Abstract
Housing habitability in northwestern Mexico is shaped by the hot climate and by recent housing production, and it requires instruments with validity evidence in the regional context. This instrumental study examined the preliminary psychometric properties of the Mexican Residential Habitability Scale (EMHR-25), with twenty-five items and five dimensions: Dwelling comfort, Space and functionality, Dwelling safety, Dwelling services and Immediate surroundings. With a cross-sectional design, 26 cases from the Mazatlán pilot survey of project FZ-HAB-0024 on the Factoriza UAS platform were analysed, out of a target of 100, while data collection remained open. Descriptive statistics, Cronbach’s alpha, McDonald’s omega total, an exploratory factor analysis and Spearman correlations between dimensions were estimated. Internal consistency was acceptable for Safety (α = .776; ω = .794) and for Space and functionality (α = .719; ω = .763), and low for Comfort (α = .514), Services (α = .545) and Immediate surroundings (α = .416). Sampling adequacy was very low (KMO = .095), and the four suggested factors only partially reproduced the intended dimensions. Most correlations between dimensions were low. Residents rated basic services, proximity to shops and tenure security favourably, and summer heat and street safety at night less favourably. The findings do not yet provide structural validity evidence and point to revisions of the instrument.
Keywords
housing habitability, scale development, internal consistency, exploratory factor analysis
RESULTADOS
Composición de la muestra
La Tabla 2 resume el flujo de casos. De las 46 personas que abrieron el cuestionario, 26 lo completaron y fueron analizadas, sin exclusiones por control de calidad. Los 26 casos analizados respondieron los veinticinco reactivos y forman la base de todos los análisis.
Tabla 2. Composición de la muestra.
Indicador | Valor |
|---|---|
Personas que abrieron el cuestionario | 46 |
Cuestionarios completados | 26 |
Casos excluidos por control de calidad | 0 |
Casos analizados | 26 |
Reactivos | 25 |
Nota. Levantamiento «Piloto Mazatlán · Escala de habitabilidad residencial» (LEV-0029); población: personas de 18 años o más que habitan una vivienda en el noroeste de México, con piloto en Mazatlán; territorio: Mazatlán, Sinaloa, en colonias seleccionadas por el responsable del proyecto. Conjunto DST-0028, huella 4ab2c9b5288c893d. Fuente: Factoriza UAS. Corte preliminar: n = 26 de una meta de 100, con el levantamiento abierto.
Estadísticos descriptivos
La Tabla 3 y la Figura 1 presentan los estadísticos descriptivos. Las medias más altas correspondieron a la conexión a internet (R20: M = 4.62, DE = 0.50) y a la cercanía de una tienda de abarrotes (R22: M = 4.62, DE = 0.57), seguidas de la seguridad de poder seguir viviendo en la vivienda (R15: M = 4.31, DE = 0.68) y de la suficiencia del espacio para quienes la habitan (R6: M = 4.19, DE = 0.85). Tres reactivos compartieron una media de 4.15: la entrada de luz natural (R3: DE = 0.61), el lugar para dormir de cada persona (R7: DE = 1.26) y la sensación de seguridad dentro de la vivienda (R12: DE = 0.73). En R7, la mitad de las respuestas se ubicó en el valor máximo, con una asimetría negativa marcada (-1.89) y una curtosis de 2.82.
Las valoraciones más bajas se concentraron en el calor y en los aspectos expresados en sentido inverso. La experiencia de calor en verano, en su versión recodificada, obtuvo la media más baja del instrumento (R5: M = 2.04, DE = 1.15), con un 38 % de respuestas en el valor mínimo, lo que equivale a estar totalmente de acuerdo en pasar calor dentro de la vivienda en verano. Le siguieron la inseguridad al caminar de noche por la calle (R24: M = 2.58, DE = 1.39), los cortes frecuentes de agua (R19: M = 2.77, DE = 1.34) y la falta de espacio para guardar las cosas (R9: M = 2.81, DE = 1.44), todos recodificados, y el ruido de la calle (R2: M = 3.00, DE = 1.23). Los reactivos inversos R9, R24, R14 y R19, junto con la pavimentación de la calle (R21: DE = 1.44), tuvieron las desviaciones estándar más altas del instrumento, lo que indica respuestas muy dispersas. En conjunto, el corte describe viviendas con servicios básicos e internet, cercanas al comercio y con tenencia percibida como segura, pero calurosas en verano, con cortes de agua y situadas en calles que resultan inseguras de noche para una parte de los residentes.
