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Validación de una escala de Expectativa del Comportamiento Proambiental de Otros
En el estudio de los factores que predicen la conducta proambiental (CPA), se han configurado tres grandes grupos de variables: personales, contextuales y sociodemográficas (Corral-Verdugo, 2001; Gifford, 2014; Kollmuss & Agyeman, 2002).
Aspectos como la edad, el sexo, el nivel de educación, el estatus socioeconómico, la religión o la cultura son parte de las variables sociodemográficas, cuyas relaciones con las conductas a favor del ambiente no muestran un perfil específico (Gifford, 2014).
Los factores personales, que son aquellas características que las personas poseen o adquieren a través de la experiencia y que dirigen al individuo en una dirección (Corral-Verdugo, 2010), han mostrado una relación más estable, al menos en cuanto a la dirección en que se asocian con la CPA. Por ejemplo, se ha observado que las personas con mayor orientación al futuro (Arnon & Nurit, 2014) o que muestran motivos para actuar (Corral-Verdugo & Encinas-Norzagaray, 2001) manifiestan realizar CPA.
Por su parte, los factores contextuales, llamados también situacionales, son los elementos de tipo social, físico o circunstancial externos al individuo (Corral-Verdugo, 2010) que van a facilitar u obstaculizar la aparición de las conductas, de acuerdo con su presencia o ausencia y, de estar presentes, con la orientación que promueven (Blake, 2001; Corral-Verdugo, 2010; Corral-Verdugo & Domínguez, 2011; Corral-Verdugo & Encinas-Norzagaray, 2001; Gifford, 2014; Kollmuss & Agyeman, 2002). Por ejemplo, la existencia de vías específicas para bicicletas y la cercanía de los destinos facilitan que las personas elijan este medio de transporte (Fujii & Taniguchi, 2013).
Aunque es muy frecuente que los estudios retomen el contexto físico, como la colocación de contenedores para la separación de residuos y para evitar tirar basura en la calle (Bell, Greene, Fisher, & Baum, 2001), el contexto social también tiene un papel importante y puede afectar de diferentes maneras las decisiones de cómo actuar. Por ejemplo, las metas prosociales pueden relacionarse positivamente con el ambiente, como lo muestran Corral-Verdugo et al. (2009), al evaluar el altruismo y la afinidad hacia la diversidad como factores que integran al constructo de orientación sustentable o el efecto positivo de la equidad sobre la conducta sustentable (Tapia-Fonllem, Corral-Verdugo, Fraijo-Sing, & Durón-Ramos, 2013). Sin embargo, los factores del contexto social en ocasiones van en direcciones distintas al de la orientación prosustentable; por ejemplo, cuando el bienestar del ser humano se coloca muy por encima de la integridad de la naturaleza, como se ha propuesto en el Paradigma Social Dominante (Suárez, 2010).
El entorno social puede afectar a las personas en una forma activa o pasiva. De manera activa, las personas actúan o cambian su comportamiento porque otros los llevan a realizar una acción, como ocurre en el caso de la persuasión (de Groot, Abrahamse, & Jones, 2013), en el uso de estrategias de compromiso verbal (Osbaldiston & Schott, 2012) o la postulación de reglas establecidas explícitamente en las unidades sociales (agrupaciones, comunidades, entre otras). Un efecto pasivo, por otro lado, tiene que ver con la percepción, las creencias y expectativas del individuo acerca de lo que se puede hacer en el lugar, lo que se considera correcto hacer y lo que otros están haciendo. Por ejemplo, la norma descriptiva es el canon de respuestas posibles para realizar actividades en un lugar o circunstancia, que se infiere al ver a otros o el resultado de sus acciones en ese lugar, en tanto que la norma prescriptiva es la percepción de lo que se considera adecuado (Biel & Thøgersen, 2007; de Groot et al., 2013; Thøgersen, 2008). El aspecto que se resalta aquí es que las personas ajustan su comportamiento de acuerdo a la respuesta, o posible respuesta, de otros.
El comportamiento de otros en el campo de los dilemas sociales
En los dilemas sociales (situaciones en las cuales las personas deben decidir entre, al menos, dos opciones cuyos resultados se contraponen entre los beneficios individuales y los grupales), la percepción de la acción de los otros ha resultado un elemento relevante para entender la elección del individuo (Brechner, 1977; Dawes, 1980; González & Santoyo, 2007; Hine & Gifford, 1996; Kuhlman & Wimberley, 1976; Sheldon, 1999; Smith & Bell, 1991). En estos dilemas existen en general dos grupos de respuestas: prosociales (cooperación o altruismo) y egoístas (individualista o competitiva). Se ha señalado que en los ejercicios de dilemas sociales –por lo común investigados a través de juegos experimentales– escoger la opción prosocial es efecto de una elección conductual sensible a las consecuencias, es decir, esa opción será susceptible de modificarse de acuerdo con los resultados que se obtengan de la misma. Esto explica por qué, aun cuando las personas presenten inicialmente elecciones cooperativas, pueden cambiar y ajustarse a lo que los demás están haciendo (Colmenares & Santoyo, 2012). Este ajuste se ha explicado en mayor medida a través del esquema de la reciprocidad (Ramírez, García, & Vázquez, 2004; Vázquez, 2004), y algunos lo proponen como cooperación condicional (Colmenares & Santoyo, 2012; González & Santoyo, 2007).
