Introducción

El comportamiento ciudadano tradicionalmente es analizado como una función de la educación cívica y su participación en la vida sociopolítica (^{Wilhem, 2014}). Sin embargo, desde el ámbito de la mercadotecnia, recientemente se ha adaptado el concepto hacia el «comportamiento ciudadano del consumidor» para referirse a aquellas conductas por parte de un consumidor que, sin recibir una remuneración o incentivo por sus acciones, voluntariamente contribuye con actos de servicio a favor de otros consumidores, beneficiando con ello favorablemente la calidad, la eficiencia y la buena reputación de una organización (^{Groth, 2005}).

En sí mismos, los comportamientos ciudadanos son relevantes para la generación de formas de vida democráticas, incentivando la crítica social, el compromiso, la búsqueda de equidad, justicia social, responsabilidad pública, participación y autonomía ciudadana. No obstante, extrapolado al ámbito de la mercadotecnia se justifica su importancia en la necesidad del rol de los consumidores como actores en la dinámica del mercado cada vez más empoderados, críticos, participativos, responsables e involucrados en la co-creación de productos y servicios (^{Bove, Pervan, Beatty y Shiu, 2009}; ^{Saren et al., 2007}). Si bien, en años recientes se han desarrollado algunas escalas de comportamiento ciudadano del consumidor (^{Yang y Qinhai, 2011}), no se ha encontrado alguna que haya sido validada en el contexto mexicano.

El comportamiento ciudadano suele incorporarse en los enfoques curriculares incluyendo valores relacionados con el bien común y desarrollándose actividades intelectuales que contribuyen a empoderar tanto la agencia individual como colectiva a nivel local, nacional o incluso internacional (^{Goodman, 1992}). Por su parte, el comportamiento ciudadano de los consumidores puede manifestarse en cualquier tipo de ámbito y organización. Así, esta investigación tiene por objetivo validar una escala de comportamiento ciudadano de los consumidores de servicios educativos universitarios en el contexto mexicano.

El uso del marketing, sus teorías y conceptos que han sido eficaces en el mundo de los negocios tienen un fuerte potencial en el campo de la gestión educativa, y poco a poco están siendo reconocidos por los investigadores (^{Hemsley-Brown y Oplatka, 2006}). Los cambios que las universidades han pasado, entre ellos la mercantilización y la internacionalización, refuerzan la necesidad de aplicar el marketing educativo (^{Maringe y Mourad, 2012}). El campo de investigación en marketing de educación superior se encuentra todavía en una etapa relativamente pionera, donde queda mucho por hacer (^{Hemsley-Brown y Oplatka, 2006}), razón por la cual este artículo pretende hacer una pequeña contribución al respecto de la comprensión de la relación entre los servicios de las instituciones de educación superior y sus estudiantes.

Revisión de la literatura

Para las empresas de servicio, los roles que juegan los consumidores en el proceso de la entrega del mismo inciden en el desempeño y en la productividad organizacional (^{Choi y Kim, 2013}). Por esta razón, los consumidores de servicios son considerados como recursos productivos que contribuyen a agregar valor y calidad (^{Bitner y Hubert, 1997}). Además, determinan el tiempo de entrega y, por lo tanto, la capacidad de servicio. Actualmente, los consumidores son más activos que en el pasado y basan sus decisiones en información que reciben por varios canales, como su familia, amigos y fuertemente de las opiniones vertidas en Internet (^{Choi y Kim, 2013}).

Pese a que el desempeño del estudiante no puede ser estudiado como un producto fundamental del consumo, su conducta sí. El servicio de educación es muy similar al consumo de cualquier otro servicio; en este sentido, los estudiantes pueden ser analizados como consumidores de servicios educativos (^{Rojas-Méndez, Vasquez-Parraga, Kara y Cerda-Urrutia, 2009}).