Tabla 3. Estadísticos descriptivos de los reactivos.
Reactivo | M | DE | Asimetría | Curtosis | Piso | Techo |
|---|---|---|---|---|---|---|
R1 | 3.19 | 0.85 | 0.45 | -0.07 | 19% | 8% |
R2 | 3.00 | 1.23 | -0.14 | -0.71 | 15% | 12% |
R3 | 4.15 | 0.61 | -0.08 | -0.18 | 12% | 27% |
R4 | 3.46 | 1.07 | -0.85 | 0.55 | 8% | 12% |
R5 | 2.04 | 1.15 | 1.12 | 0.54 | 38% | 4% |
R6 | 4.19 | 0.85 | -1.24 | 1.73 | 8% | 38% |
R7 | 4.15 | 1.26 | -1.89 | 2.82 | 12% | 50% |
R8 | 3.69 | 1.16 | -0.34 | -1.32 | 23% | 31% |
R9 | 2.81 | 1.44 | 0.02 | -1.49 | 27% | 12% |
R10 | 3.46 | 1.07 | -0.43 | 0.63 | 8% | 19% |
R11 | 3.69 | 0.97 | -0.74 | 1.04 | 4% | 19% |
R12 | 4.15 | 0.73 | -0.25 | -1.00 | 19% | 35% |
R13 | 3.88 | 1.18 | -0.56 | -1.21 | 19% | 42% |
R14 | 3.23 | 1.34 | -0.24 | -1.16 | 12% | 19% |
R15 | 4.31 | 0.68 | -0.47 | -0.67 | 12% | 42% |
R16 | 3.77 | 1.07 | -0.77 | 0.35 | 4% | 27% |
R17 | 4.08 | 1.06 | -1.27 | 1.59 | 4% | 42% |
R18 | 3.65 | 1.13 | -1.05 | 0.72 | 8% | 19% |
R19 | 2.77 | 1.34 | 0.13 | -1.44 | 19% | 8% |
R20 | 4.62 | 0.50 | -0.50 | -1.90 | 38% | 62% |
R21 | 3.92 | 1.44 | -1.16 | -0.11 | 12% | 50% |
R22 | 4.62 | 0.57 | -1.19 | 0.59 | 4% | 65% |
R23 | 3.46 | 1.27 | -0.60 | -0.41 | 12% | 23% |
R24 | 2.58 | 1.39 | 0.36 | -1.08 | 31% | 12% |
R25 | 3.81 | 1.23 | -0.99 | 0.24 | 8% | 35% |
Nota. N = 26. Piso y techo indican el porcentaje de respuestas en el valor mínimo y máximo. Se omite la columna de correlación ítem-total de la tabla descriptiva de Factoriza, cuyos valores no coinciden con los de la Tabla 4 porque no se calculan sobre el total de cada dimensión; la correlación ítem-total por dimensión se presenta en esa tabla. Ejecución RUN-00150 de Factoriza UAS. Corte preliminar: n = 26 de una meta de 100, con el levantamiento abierto.
Nota. N = 26. Escala de 1 a 5; los reactivos inversos R5, R9, R14, R19 y R24 se muestran recodificados. Ejecución RUN-00150 de Factoriza UAS. Corte preliminar: n = 26 de una meta de 100, con el levantamiento abierto.
