La habitabilidad no se agota en la vivienda: incluye el acceso a los lugares de la vida cotidiana y las condiciones en que ese acceso se produce. Una revisión sistemática de los factores asociados con la satisfacción residencial agrupó esos factores en categorías que interactúan entre sí, desde las funcionales y técnicas hasta las psicológicas y de política pública (Saleem y Alchalabi , 2025). Para las personas que no disponen de automóvil, el transporte público es la condición de acceso a la ciudad, y su calidad forma parte de la experiencia de habitarla.

Los estudios sobre la calidad del servicio de autobús coinciden en un conjunto de atributos. Una revisión sistemática de 41 artículos sobre el desempeño del autobús en Asia, la mayoría de ellos realizados en China, identificó la frecuencia, la puntualidad, la confiabilidad, la comodidad, la seguridad y el tiempo de recorrido como atributos vinculados con el desempeño del servicio y con la satisfacción de los pasajeros, y señaló que las percepciones de pasajeros y operadores se relacionan con la confianza en el servicio (Abu Bakar et al., 2022). La revisión de Sogbe et al. (2025) añadió que la conexión entre la parada y el origen o el destino del viaje, el llamado primer y último kilómetro, es un desafío pendiente en los países en desarrollo.

La relación entre el traslado y el bienestar se ha examinado con detalle. Una revisión sistemática de 45 estudios observacionales encontró que los traslados largos y la congestión se asociaron de manera consistente con una menor satisfacción y un menor bienestar, y reunió estudios en los que la aglomeración percibida se relacionó con el estrés y el agotamiento de los pasajeros, aun cuando la aglomeración objetiva era baja (Liu et al., 2022). En un experimento con 360 usuarios del metro, la aglomeración percibida y el confort ambiental mediaron la relación entre el diseño visual de las estaciones y el bienestar afectivo momentáneo (Zhu y Yu , 2026), lo que indica que la percepción de aglomeración depende también del entorno y no solo del número de pasajeros.

La seguridad es otra fuente de tensión durante el traslado. La revisión sistemática de te Braak y van Tienoven (2025) sobre la percepción de seguridad de las mujeres en el espacio público urbano propuso un marco en el que interactúan factores personales, sociales, ambientales y temporales, como la diferencia entre el día y la noche, factores que también intervienen en la espera y el recorrido en el transporte público. En los climas cálidos, por último, la exposición al calor se ha asociado con el estado de ánimo: una revisión con metaanálisis encontró que las olas de calor y las temperaturas extremadamente altas se asociaron con un mayor riesgo de trastornos mentales y del comportamiento (Li et al., 2023), lo que da relevancia a la sombra en las paradas y al confort térmico de los vehículos.

La literatura revisada permite distinguir dos tipos de contenido en la medición de la experiencia del transporte público. El primero son las valoraciones de atributos externos del servicio, como la frecuencia, la puntualidad, la comodidad, la limpieza, la ocupación o el equipamiento de la parada, que las revisiones sobre la calidad del servicio tratan como componentes diferenciados (Abu Bakar et al., 2022; Sogbe et al., 2025). El segundo son los estados que la persona experimenta durante el traslado, como el mal humor, la preocupación, la tranquilidad o el cansancio, que la literatura sobre traslados y bienestar estudia como dimensiones afectivas de la experiencia (Chatterjee et al., 2020; Liu et al., 2022).

La distinción tiene consecuencias para el análisis. Los estados afectivos de una misma experiencia tienden a variar juntos, porque reflejan una misma vivencia del trayecto, y es razonable esperar de ellos una consistencia interna elevada. Los atributos del servicio, en cambio, pueden variar con independencia unos de otros: la frecuencia depende de la operación de la ruta, la limpieza del mantenimiento de las unidades y la sombra del equipamiento de cada parada. Que una persona valore bien uno de esos atributos no implica que valore bien los demás, de modo que la consistencia interna de un conjunto de atributos no es un requisito tan claro como en el caso de los estados afectivos. Esta distinción orienta la lectura de los resultados de las dos dimensiones de la escala.