En educación superior, muchos autores coinciden en que el estudiante es el consumidor primario del servicio, y que a la vez que lo recibe, es un co-productor de su formación educativa (^{Duque, 2003}). La aceptación del aumento de la participación de un alumno en la producción del servicio de enseñanza puede variar con la cultura de la institución, como el contexto del servicio en el que se encuentra implicado el alumno, con sus características y con el tipo de relación que puede existir entre el alumno y la institución (^{Nuno, 2003}). Los servicios de gran frecuencia o de larga duración, como la enseñanza, crean oportunidades al crecimiento de la participación del cliente (estudiante). Si esos mismos servicios poseen un ámbito de acción amplio, la participación se vuelve difícil de gestionar; por lo que se prevé una gran diversidad de comportamientos entre los alumnos y el personal de contacto de una institución. Asimismo, existen varios factores con impacto sobre la participación entre ellos, como la fidelidad, la tasa de utilización y la actitud en relación con la innovación del servicio (^{Landázuri y León, 2012}).

Comportamiento ciudadano del consumidor

La participación en la entrega del servicio ha sido considerada como una variable significativa en la investigación sobre el comportamiento del consumidor. Generalmente ha sido definida como un estado de interés, motivación o excitación que tiene 3 propiedades: intensidad, dirección y persistencia; sin embargo, cuando se logra que dicha participación sea activa y voluntaria tiene un efecto positivo para los actores involucrados y la organización en general (^{Bove et al., 2003}; ^{Yi y Gong, 2008}). Y es en esas condiciones que emerge el concepto de «comportamiento ciudadano del consumidor» (CCC), o customer citizenship behavior (CCB), que puede definirse como «el comportamiento individual, discrecional y voluntario que no es directa o explícitamente esperado o remunerado por la organización, pero que contribuye en la alta calidad del servicio y promueve el funcionamiento efectivo de las empresas de servicios» (^{Groth, 2005}, p. 8).

El concepto ha captado la atención y se encuentran recientemente varias investigaciones que lo contemplan, pero como señalan ^{Yang y Qinhai (2011)} sigue en una etapa inicial la discusión sobre cómo medirlo. Para autores como ^{Yi y Gong (2006)} el CCC es parte del comportamiento de co-creación de valor y se considera multidimensional, compuesto por la retroalimentación, recomendación, tolerancia y ayuda.

En la literatura se encuentran varias escalas, como se muestra en la tabla 1, pero no se han identificado estudios en el ámbito educativo.

La literatura enfatiza en 2 tipos de comportamiento del consumidor de co-creación de valor: el comportamiento participativo del consumidor, el cual se refiere a un comportamiento requerido (in-role) necesario para la co-creación exitosa de valor, y el CCC, que se refiere a un comportamiento voluntario (extra-role) que provee valor extraordinario a la firma pero no es necesariamente requerido (^{Bove et al., 2009}; ^{Groth, 2005}; ^{Yi y Gong, 2008}; ^{Yi, Nataraajan y Gong, 2011}).

Existen varios conceptos que son utilizados para referirse al CCC, entre ellos: comportamiento discrecional del consumidor, desempeño voluntario del consumidor o comportamiento ciudadano del consumidor organizacional; sin embargo, todos ellos se refieren a los comportamientos voluntarios y discrecionales que no son necesarios para la producción y/o entrega exitosa del servicio y que al final contribuyen al servicio global de la organización (^{Zhang, Ma, Sun y Fan, 2011}). Los términos utilizados, así como las variantes en su definición, se muestran en la tabla 2.

A partir de los conceptos, se puede resumir que el CCC involucra acciones voluntarias y discrecionales apreciadas cuando se exhiben (^{Bettencourt y Brown, 1997}) e incluyen actos de cooperación, ayuda y amabilidad (^{Lengnick-Hall, Claycomb e Inks, 2000}). Los consumidores con comportamiento ciudadano hacen recomendaciones positivas boca a oreja, compran servicios adicionales y son más tolerantes al aumento en el precio (^{Bettencourt y Brown, 1997}; ^{Anderson, Fornell y Mazvancheryl, 2004}).

Un importante avance en el tema se reconoce en el trabajo de ^{Bove, Robertson y Pervan (2003)}, quienes realizan una revisión de las diversas formas de conceptualizar el comportamiento ciudadano de consumidores en la literatura existente, identificando al menos 8 tipos de manifestación de ciudadanía del consumidor, para los cuales desarrollaron escalas y las adaptaron al contexto de servicios mediante un análisis factorial exploratorio y confirmatorio (^{Bove et al., 2003}). La escala original se muestra en la tabla 3.