Consistencia interna
La Tabla 4 reúne el análisis de reactivos por dimensión calculado por Factoriza, y la Tabla 5 presenta los coeficientes del programa complementario, cuyos valores de alfa coinciden con los de Factoriza. Seguridad de la vivienda fue la dimensión más consistente (α = .776; ω = .794), con correlaciones ítem-total corregidas entre .508 (R15) y .635 (R14), y la eliminación de cualquiera de sus reactivos reduciría el alfa; su correlación más alta fue la de R12 con R13 (ρ = .611, IC 95 % [.294, .808], p < .001). Le siguió Espacio y funcionalidad (α = .719; ω = .763), con R6 (.671) y R10 (.673) como los reactivos más coherentes; la eliminación de R9 (.361) o de R7 (.361) elevaría ligeramente el alfa, a .736 y .721, respectivamente. La correlación más alta de esta dimensión fue la de R8 con R10 (ρ = .606, IC 95 % [.286, .805], p = .001).
Confort de la vivienda obtuvo una consistencia baja (α = .514; ω = .654). R2, el ruido de la calle, apenas se relacionó con el resto de la dimensión (.050), y su eliminación elevaría el alfa a .634; R5, el calor en verano, también tuvo una correlación ítem-total baja (.184). La dimensión se sostuvo en tres reactivos: la circulación del aire se correlacionó con la temperatura agradable (R1 y R4: ρ = .593, IC 95 % [.266, .797], p = .001) y con la entrada de luz natural (R3 y R4: ρ = .597, IC 95 % [.273, .799], p = .001), mientras que ninguna correlación de R2 tuvo un intervalo que excluyera el cero.
Servicios de la vivienda obtuvo α = .545, y el omega no se informa porque R20, la conexión a internet, se correlacionó en negativo con el resto de la dimensión (-.085); su eliminación elevaría el alfa a .616. R16, la continuidad del agua, fue el reactivo más coherente (.672) y se correlacionó con el drenaje (R16 y R18: ρ = .572, IC 95 % [.238, .785], p = .002) y con la ausencia de cortes de agua (R16 y R19: ρ = .465, IC 95 % [.094, .722], p = .017). Entorno inmediato fue la dimensión menos consistente (α = .416), con omega no interpretable porque R22, la tienda cercana, y R24, la inseguridad nocturna, tuvieron sentido contrario al resto en el modelo de un factor; la eliminación de R24 elevaría el alfa a .558. Las correlaciones más claras de esta dimensión fueron las del transporte público con la pavimentación (R21 y R25: ρ = .516, IC 95 % [.161, .753], p = .007) y con la tienda cercana (R22 y R25: ρ = .435, IC 95 % [.058, .704], p = .026).
Tabla 4. Análisis de reactivos por dimensión.
Dimensión | Reactivo | r ítem-total corregida | α si se elimina el elemento |
|---|---|---|---|
Confort | R1 | .370 | .414 |
Confort | R2 | .050 | .634 |
Confort | R3 | .513 | .387 |
Confort | R4 | .528 | .277 |
Confort | R5 | .184 | .531 |
Espacio | R6 | .671 | .625 |
Espacio | R7 | .361 | .721 |
Espacio | R8 | .463 | .677 |
Espacio | R9 | .361 | .736 |
Espacio | R10 | .673 | .598 |
Seguridad | R11 | .565 | .730 |
Seguridad | R12 | .572 | .739 |
Seguridad | R13 | .584 | .725 |
Seguridad | R14 | .635 | .714 |
Seguridad | R15 | .508 | .757 |
Servicios | R16 | .672 | .239 |
Servicios | R17 | .228 | .536 |
Servicios | R18 | .463 | .384 |
Servicios | R19 | .244 | .549 |
Servicios | R20 | -.085 | .616 |
Entorno | R21 | .399 | .183 |
Entorno | R22 | .015 | .453 |
Entorno | R23 | .393 | .211 |
Entorno | R24 | -.029 | .558 |
Entorno | R25 | .318 | .280 |
Nota. N = 26. Confort = Confort de la vivienda; Espacio = Espacio y funcionalidad; Seguridad = Seguridad de la vivienda; Servicios = Servicios de la vivienda; Entorno = Entorno inmediato. La correlación ítem-total corregida excluye al propio reactivo del total de su dimensión. α de Cronbach de la dimensión completa, con 5 reactivos cada una: Confort = .514 (ejecución RUN-00151); Espacio = .719 (RUN-00153); Seguridad = .776 (RUN-00155); Servicios = .545 (RUN-00157); Entorno = .416 (RUN-00159). Fuente: Factoriza UAS, Tablas 4, 6, 8, 10 y 12 del paquete, reunidas sin modificar valores. Corte preliminar: n = 26 de una meta de 100, con el levantamiento abierto.
