2019}). Otro índice para evaluar el ajuste del modelo es el de ajuste comparativo (CFI). Un modelo con buen ajuste producirá un coeficiente CFI mayor o igual que 0.95. En este trabajo se obtuvo un CFI de 0.988, lo que indica que el modelo ajustado es mejor que uno que asume covarianzas poblacionales nulas entre todos los ítems.

Para probar la significancia de cada parámetro, es decir, que es distinto de cero, se recurrió a la prueba de Wald. Este procedimiento divide el coeficiente estimado en la solución estandarizada entre su error estándar. Con un nivel de significancia de 0.05 se rechaza la hipótesis nula de que el parámetro es igual a cero si la razón, en valor absoluto, es mayor que 1.96. Los resultados respectivos se muestran en la Figura 4a. Cabe señalar que todos los parámetros son estadísticamente significativos, lo que conlleva a concluir que cada parámetro del modelo es importante. De hecho, todas las cargas factoriales muestran valores altos, lo que indica la pertinencia relacional de cada ítem con su constructo teórico.

Fuente: Elaboración propia.

Figura 4 a) Pruebas de significancia de cada parámetro del modelo y b) Modelo estandarizado estimado. 

En el AFC la carga factorial representa la correlación entre el ítem y el factor latente. Además, para que un factor explique al menos 50% de la varianza del ítem, deberá tener una carga factorial mayor que 0.70, condición que cumplen todas las cargas factoriales (Figura 4b). Esta situación permite que en la solución estandarizada el cuadrado de la carga factorial no sólo sea la proporción de la varianza del ítem explicada por el modelo, sino por la variable latente respectiva. En este contexto, el factor Fiabilidad es el que en mayor grado explica la variabilidad de los ítems respectivos, con al menos 74% en cada uno (Tabla 6). También las variables latentes Capacidad de respuesta y Elementos tangibles explican un alto porcentaje de la variabilidad de sus respectivos indicadores. Si bien el ítem El lenguaje de la persona que le atendió fue claro presentó la menor carga factorial, su variable latente, Seguridad, explica 62.2% de su variabilidad.

Por otro lado, es preciso señalar que el tamaño de la muestran permitió corroborar la estabilidad del modelo factorial mostrado en la Figura 3; hecho que, siguiendo la recomendación de ^{Johnson y Wichern (2007)}, se verificó mediante la división aleatoria de la muestra original en dos submuestras y la estimación del modelo factorial confirmatorio estipulado en la Figura 3 en cada una. Los resultados siempre mostraron estabilidad.

Estado de los indicadores

Anteriormente se presentaron los resultados que muestran la confiabilidad y validez del instrumento propuesto para capturar la percepción de los servicios de salud, específicamente la pertinencia de los indicadores en cada una de las cinco dimensiones. Sin embargo, dado lo maleable de los indicadores, en seguida se presenta un análisis considerando a cada ítem del modelo. Analizando las estimaciones promedio de los ítems es posible destacar cuatro puntos. Primero, la mayoría de los promedios se ubican entre ocho y nueve, lo cual significa que los servicios de salud son valorados con el calificativo “bien”. Cabe apuntar que esta conveniente apreciación de los niveles de calidad por parte de los usuarios se asemeja con la reportada en trabajos similares, como los de ^{Hamui et al. (2013)}, ^{Zapata (2014)}, ^{Pedraza et al. (2015)}, ^{Basantes (2016)}, ^{Pedraja et al. (2019)}, y ^{Ampah y Ali (2019)}.

Segundo, los indicadores que muestran las mayores valoraciones corresponden a Elementos tangibles, específicamente las relacionadas con la presentación del personal de salud, además de lo agradable y limpio de las instalaciones, lo que coincide con los hallazgos de ^{Pedraja et al. (2019)} y ^{Monroy y Urcádiz (2019)}. Tercero, los indicadores correspondientes a la Capacidad de respuesta presentan las valoraciones más bajas, lo que representa una oportunidad clave para mejorar la calidad de los servicios, específicamente en el establecimiento de medidas que permitan respetar los horarios de atención preestablecidos y, principalmente, la disminución del tiempo de espera para recibir el servicio. En este aspecto hay convergencia con ^{Le y Fitzgerald (2014)}, ^{Pedraza et al. (2015)} y ^{Basantes et al. (2016)}. Finalmente, la valoración general de la atención recibida y el cumplimiento de expectativas no sólo presentó estadísticamente la misma valoración promedio, sino que también guardó una alta correlación positiva (r = 0.88), es decir, si el cumplimiento de expectativas aumenta, también lo hará la valoración general (Figura 5).

Fuente. Elaboración propia.

Figura 5 Intervalos con 95% de confiabilidad para la estimación promedio de los indicadores de la calidad de los servicios de salud. 