Metodología

Se desarrolló una investigación explicativa (^{Hair, Bush y Ortinau, 2010}; ^{Rojas Soriano, 2005}). Los datos se obtuvieron de estudiantes de pregrado inscritos en 5 universidades privadas en la ciudad de Puebla en México para validar la escala desarrollada por ^{Bove et al. (2003)} la cual, anteriormente, había sido probada en 3 contextos de servicios australianos, farmacias, estéticas y consultorios médicos, excluyéndose en el estudio el sector educativo. Dado que no se contó con un listado de los elementos de la población (^{Hair et al., 2010}), se aplicó un muestreo no probabilístico por cuotas, considerando una confianza del 95% y un 5% de error de muestreo, obteniéndose 323 encuestas válidas para el análisis de resultados. Se realizó la traducción al español y la adaptación al contexto educativo por 2 profesores del área de ciencias administrativas. Asimismo, se corrió un análisis factorial confirmatorio para comprobar su validez en habla hispana y en el contexto de servicios educativos. Al final, quedó dividida en 8 bloques que corresponden a cada variable que lo conforman con un total de 29 ítems. Las características de los participantes, tales como género, edad, tipo de alumno y semestre, se presentan en la tabla 4.

El cuestionario constó de 8 bloques, y cada uno se refiere a una dimensión del CCC, como se muestra en la tabla 5. En total, fueron 29 ítems y todos fueron medidos con una escala de Likert de 7 puntos, donde 1 = totalmente en desacuerdo y 7 = totalmente de acuerdo.

Mediante la aplicación de un análisis factorial confirmatorio se probó la adecuación de la estructura del cuestionario a través de la muestra obtenida con estudiantes. Los constructos fueron modelados como reflectivos en base a la evaluación de la lista de características propuesta por ^{Fassott (2006)} y ^{Jarvis, MacKenzie y Podsakoff (2003)}. El modelo propuesto de segundo orden reflectivo-reflectivo presentado en la figura 1, con 8 constructos de orden menor, incorpora factores que contribuyen a explicar el comportamiento ciudadano de consumidores de servicios educativos. Es importante mencionar que los factores de segundo orden están ligados indirectamente a aquellos que miden los factores de orden menor. Es decir, los factores de segundo orden no poseen su propio conjunto de indicadores medidos (^{Byrne, 2001}). En la predicción de cada uno de los factores de primer orden a partir de los de segundo orden está implícito un error, tal que un término de error residual es asociado a cada factor de nivel menor.

Fuente: elaboración propia.

Figura 1 Modelo de análisis factorial confirmatorio (AFC). 

Los ítems utilizados para medir los 8 constructos reflectivos no presentaron una distribución normal multivariada (prueba de Mardia de sesgo y curtosis, valor p de sesgo = 0.000 y valor p de curtosis = 0.000). Sin embargo, dado que las escalas empleadas son Likert de 7 puntos y haciendo uso del supuesto de que procedimientos para escalas de intervalo pueden ser aplicados a la escala Likert con 5 a 7 puntos (^{Garson, 2012}), la χ² escalada de Satorra-Bentler fue calculada, dada la condición de no normalidad de los datos (^{Allan, 2010}; ^{Bentler, 1992}; ^{Randall, Martin, Johnson y Poon, 2012}). En la tabla 5 se presentan las matrices de correlaciones de Spearman entre las variables de cada constructo, así como los estadísticos descriptivos de los ítems por constructo.