Tabla 5. Consistencia interna por dimensión.
Dimensión | Reactivos | n | α | ω | Observación |
|---|---|---|---|---|---|
Confort de la vivienda | 5 | 26 | .514 | .654 | [empty cell] |
Espacio y funcionalidad | 5 | 26 | .719 | .763 | [empty cell] |
Seguridad de la vivienda | 5 | 26 | .776 | .794 | [empty cell] |
Servicios de la vivienda | 5 | 26 | .545 | n/d | Reactivos en sentido contrario: R20; ω no interpretable |
Entorno inmediato | 5 | 26 | .416 | n/d | Reactivos en sentido contrario: R22, R24; ω no interpretable |
Nota. α = alfa de Cronbach; ω = omega total de McDonald a partir de un modelo de un factor por residuo mínimo, sin invertir reactivos. Casos completos por dimensión. Fuente: elaboración propia con analisis_psicometrico.py 1.0 (Python 3.13.16), conjunto DST-0028_FZ_HAB_0024. Corte preliminar: n = 26 de una meta de 100, con el levantamiento abierto.
Estructura interna
La adecuación de los datos para el análisis factorial fue muy baja. La medida global de Kaiser-Meyer-Olkin fue de .095, muy por debajo de la referencia orientativa de 0.60 que emplea el programa (Kaiser, 1974), y los veinticinco reactivos presentaron una adecuación individual baja. La prueba de esfericidad de Bartlett fue significativa, χ²(300) = 555.75, p < .001, pero con tantos reactivos como casos esa prueba informa poco sobre la calidad de la matriz. El análisis paralelo sugirió cuatro factores (Figura 2), aunque el tercero y el cuarto valores propios apenas superaron a los de las matrices simuladas. Los cuatro factores explicaron en conjunto el 47.73 % de la varianza, con una contribución de entre 14.25 % y 10.53 % cada uno (Tabla 6), y sus correlaciones fueron bajas, con un máximo de .292 entre el primero y el segundo.
La matriz de patrón (Tabla 7) no reprodujo las cinco dimensiones previstas, aunque mostró agrupamientos parciales. El tercer factor reunió la circulación del aire (R4: .845), la temperatura agradable (R1: .573) y la luz natural (R3: .521), es decir, el núcleo de Confort de la vivienda, junto con la distribución de la vivienda (R10: .609). El cuarto factor reunió la continuidad del agua (R16: .830), los cortes de agua (R19: .605) y el drenaje (R18: .501), con la pavimentación (R21: .539) y el alumbrado de la calle (R23: .516). El segundo factor agrupó el estado de los techos (R11: .839), la ausencia de grietas (R14: .598) y el cierre de las puertas (R13: .453), es decir, la seguridad física de la vivienda, junto con la estabilidad de la electricidad (R17: .607). El primer factor tuvo su carga más alta en la suficiencia del espacio (R6: .889) y reunió reactivos de varias dimensiones, entre ellos la inseguridad nocturna (R24: .559) y la sensación de seguridad dentro de la vivienda (R12: .511).
El programa señaló cargas cruzadas en once reactivos y signo contrario en R5, R22 y R25. Con una adecuación muestral tan baja y un caso por reactivo, esta solución no constituye evidencia sobre la dimensionalidad de la EMHR-25; se presenta para documentar qué reactivos tendieron a agruparse y cuáles requieren revisión, y sus resultados completos constan en el anexo de reproducibilidad.
Tabla 6. Varianza explicada por los factores.