La consistencia interna de una dimensión suele estimarse con el alfa de Cronbach (Cronbach, 1951), que asume cargas equivalentes entre los reactivos, y con el omega de McDonald (McDonald, 1999/2013), que no lo asume; los estudios de simulación han comparado el desempeño de ambos coeficientes en distintas condiciones de los datos ( Malkewitz et al., 2023). La estructura interna se explora con el análisis factorial exploratorio, que requiere verificar primero la adecuación de los datos y un tamaño de muestra suficiente (Ferrando et al., 2022; Goretzko et al., 2021). Las escalas con reactivos en ambos sentidos pueden mostrar efectos de redacción, porque una parte de las personas responde de manera inconsistente a los reactivos positivos y negativos de una misma dimensión (Steinmann et al., 2022), y la identificación de esas respuestas puede reducir tales efectos (García-Batista et al., 2021). La escala del proyecto incluye un reactivo inverso en cada dimensión.

Se realizó un estudio instrumental, cuantitativo, no experimental, de corte transversal y alcance descriptivo y exploratorio. Los datos corresponden al levantamiento LEV-0028, «Piloto Mazatlán · Experiencia del usuario del transporte», del proyecto FZ-HAB-0023 de la plataforma Factoriza UAS, y al conjunto de datos congelado DST-0027, con fecha de corte del 9 de octubre de 2026. El levantamiento constituye una muestra independiente y es el único del proyecto.

La población se definió como las personas de 18 años o más que usan el transporte público urbano de Mazatlán, Sinaloa, y el levantamiento se realizó en rutas y paradas seleccionadas por el responsable del proyecto. Según el registro de Factoriza, 15 personas abrieron el cuestionario y 6 lo completaron; no se excluyeron casos por control de calidad, de modo que se analizaron 6 casos (Tabla 2).

El corte analizado es preliminar: reúne 6 casos de una meta de 100 y el levantamiento permanecía abierto, en estado de campo, a la fecha del corte. Con 6 casos para 10 reactivos, la razón es de 0.6 casos por reactivo, de modo que la matriz de correlaciones entre los diez reactivos no es invertible.

Se aplicó una escala de diez reactivos con formato de respuesta de cinco puntos, de Totalmente en desacuerdo (1) a Totalmente de acuerdo (5), organizados en dos dimensiones de cinco reactivos cada una: Condiciones percibidas del transporte (R1 a R5) y Tensión durante el traslado (R6 a R10). Dos reactivos están redactados en sentido inverso, R4 y R9, y vienen recodificados en la matriz de datos, de modo que una puntuación mayor indica mejores condiciones percibidas en la primera dimensión y mayor tensión en la segunda. La Tabla 1 presenta el código, la dimensión, el texto y el sentido de cada reactivo. En el diccionario de reactivos de Factoriza el instrumento figura como Escala de experiencia del usuario del transporte público.

Las respuestas se recabaron mediante el cuestionario del levantamiento gestionado en Factoriza UAS, que registra el consentimiento informado expreso en línea antes del primer reactivo y no recoge datos identificatorios. Factoriza congeló el conjunto DST-0027 con una huella criptográfica, generó la matriz con los reactivos inversos recodificados y produjo los análisis descriptivos, de consistencia interna y de correlaciones dentro de cada dimensión (ejecuciones RUN-00145 a RUN-00149). Con el archivo de datos y el diccionario de reactivos exportados por la plataforma se ejecutaron los análisis complementarios.

Los 6 casos analizados respondieron los diez reactivos, por lo que no hubo valores perdidos ni fue necesario imputar respuestas. Los reactivos inversos, R4 y R9, se analizaron en la versión recodificada que entrega la plataforma, y el programa complementario no volvió a invertir ningún reactivo. Los valores de las tablas se copiaron tal como los produjeron Factoriza UAS y el programa de análisis, sin recalcularlos ni redondearlos de nuevo; cuando se reunieron dos tablas del paquete en una sola o se omitió una columna, la nota de la tabla lo declara. Los archivos de salida del programa, su registro de ejecución y los parámetros empleados se reúnen en el anexo de reproducibilidad del artículo.

Dado que el corte es preliminar, los coeficientes se interpretan como información para revisar el instrumento y no como estimaciones de sus propiedades en la población usuaria. Por la misma razón, los valores p y los intervalos de confianza se informan para documentar la incertidumbre de cada estimación, y no para sostener conclusiones sobre la presencia o ausencia de relaciones.