Las estimaciones del modelo se realizaron mediante la matriz de correlaciones de Spearman al ser posible utilizar procedimientos para escalas de intervalo (^{Garson, 2012}). En la evaluación del ajuste del modelo, el criterio utilizado está relacionado con el tamaño de la carga, para evaluar la fiabilidad del indicador, con el constructo que este pretende medir (^{Seidel y Back, 2009}). En los 9 modelos reflectivos de medición, incluyendo el de segundo orden, solo los indicadores que tuvieron una carga factorial estandarizada ≥ 0.5 fueron retenidos (^{Johnson y Stevens, 2001}). Los modelos de medición fueron evaluados respecto a validez convergente y discriminante, reflejando hasta qué punto el conjunto de indicadores representa exactamente al constructo (^{Hair, Anderson, Tatham y Black, 2009}). La validez convergente fue medida con la carga factorial (punto de corte de 0.5 o más) (^{Johnson y Stevens, 2001}) y el índice de fiabilidad (punto de corte entre 0.50 y 0.60) (^{Cheah, wan Abdul, Manan y Zabidi-Hussin, 2010}; ^{Sridharan, Deng, Kirk y Corbitt, 2010}). Además, en una validez discriminante satisfactoria, la varianza extraída media (average variance extracted [AVE]) debe ser mayor que el cuadrado de la correlación entre el par de constructos (^{Bhattacherjee y Premkumar, 2004}; ^{Wixom y Todd, 2005}).

El ajuste del modelo fue determinado con la prueba χ² escalada de Satorra-Bentler de bondad de ajuste (un valor p no significativo es deseable), así como el índice de ajuste comparativo de Bentler-Bonet (CFI por sus siglas en inglés; valores mayores a 0.90 indican un buen ajuste) (^{Bentler, 1992}; ^{Crowley y Fan, 1997}; ^{Musil, Jones y Warner, 1998}), y la raíz cuadrada del cuadrado medio del error de aproximación (RMSEA por sus siglas en inglés; un valor menor o igual a 0.05 indica un buen ajuste del modelo) (^{Browne y Cudeck, 1993}). El modelo más parsimonioso fue elegido con el multiplicador de Lagrange (^{Bosompra, 2001}).

Análisis de resultados

Las cargas factoriales y demás parámetros estimados se muestran en la tabla 6. El modelo muestra un buen ajuste con Bentler CFI = 0.952 y RMSEA = 0.049 aun cuando la χ² es significativa (valor p < 0.05). La figura 2 y la tabla 7 muestran que los modelos de medición para las 9 variables latentes se representan bien por los indicadores considerados, siendo estos significativos.

Tabla 6 Matriz de correlaciones de Spearman y estadísticos descriptivos 

Fuente: elaboración propia.

** p < .001.

Fuente: elaboración propia.

Figura 2 Modelo AFC ajustado estandarizado con todos los estimadores significativos (p<0.01). 

Por tanto, en el modelo propuesto la estructura de medida es satisfactoria en todas las variables latentes. Los criterios de validez convergente y discriminante fueron cumplidos para cada subescala (tabla 8). Aun cuando los resultados de validez discriminante no son óptimos entre los constructos boca a boca positivo (BBP) con exhibición de relaciones de afiliación (ERA), ERA con participación en actividades de la universidad (PAU) y ERA con flexibilidad (F), los índices de modificación no sugieren cambios al respecto y las correlaciones entre constructos no son altas (tabla 8). Considerando los índices de fiabilidad supervisión de otros consumidores = 0.51, voz activa = 0.56 y flexibilidad = 0.50, el índice de fiabilidad que se ha utilizado para medir la validez convergente es el punto de corte establecido para el índice de fiabilidad entre 0.50 y 0.60 (^{Cheah et al., 2010}; ^{Sridharan et al., 2010}) para establecer validez convergente aceptable, tal que dichos constructos cumplen con este requisito; así, el índice de fiabilidad utilizado es el de ^{Fornell y Larcker (1981)}.

Los resultados en la figura 2 indicaron que de las 8 variables latentes de primer orden estudiadas, supervisión de otros consumidores (SOC) fue la que más contribuyó en explicar el CCC, tal que una alta SOC conlleva a un incremento en el CCC (β = 0.82). Adicionalmente, la segunda variable latente que más contribuyó a explicar el CCC fue actos benevolentes en la facilitación del servicio (ABFS), que reportó un efecto positivo en el CCC (β = 0.76). Finalmente, exhibición de relaciones de afiliación (ERA) fue la que menos contribuyó a explicar la varianza de CCC (β = 0.53).