Factor | Suma de cargas al cuadrado | % de varianza | % acumulado |
|---|---|---|---|
1 | 3.56 | 14.25 | 14.25 |
2 | 3.02 | 12.08 | 26.32 |
3 | 2.72 | 10.87 | 37.20 |
4 | 2.63 | 10.53 | 47.73 |
Nota. KMO = .095; prueba de esfericidad de Bartlett: χ²(300) = 555.75, p < .001. Número de factores por análisis paralelo: 4. Fuente: elaboración propia con analisis_psicometrico.py 1.0 (Python 3.13.16), conjunto DST-0028_FZ_HAB_0024. Correlaciones entre factores de la rotación oblimin: 1 y 2 = .292; 1 y 3 = .134; 1 y 4 = -.017; 2 y 3 = .134; 2 y 4 = .066; 3 y 4 = -.052. Corte preliminar: n = 26 de una meta de 100, con el levantamiento abierto.
Nota. Valores propios de la matriz reducida de los datos frente a la media de 100 matrices simuladas del mismo tamaño (semilla 2026). Fuente: elaboración propia con analisis_psicometrico.py 1.0 (Python 3.13.16), conjunto DST-0028_FZ_HAB_0024. Corte preliminar: n = 26 de una meta de 100, con el levantamiento abierto.
Tabla 7. Cargas factoriales del análisis factorial exploratorio.
Factor | Factor | Factor | Factor | |||
|---|---|---|---|---|---|---|
Reactivo | 1 | 2 | 3 | 4 | h² | MSA |
R1 | -.046 | .385 | .573 | -.034 | .521 | .090 |
R2 | .362 | -.350 | .255 | -.084 | .260 | .042 |
R3 | -.105 | .036 | .521 | -.413 | .461 | .173 |
R4 | -.133 | -.063 | .845 | -.006 | .696 | .126 |
R5 | -.404 | .311 | .216 | -.213 | .266 | .039 |
R6 | .889 | .044 | -.048 | -.055 | .809 | .128 |
R7 | .486 | -.190 | .136 | -.165 | .284 | .061 |
R8 | .319 | .345 | .321 | .124 | .461 | .102 |
R9 | .380 | -.099 | .443 | -.093 | .378 | .073 |
R10 | .518 | .185 | .609 | .049 | .843 | .150 |
R11 | -.116 | .839 | .089 | .074 | .699 | .162 |
R12 | .511 | .358 | -.038 | .061 | .495 | .147 |
R13 | .271 | .453 | .142 | .182 | .439 | .161 |
R14 | .271 | .598 | -.195 | -.262 | .563 | .251 |
R15 | .430 | .428 | -.070 | -.296 | .537 | .100 |
R16 | -.142 | .106 | -.094 | .830 | .745 | .082 |
R17 | .187 | .607 | .101 | .327 | .629 | .115 |
R18 | -.182 | .294 | .032 | .501 | .362 | .055 |
R19 | -.046 | -.233 | .012 | .605 | .409 | .056 |
R20 | .465 | .253 | -.181 | -.151 | .364 | .084 |
R21 | .253 | .073 | -.044 | .539 | .372 | .106 |
R22 | -.106 | .290 | -.395 | -.227 | .247 | .041 |
R23 | .451 | -.006 | .074 | .516 | .469 | .085 |
R24 | .559 | -.116 | -.006 | .045 | .287 | .056 |
R25 | .081 | -.006 | -.486 | .299 | .336 | .093 |
Nota. Matriz de patrón. Extracción por residuo mínimo y rotación oblimin (γ = 0) sobre la matriz de correlaciones de Pearson; 26 casos completos. h² = comunalidad; MSA = medida de adecuación muestral por reactivo. Se muestran todas las cargas. Fuente: elaboración propia con analisis_psicometrico.py 1.0 (Python 3.13.16), conjunto DST-0028_FZ_HAB_0024. Por legibilidad se omite la columna de dimensión: R1 a R5 corresponden a Confort de la vivienda, R6 a R10 a Espacio y funcionalidad, R11 a R15 a Seguridad de la vivienda, R16 a R20 a Servicios de la vivienda y R21 a R25 a Entorno inmediato. La columna de observaciones del programa se resume aquí: carga cruzada en R1, R2, R3, R5, R8, R9, R10, R12, R15, R17 y R23; signo contrario en R5, R22 y R25; MSA bajo en los veinticinco reactivos. Con KMO = .095 y 1.0 casos por reactivo, la solución documenta el comportamiento de los reactivos y no constituye evidencia sobre la dimensionalidad del instrumento. Corte preliminar: n = 26 de una meta de 100, con el levantamiento abierto.