En una primera etapa, Factoriza UAS calculó la media, la desviación estándar, la asimetría, la curtosis y los porcentajes de respuesta en los valores extremos de cada reactivo; la consistencia interna de cada dimensión mediante el alfa de Cronbach (Cronbach, 1951), con la correlación ítem-total corregida y el alfa si se elimina el reactivo, y las correlaciones de Pearson entre los reactivos de cada dimensión, con intervalos de confianza del 95 % por la transformación de Fisher. En una segunda etapa se ejecutó el programa analisis_psicometrico.py, versión 1.0, en Python 3.13.16 (Python Software Foundation , 2026), con NumPy 2.5.3 (Harris et al., 2020), SciPy 1.18.1 ( Virtanen et al., 2020) y pandas 3.0.5. El programa aplica procedimientos fijos y declarados, sin intervención manual en los cálculos.

El programa estimó el omega total de McDonald (McDonald, 1999/2013) para cada dimensión a partir de un modelo de un factor, sin invertir reactivos. Intentó además el análisis factorial exploratorio de los diez reactivos, con adecuación muestral, prueba de esfericidad, número de factores por análisis paralelo con 100 simulaciones, extracción por residuo mínimo y rotación oblimin. Por último, estimó la relación entre las puntuaciones medias de las dos dimensiones con el coeficiente de Spearman y su intervalo de confianza del 95 %, mediante la transformación de Fisher con el error estándar de Bonett y Wright (2000). Los valores de referencia de los índices psicométricos se tratan como orientaciones y no como reglas de decisión (Ferrando et al., 2022). Ningún reactivo se eliminó, y no se ejecutó análisis factorial confirmatorio.

La participación fue voluntaria y anónima. Factoriza UAS registra el consentimiento informado expreso en línea y no recoge nombres, correos ni otros datos identificatorios.

Durante la preparación de este manuscrito se utilizaron la plataforma Factoriza UAS, para la gestión de los datos y los análisis descriptivos, de consistencia interna y de correlaciones entre reactivos; un programa de análisis en Python con procedimientos fijos y validados, para el omega, el análisis factorial exploratorio y la correlación entre dimensiones; y el modelo de lenguaje Claude Opus (Anthropic), para ejecutar ese programa, la búsqueda asistida de literatura, la redacción de un borrador y el montaje del documento a partir de los resultados. Los autores revisaron, corrigieron y aprobaron la totalidad del texto, verificaron cada referencia y asumen la responsabilidad plena por el contenido del artículo.

La Tabla 2 resume el flujo de casos. De las 15 personas que abrieron el cuestionario, 6 lo completaron y fueron analizadas, sin exclusiones por control de calidad. Los 6 casos analizados respondieron los diez reactivos.

La Tabla 3 y la Figura 1 presentan los estadísticos descriptivos. En Condiciones percibidas del transporte, todas las medias se situaron en el punto medio de la escala o por debajo de él. La regularidad con que pasa el camión (R1: M = 3.17, DE = 0.75) y la sombra en la parada de espera (R5: M = 3.17, DE = 1.47) obtuvieron las medias más altas de la dimensión, esta última con la mayor dispersión del instrumento. La limpieza de los camiones obtuvo una media de 2.67 (R3: DE = 0.52), y la comodidad dentro del camión (R2: M = 2.33, DE = 0.52) y la ausencia de apretones entre pasajeros, en la versión recodificada del reactivo inverso (R4: M = 2.33, DE = 0.82), obtuvieron las medias más bajas del instrumento; R4 presentó, además, una asimetría de 2.45 y una curtosis de 6.00.

En Tensión durante el traslado, la preocupación por llegar tarde obtuvo la media más alta del instrumento (R7: M = 4.17, DE = 0.98). El mal humor al viajar en camión (R6) y la sensación de inseguridad (R8) compartieron una media de 3.50 (DE = 0.84), y el cansancio al bajar del camión (R10: M = 3.33, DE = 0.82) y la falta de tranquilidad, en la versión recodificada del reactivo inverso (R9: M = 3.33, DE = 1.03), compartieron una media de 3.33. En conjunto, las personas encuestadas valoraron de manera poco favorable la comodidad, la limpieza y la ocupación de los camiones, e informaron una tensión moderada durante el traslado, con la puntualidad como preocupación principal.

La forma de las distribuciones refleja el tamaño del corte. El mal humor (R6) y la sensación de inseguridad (R8) tuvieron la misma asimetría positiva (1.54) y la misma curtosis (1.43), y la preocupación por llegar tarde presentó la curtosis más negativa del instrumento (R7: -2.39), propia de respuestas repartidas en pocos valores. Las desviaciones estándar de la comodidad y la limpieza (R2 y R3: DE = 0.52) fueron las más bajas, lo que indica que las respuestas a esos reactivos se concentraron en dos valores contiguos de la escala. Con 6 casos, estos índices de forma son muy sensibles a una sola respuesta, y se informan como descripción del corte y no como evidencia sobre la distribución de los reactivos en la población usuaria.