Estado de los indicadores por institución de salud

En la Figura 6 se presentaron las estimaciones promedio de cada uno de los ítems, sin embargo, es necesario cuestionarse cómo se comportan según la institución de salud. En esta línea, y con base en la prueba de Krustal-Wallis para comparar k muestras independientes, en cada uno de los ítems se rechaza la hipótesis nula de igualdad de distribuciones por institución de salud (p-valor de 0.000 en cada ítem). El desglose de los promedios de las valoraciones de cada indicador por institución de salud muestra que la mejor percepción se presentó en el IMSS en el factor Elementos tangibles, a la vez que los registros más bajos en las cinco dimensiones se presentaron en el ISSSTE; además de que en el HG la Capacidad de respuesta obtuvo puntuaciones promedio tan bajas como en el ISSSTE (Tabla 7a).

Independientemente de las áreas de oportunidad detectadas, aunque en un primer momento podría considerarse que al interior del ISSSTE subyacen malas prácticas de gestión en comparación con las otras organizaciones, esto no necesariamente es cierto si se considera que el promedio de las calificaciones que obtuvo en valoración general, 7.8, la ubican muy cerca del parámetro de “bien”. De manera respectiva, el CS, el HG y el IMSS recibieron notas promedio de 8.6, 8.2 y 8.8 en ese mismo ítem, claramente favorables, pero no muy distantes de la del ISSSTE. Al parecer este resultado obedece a que la mayoría relativa de los usuarios de esta institución (al contrario de las demás) manifestó tener estudios superiores, los cuales son más exigentes al externar sus valoraciones, además de que marcadamente recibe a un porcentaje menor de amas de casa, las cuales, junto al personal en paro, otorgan las valoraciones más altas.

Las calificaciones aprobatorias observadas en el estudio podrían explicarse de alguna forma con el planteamiento de ^{Padma et al. (2010)}, en el sentido de que los pacientes de hospitales consideran el aspecto interpersonal de la atención como el más importante. En Ciudad Ixtepec, justamente, las relaciones entre el personal de salud y los clientes suelen ser muy cálidas y cercanas.

Estado de los indicadores según sexo, ocupación, edad y escolaridad

El procedimiento de Mann-Whitney empleado para contrastar la hipótesis nula de igualdad de distribuciones de los indicadores entre hombres y mujeres, mostró que estadísticamente ambas son las mismas en cada ítem (p-valores superiores a 0.10), es decir, no hay diferencias significativas entre las percepciones de los hombres y las de las mujeres en cada uno de los criterios. En contraste, la ocupación es una variable significativa para explicar la variabilidad de cada uno de los ítems. En este contexto, las percepciones promedio más bajas las proporcionaron los empleados y estudiantes en la dimensión Fiabilidad. También, en el factor Capacidad de respuesta fueron los estudiantes los más rigurosos al emitir calificaciones. En oposición, los usuarios que expresaron no laborar emitieron las mejores calificaciones en cada dimensión (Tabla 7b). Estos resultados son similares a los de ^{Ferraces et al. (2000)} quienes, al analizar la calidad del servicio de autobús, descubren que los pensionistas manifiestan un mayor grado de satisfacción que los estudiantes y profesionistas.

De acuerdo con el procedimiento de Kustal-Wallis, la edad y el nivel de escolaridad son variables útiles para explicar la variabilidad de las puntuaciones en cada ítem (p-valores de 0.000 en cada ítem y en ambas variables). Así, tomando como referencia la edad de los derechohabientes es posible distinguir tres características en cada dimensión de calidad: a) los de entre 20 años y 30 años registraron los promedios más bajos; b) las valoraciones más altas las proporcionaron los usuarios de 60 años y más; y c) los de 30 años y más, pero menores a 60 años, presentan las mismas valoraciones promedio (Tabla 7c). Lo anterior es consistente con el estudio de la ^{Universidad de Almería (2015)}, donde se apunta que las personas de mayor edad conceden calificaciones más altas que los jóvenes. Un comportamiento similar se presentó con el nivel de escolaridad, en donde en cada dimensión se observó que: a) los usuarios con estudios de nivel básico y medio superior registraron las mismas valoraciones promedio, estadísticamente iguales a los promedios generales en cada ítem; b) los derechohabientes sin estudios emitieron, en promedio, las calificaciones más altas; y c) las distribuciones con menor parámetro de ubicación, la media, referencian a los usuarios con estudios universitarios (Tabla 7d).

Se debe destacar que los resultados alcanzados son consistentes con los registrados en otra investigación sobre evaluación de la calidad de los servicios en la región con base en el modelo SERVPERF (^{Torres y Luna, 2017}). En ambos estudios la dimensión de calidad mejor valorada fueron los Elementos tangibles y la que obtuvo la menor calificación fue la de Capacidad de respuesta, además de que existieron ciertas diferencias en puntaje por institución. Asimismo, en los dos trabajos no se presentaron diferencias de percepción de calidad por género y sí en función de la ocupación, la escolaridad y la edad, ya que los estudiantes y profesionistas, las personas con estudios superiores y las personas más jóvenes tienden a otorgar valoraciones más bajas. Mientras que las amas de casa y desempleados, los ciudadanos con estudios básicos o sin estudios, y las personas mayores a 60 años evalúan con notas más altas los servicios. Aunque sí hay diferencias en la valoración global de las dimensiones de calidad: 8.3 en promedio en este trabajo y 9.1 en el citado, en ambos es evidentemente positiva.