Relación entre las dimensiones
La Tabla 8 presenta las correlaciones de Spearman entre las puntuaciones medias de las cinco dimensiones, con 26 casos. Solo dos de las diez correlaciones tuvieron un intervalo que excluyó el cero: la de Servicios de la vivienda con Entorno inmediato, ρ = .556, IC 95 % [.185, .788], p = .003, y la de Confort de la vivienda con Espacio y funcionalidad, ρ = .424, IC 95 % [.026, .706], p = .031, esta última con un límite inferior cercano a cero. La correlación de Espacio y funcionalidad con Seguridad de la vivienda fue positiva y moderada (ρ = .371, IC 95 % [-.033, .671], p = .062), pero su intervalo incluyó el cero. Las demás correlaciones fueron bajas, y las de Confort de la vivienda con Servicios (ρ = -.236) y con Entorno inmediato (ρ = -.253) fueron negativas, con intervalos que incluyeron el cero.
Tabla 8. Correlaciones entre dimensiones.
Par de dimensiones | n | ρ | IC 95 % | p |
|---|---|---|---|---|
Confort de la vivienda y Espacio y funcionalidad | 26 | .424 | [.026, .706] | .031 |
Confort de la vivienda y Seguridad de la vivienda | 26 | .083 | [-.315, .456] | .687 |
Confort de la vivienda y Servicios de la vivienda | 26 | -.236 | [-.575, .172] | .246 |
Confort de la vivienda y Entorno inmediato | 26 | -.253 | [-.588, .155] | .212 |
Espacio y funcionalidad y Seguridad de la vivienda | 26 | .371 | [-.033, .671] | .062 |
Espacio y funcionalidad y Servicios de la vivienda | 26 | -.071 | [-.447, .326] | .729 |
Espacio y funcionalidad y Entorno inmediato | 26 | .261 | [-.147, .594] | .197 |
Seguridad de la vivienda y Servicios de la vivienda | 26 | .202 | [-.205, .550] | .322 |
Seguridad de la vivienda y Entorno inmediato | 26 | .207 | [-.200, .553] | .310 |
Servicios de la vivienda y Entorno inmediato | 26 | .556 | [.185, .788] | .003 |
Nota. ρ de Spearman entre las puntuaciones medias de cada dimensión (casos con todos los reactivos de ambas). Intervalo por transformación de Fisher con el error estándar de Bonett y Wright. Diseño transversal: asociaciones, no efectos. Fuente: elaboración propia con analisis_psicometrico.py 1.0 (Python 3.13.16), conjunto DST-0028_FZ_HAB_0024. Las correlaciones que involucran a Confort de la vivienda, Servicios de la vivienda y Entorno inmediato deben leerse con cautela por la consistencia interna baja de esas dimensiones. Corte preliminar: n = 26 de una meta de 100, con el levantamiento abierto.
Discusión de resultados
El propósito de este estudio fue examinar las propiedades psicométricas preliminares de la EMHR-25 en el corte preliminar de su levantamiento piloto en Mazatlán. El resultado central es desigual entre dimensiones. Seguridad de la vivienda y Espacio y funcionalidad mostraron una consistencia interna aceptable para una primera aplicación, mientras que Confort de la vivienda, Servicios de la vivienda y Entorno inmediato mostraron consistencias bajas y reactivos que se apartaron del resto de su dimensión. Con 26 casos, todos los coeficientes son provisionales: la literatura de simulación sobre el alfa y el omega se ha desarrollado con muestras muy superiores (Malkewitz et al., 2023), y el análisis factorial se ejecutó en condiciones que la literatura metodológica desaconseja para extraer conclusiones sobre la estructura (Ferrando et al., 2022; Goretzko et al., 2021).