Discusión y conclusiones

Los resultados de la validación de la escala del CCC en el contexto mexicano coinciden con la escala desarrollada y validada por ^{Bove et al. (2003)} en el contexto australiano. El modelo de medición para las 9 variables latentes se representa bien por los indicadores considerados, siendo estos significativos. En el contexto australiano la dimensión mejor evaluada fue la de «sugerencias para mejorar el servicio» (0.80), mientras que para el contexto mexicano la variable que más contribuye a explicar un comportamiento ciudadano de los consumidores de servicios de educación superior privada es la supervisión de otros estudiantes (0.82). Para los servicios educativos esto implica la realización de más acciones para prevenir problemas causados por otros estudiantes, reportar comportamientos inadecuados por otros estudiantes y dar consejos sobre la universidad a otros compañeros con menos experiencia, de tal forma que el estudiante con comportamiento ciudadano se involucra activamente en mantener la integridad de la institución.

Asimismo, los resultados destacaron que también los «actos benevolentes en la facilitación del servicio» (ABFS) explican fuertemente el CCC (0.76). Esta variable considera la interacción de los estudiantes con los empleados de contacto, así como los esfuerzos del estudiante por dar un trato amable a los empleados, colaborar para que el trabajo de los mismos sea sencillo y brindar retroalimentación cuando recibe un buen servicio.

El estudio australiano sostiene que la exhibición de relaciones de afiliación (ERA) es la que menos involucramiento genera en los consumidores estudiados. El análisis factorial confirmatorio aplicado en México coincide en que esta dimensión es la que menos contribuye a la ciudadanía de los consumidores mexicanos.

Entre las implicaciones académicas del estudio se incluye una contribución en la discusión sobre el constructo CCC, el cual continúa en desarrollo (^{Yang y Qinhai, 2011}), así como la comprensión de factores que abordan los aspectos relacionados con él. Dado que el CCC forma parte de las temáticas que se investigan actualmente en el marketing de servicios y en el marketing educativo (^{Bejou y Bejou, 2012}; ^{Landázuri y León, 2012}), la validación de la escala en el ámbito de servicios educativos de pregrado suma al CCC en la agenda de los temas de investigación de la gestión educativa de las instituciones de educación superior, en tópicos como: 1) su incorporación en el desarrollo del plan estratégico de mercadotecnia institucional (^{Moogan, 2011}); 2) la visión del estudiante como co-creador de su formación y de los servicios que recibe de la institución (^{Duque, 2003}); 3) la dinámica y la profundización de la relación alumno-institución de una visión de corto a largo plazo (^{Nuno, 2003}), y 4) la generación de interacciones de confianza, compromiso y cooperación (^{Palmatier, Houston, Dant y Grewal, 2013}) entre el estudiante y los proveedores de los servicios educativos de apoyo.

Las contribuciones relevantes de esta investigación se resumen en la validación de la escala en el contexto mexicano y su aplicación en una categoría de servicios vasta y en aumento como son los servicios de educación superior privada. Sin embargo, los resultados de este estudio presentan ciertas limitaciones. Esta investigación fue realizada solamente en 5 universidades privadas mexicanas, por lo que los resultados podrían diferir al aplicarse en un mayor número de universidades. Además, al haberse utilizado una muestra no probabilística, los resultados de las pruebas de hipótesis deben tomarse con cautela y no pueden inferir sobre la población de estudio.

Por otro lado, se recomienda que en futuras investigaciones se replique el estudio con una muestra de tipo probabilístico, aún más amplia e incluso en un contexto de servicios de instituciones de educación superior públicas, que tienen distintas condiciones. Podemos concluir que la escala adaptada a los servicios educativos resulta útil para medir la ciudadanía de consumidores de servicios educativos de pregrado, en instituciones privadas y en un contexto mexicano. Esta puede ser utilizada por los tomadores de decisiones para mejorar el funcionamiento efectivo de la institución, identificando el grado en que sus estudiantes están dispuestos a recomendar, así como ayudar en el momento de la prestación y mejora de los servicios. Los comportamientos de ciudadanía ofrecen un medio por el cual las organizaciones de servicio pueden obtener ventajas competitivas sostenibles.