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. Las dos dimensiones mostraron comportamientos opuestos. Tensión durante el traslado obtuvo una consistencia interna alta (α = .855; ω = .863). El mal humor fue el reactivo más coherente (R6: .831), seguido de la falta de tranquilidad (R9: .778), la preocupación por llegar tarde (R7: .660) y el cansancio (R10: .650); la sensación de inseguridad tuvo la relación más débil (R8: .457), y su eliminación elevaría el alfa a .874.

Condiciones percibidas del transporte obtuvo un alfa de -3.359. Los cinco reactivos de la dimensión tuvieron correlaciones ítem-total corregidas negativas, entre -.739 (R5) y -.200 (R4), y la eliminación de cualquiera de ellos, salvo la sombra en la parada, dejaría también un alfa negativo; al eliminar R5, el alfa de los cuatro reactivos restantes sería de .094, todavía cercano a cero. Un alfa negativo indica que la covarianza media entre los reactivos es negativa, es decir, que en este corte los reactivos no varían juntos como indicadores de un mismo atributo, y por ello el programa no informó el omega de esta dimensión.

La Tabla 6 presenta todas las correlaciones entre los reactivos de cada dimensión. En Condiciones, dos correlaciones negativas tuvieron intervalos que excluyeron el cero: la de la regularidad del camión con su limpieza (R1 y R3: r = -.857, IC 95 % [-.984, -.151], p = .029) y la de la comodidad a bordo con la sombra en la parada (R2 y R5: r = -.877, IC 95 % [-.986, -.227], p = .022); en cambio, la comodidad se relacionó en positivo con la ausencia de apretones (R2 y R4: r = .632) y con la limpieza (R2 y R3: r = .500), con intervalos que incluyeron el cero. En Tensión, las correlaciones fueron positivas o nulas, y solo la de la preocupación por llegar tarde con el cansancio tuvo un intervalo que excluyó el cero (R7 y R10: r = .914, IC 95 % [.394, .991], p = .011); la sensación de inseguridad no se relacionó con el cansancio (R8 y R10: r = .000).

El análisis factorial exploratorio previsto no pudo estimarse de manera interpretable, y sus resultados no se presentan en tablas. Con 6 casos para 10 reactivos, la matriz de correlaciones no es invertible, de modo que la medida de adecuación muestral y la prueba de esfericidad resultaron no calculables. El análisis paralelo sugirió dos factores, que en la solución del programa explicaron el 65.35 % de la varianza, pero con menos casos que reactivos esa solución no tiene sustento. Estos resultados constan en el anexo de reproducibilidad, pero no aportan evidencia sobre la dimensionalidad del instrumento.

La correlación de Spearman entre las puntuaciones medias de Condiciones y Tensión, con 6 casos, fue negativa y moderada, ρ = -.525, IC 95 % [-.946, .554], p = .285. El signo es el esperado, porque mejores condiciones percibidas irían acompañadas de menor tensión, pero el intervalo, calculado con el error estándar de Bonett y Wright (2000), es tan amplio que el resultado no permite afirmar la existencia de esa relación. Dado que el análisis comprende un solo par de dimensiones, el resultado se presenta en el texto y no en una tabla.

El propósito de este estudio fue realizar una revisión preliminar del funcionamiento de una escala de experiencia del usuario del transporte público urbano de Mazatlán. Con 6 casos, los coeficientes no pueden interpretarse como estimaciones de las propiedades del instrumento: 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 requiere un tamaño de muestra que este corte no alcanza (Ferrando et al., 2022; Goretzko et al., 2021). El corte permite, sin embargo, identificar un contraste claro entre las dos dimensiones.

Tensión durante el traslado mostró una consistencia interna alta, con reactivos que describen el mal humor, la falta de tranquilidad, la preocupación por la puntualidad y el cansancio. Este conjunto coincide con las dimensiones afectivas del traslado documentadas en la literatura, que asocia la imprevisibilidad y la aglomeración con el estrés y el agotamiento de los pasajeros (Chatterjee et al., 2020; Liu et al., 2022). Que la preocupación por llegar tarde haya obtenido la media más alta y la correlación más alta con el cansancio es coherente con el peso que la confiabilidad y la puntualidad tienen en la experiencia del servicio (Abu Bakar et al., 2022; Sogbe et al., 2025). La sensación de inseguridad fue el reactivo menos coherente, lo que sugiere que la seguridad personal, que depende de factores sociales, ambientales y temporales (te Braak y van Tienoven, 2025), podría formar una faceta propia de la experiencia del traslado.