El perfil descriptivo es coherente con la literatura regional. La valoración baja del confort en verano coincide con la descripción de la vivienda social del noroeste como calurosa (Barraza-Bracamontes et al., 2022) y con la evidencia de un desempeño energético desfavorable de la vivienda de interés social en la región (Muñoz López et al., 2023). Las valoraciones altas de la conexión a internet, de la cercanía del comercio y de la seguridad de la tenencia sugieren que, en este corte, las carencias se concentran en el confort térmico, en la continuidad del agua y en la seguridad de la calle más que en la dotación básica de la vivienda. Estas coincidencias son de orden descriptivo: el estudio no midió la temperatura interior ni las condiciones físicas de las viviendas.
Los reactivos discrepantes tienen explicaciones de contenido plausibles. En Confort de la vivienda, el ruido de la calle depende de la localización de la vivienda más que de sus condiciones térmicas, y el núcleo coherente de la dimensión, formado por la temperatura, la luz y la circulación del aire, reapareció como factor en la matriz de patrón. En Servicios de la vivienda, la conexión a internet tuvo una media muy alta y poca variación, y podría depender de decisiones de contratación de cada hogar, mientras que el agua y el drenaje formaron un núcleo coherente que el análisis factorial agrupó con la infraestructura de la calle, posiblemente porque esos servicios dependen de la red urbana de la colonia. En Entorno inmediato, la dimensión reúne la infraestructura de la calle, el acceso al comercio y al transporte y la seguridad percibida, aspectos que pueden distribuirse de manera independiente entre colonias. Estas interpretaciones son hipótesis para la revisión del instrumento y no conclusiones del estudio.
Los reactivos inversos no mostraron un patrón problemático general: R9, R14 y R19 tuvieron correlaciones ítem-total positivas con su dimensión, y R14 fue el reactivo más coherente de Seguridad de la vivienda. Las excepciones fueron R5, el calor en verano, con una correlación baja y signo contrario en la matriz de patrón, y R24, la inseguridad nocturna, con una relación prácticamente nula con su dimensión. Las escalas con reactivos en ambos sentidos exigen una lectura cuidadosa (García-Batista et al., 2021; Steinmann et al., 2022), pero en el caso de R24 la explicación más probable es de contenido: la inseguridad al caminar de noche depende de condiciones sociales que no coinciden necesariamente con la infraestructura de la calle. En el caso de R5, la distinción entre la temperatura agradable y el calor en verano podría reflejar que una vivienda resulta confortable la mayor parte del año y calurosa en los meses más cálidos.
Las correlaciones entre dimensiones fueron, en su mayoría, bajas, lo que es compatible con que las dimensiones recojan aspectos distinguibles de la habitabilidad y con su concepción multidimensional (Alaie et al., 2022; Saleem y Alchalabi, 2025). La correlación de Servicios de la vivienda con Entorno inmediato es compatible con la agrupación del agua, el drenaje y la infraestructura de la calle en un mismo factor, y sugiere que ambas dimensiones comparten la dotación urbana de la colonia. Con la consistencia interna baja de esas dos dimensiones y con 26 casos, sin embargo, ninguna de estas relaciones puede considerarse estable. La experiencia de instrumentos afines indica que la estructura de una escala de calidad residencial se consolida con muestras amplias y con su contraste en muestras independientes (Farooque et al., 2024; Mao et al., 2022).
CONCLUSIONES
El estudio cumplió su objetivo en el alcance que permite un corte preliminar de 26 casos. La EMHR-25 mostró en el levantamiento piloto de Mazatlán una consistencia interna aceptable en Seguridad de la vivienda (α = .776; ω = .794) y en Espacio y funcionalidad (α = .719; ω = .763), y baja en Confort de la vivienda (α = .514; ω = .654), Servicios de la vivienda (α = .545) y Entorno inmediato (α = .416). El análisis factorial exploratorio se ejecutó con una adecuación muestral muy baja (KMO = .095) y un caso por reactivo, de modo que sus cuatro factores no aportan evidencia sobre la dimensionalidad, aunque documentan agrupamientos parciales coherentes con el confort, la seguridad física y los servicios de agua. Las dimensiones se correlacionaron en su mayoría de manera baja. Los resultados no aportan todavía evidencias de validez estructural, pero orientan la revisión del instrumento.
Las limitaciones son sustanciales. La muestra de 26 casos, frente a una meta de 100, con 1.0 casos por reactivo, hace inestables todos los estadísticos y no permite estimar la estructura interna con garantías; el levantamiento seguía abierto, y de las 46 personas que abrieron el cuestionario solo 26 lo concluyeron. Las colonias fueron seleccionadas por el responsable del proyecto, y no se dispone de información sobre las personas encuestadas, la tenencia ni el tipo de vivienda. El paquete no documenta las etapas de construcción del instrumento previas a su aplicación, como la revisión por jueces, de modo que la evidencia de validez basada en el contenido está pendiente. El estudio no midió las condiciones físicas de las viviendas, y sus resultados se refieren solo a la percepción. El diseño transversal impide establecer relaciones de dependencia, y no se ejecutó análisis factorial confirmatorio.
De estos resultados se desprenden decisiones para los autores. La primera es revisar Confort de la vivienda, en particular el papel de R2, el ruido de la calle, y de R5, el calor en verano. La segunda es revisar Servicios de la vivienda, donde R20, la conexión a internet, se relacionó en negativo con el resto. La tercera es revisar Entorno inmediato, cuyos reactivos de infraestructura, acceso y seguridad no se comportaron como una escala, en especial R22 y R24. La cuarta es documentar el procedimiento de construcción y la revisión de contenido. La quinta es registrar la tenencia y el tipo de vivienda, el número de habitantes y el periodo de aplicación. Ninguna de estas decisiones se tomó en el presente análisis, que conserva los veinticinco reactivos originales.
Como líneas futuras, se propone completar el levantamiento hasta la meta prevista, repetir el análisis factorial exploratorio cuando el número de casos lo permita y evaluar después la estructura resultante mediante análisis factorial confirmatorio en una muestra independiente, conforme a la secuencia seguida por instrumentos afines (Farooque et al., 2024; Mao et al., 2022). Si la escala se aplica en otras ciudades del noroeste, cada levantamiento deberá analizarse como muestra independiente antes de cualquier comparación entre ciudades. Un instrumento con evidencias de validez documentadas permitiría dar seguimiento a la habitabilidad de la vivienda en la región y orientar la política habitacional hacia los aspectos, como el confort térmico y la continuidad del agua, que sus habitantes valoran de manera menos favorable, en consonancia con la evaluación crítica de la política de vivienda social en México (Hernández Ilizaliturri et al., 2025).
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- 33 FINANCIACION
- 34 Los autores no recibieron financiación para el desarrollo de la presente investigación.
- 35 CONFLICTO DE INTERESES
- 36 Los autores declaran que no existe conflicto de intereses.
Declaraciones
Financiación
Ninguna.
Conflictos de interés
No existen.
Contribución de autoría
Conceptualización: Adriel Alejandro Ríos Mariscal
Curación de datos: Pedro Antonio Valdez Lizárraga
Análisis formal: Víctor Manuel Martínez García
Investigación: Adriel Alejandro Ríos Mariscal
Metodología: Yennifer Díaz Romero
Software: Pedro Antonio Valdez Lizárraga
Supervisión: Víctor Manuel Martínez García
Validación: Víctor Manuel Martínez García
Visualización: Yennifer Díaz Romero
Redacción – borrador original: Adriel Alejandro Ríos Mariscal
Redacción – revisión y edición: Yennifer Díaz Romero