Condiciones percibidas del transporte, en cambio, no se comportó como una dimensión. Sus reactivos describen atributos distintos del servicio, la frecuencia, la comodidad a bordo, la limpieza, la ocupación y la sombra en la parada, que la literatura trata como atributos separados de la calidad (Abu Bakar et al., 2022; Sogbe et al., 2025) y que no tienen por qué coincidir en una misma ruta: un camión puede pasar con regularidad y estar sucio, o una parada puede tener sombra y servir a una ruta saturada. Con 6 casos, además, varios reactivos tuvieron una variabilidad muy reducida, lo que vuelve inestables las correlaciones. El alfa negativo debe leerse, por tanto, como un indicio de que la dimensión reúne atributos heterogéneos y no como una estimación de su fiabilidad.

Esta heterogeneidad tiene una consecuencia para la medición. Si las condiciones del servicio se consideran atributos que en conjunto describen la calidad de la experiencia, más que manifestaciones de una misma disposición, su medición no tiene por qué cumplir el requisito de consistencia interna, y conviene evaluarlas como un perfil de atributos o reunirlas en subdimensiones más homogéneas, por ejemplo, las condiciones a bordo, que reúnen la comodidad, la limpieza y la ocupación, y las condiciones de la espera, que reúnen la regularidad y la sombra en la parada. La correlación positiva, aunque incierta, entre la comodidad y la ausencia de apretones apunta en esa dirección, en línea con los estudios que vinculan la aglomeración percibida con el confort a bordo (Liu et al., 2022; Zhu y Yu , 2026).

Por último, la sombra en la parada obtuvo la mayor dispersión del instrumento, lo que indica que las personas encuestadas difieren en las condiciones de espera a las que se enfrentan. En una ciudad de clima cálido como Mazatlán, la sombra en la parada es una condición de confort y de salud, como sugieren los estudios sobre el calor y el uso del transporte (Lanza y Durand, 2021) y sobre la asociación entre las temperaturas altas y el estado de ánimo (Li et al., 2023). Su inclusión en la escala es pertinente, aunque quizá convenga medirla junto con otros atributos de la parada y no como parte de una dimensión general de condiciones.

La revisión del instrumento puede apoyarse en los atributos que la literatura identifica de manera consistente. Las revisiones sobre la calidad del servicio de autobús incluyen la puntualidad, la confiabilidad, el tiempo de recorrido y la seguridad entre los atributos más relevantes (Abu Bakar et al., 2022; Sogbe et al., 2025), y la escala actual solo recoge la regularidad del paso del camión. Una versión revisada podría incorporar reactivos sobre el tiempo de espera, la puntualidad respecto de lo previsto y el trayecto a pie entre la parada y el origen o el destino del viaje, el primer y último kilómetro señalado por Sogbe et al. (2025), de modo que cada subdimensión de condiciones cuente con varios reactivos.

La redacción de los reactivos también merece atención. Dos reactivos de la dimensión de tensión están redactados en masculino, «Me siento inseguro al viajar en camión» y «Al bajar del camión me siento cansado», lo que puede resultar ajeno a las mujeres encuestadas; dado que la percepción de seguridad de las mujeres en el espacio público urbano depende de factores personales, sociales, ambientales y temporales, como la diferencia entre el día y la noche (te Braak y van Tienoven, 2025), conviene una redacción neutra y el registro del horario del traslado. Los reactivos inversos, por su parte, pueden introducir efectos de redacción (Steinmann et al., 2022), y con una muestra mayor convendrá examinar si R4 y R9 se comportan de manera distinta a los reactivos directos de su dimensión. Por último, la sensación de inseguridad podría desarrollarse con varios reactivos que distingan la espera en la parada, el viaje a bordo y el trayecto a pie.

Estas propuestas no se derivan de los coeficientes del corte, que no tienen la precisión necesaria para justificar cambios en reactivos concretos, sino de la lectura conjunta del contenido de la escala, de la literatura revisada y de los patrones que el corte deja ver. Su pertinencia deberá examinarse con la muestra completa y, de ser posible, con una revisión del contenido por personas expertas y por personas usuarias del transporte público de Mazatlán.