Pruitt y Kimmel (1977) propusieron la teoría de Expectativa de la meta, que establece que las personas cooperarán cuando tengan la meta de lograr cooperación mutua y la expectativa de que los otros cooperarán en retorno. Lo anterior implica que las diferencias individuales en las expectativas de cooperación son importantes; así, una persona puede elegir no cooperar, si cree que los demás no serán recíprocos.
Dado lo anterior, puede afirmarse que la consideración de lo que hacen los otros puede servir como guía para encauzar el propio comportamiento (Corral-Verdugo, 2001) y actuar tanto a favor como en contra de promover la conducta prosocial y la proambiental.
Ahora bien, la conducta de otros no siempre puede percibirse directamente como en los estudios de laboratorio, sino que en la vida diaria es más común generar ideas acerca de cómo la gente se podría estar comportando, muchas veces con base en un solo ejemplo experimentado. La expectativa acerca de la conducta de otros es la probabilidad de que los otros respondan de una cierta manera (Dawes, 1980; Gupta & Ogden, 2009), en este caso, la probabilidad de que otros actúen proambientalmente. La expectativa puede basarse en experiencias previas o en creencias que la persona genera a partir de su propio comportamiento, normalmente esperando que los otros actúen de forma semejante a sí misma (Gupta & Ogden, 2009), y/o atribuyendo características semejantes a las de la propia persona (Hine & Gifford, 1996; Kuhlman & Wimberley, 1976).
Expectativa de los otros y variables relacionadas
Regresando al campo de la conducta proambiental, se ha estudiado la percepción y las creencias acerca del comportamiento de otros (Corral-Verdugo, 2002; Corral-Verdugo, Frías-Armenta, Pérez-Urias, Orduña-Cabrera, & Espinoza-Gallego, 2002), así como una serie de variables relacionadas con estos constructos, entre las que se encuentran la confianza (Arnon & Nurit, 2014; Dewitte & De Cremer, 2001; Gupta & Ogden, 2009; Moreno, Ruiz, & Corraliza, 2007), la falta de preocupación contextual (Carrus, Bonnes, Corral-Verdugo, Moser, & Sinha, 2013), la percepción de inequidad (Corral-Verdugo, 2012), las normas descriptivas y prescriptivas (Biel & Thøgersen, 2007; de Groot et al., 2013; Thøgersen, 2008), entre otras.
Corral-Verdugo y colaboradores (2002), en un estudio sobre consumo de agua, midieron los motivos para conservarla y la percepción de externalidades (el cual fue operacionalizado como la frecuencia con la que los participantes consideraban que vecinos, rancheros, granjeros e industrias desperdiciaban el agua). En el estudio, probaron que la percepción de que otros gastaban agua en sus actividades tenía un efecto sobre su propio consumo, a través de los motivos para conservarla, de manera que mientras más percibían el gasto de otros, menos motivos presentaban para ahorrarla.
En la revisión de antecedentes emprendida, solamente se encontró un trabajo que utilizaba la expectativa como predictor de CPA. Gupta y Ogden (2009) evaluaron la expectativa de cooperación de otros, así como otras variables (orientación de valor social, confianza, eficacia personal, actitud proambiental, sustitución y preferencia por el producto), con el fin de discriminar entre quienes compran focos ahorradores y quienes adquieren los tradicionales. En sus resultados, la expectativa de cooperación de otros fue el factor más importante para distinguir entre compradores verdes y no verdes, con lo que concluyeron que el comprador verde efectúa la decisión cooperativa porque espera que otros hagan lo mismo, mientras que el comprador no verde no tiene tal expectativa, ni siente la presión de conformarse a lo que hacen los otros.
En general, los estudios muestran que cuando las personas perciben, creen o esperan que los otros se comporten de cierta forma, entonces será más probable que ellos también lo hagan, y esto se ha obtenido tanto en investigaciones de campo (Carrus et al., 2013; Gupta & Ogden, 2009) como de laboratorio (Sheldon, 1999; Smith & Bell, 1991).
En el presente estudio, se retoma el punto de vista de los dilemas sociales debido a que varios autores concuerdan con que los problemas ambientales son situaciones de dilemas sociales donde las personas u organizaciones (instituciones, gobiernos) eligen su propio bienestar a costa de las demás personas y/o de la naturaleza (Bell et al., 2001; Fujii, Gärling, & Kitamura, 2001; Gardner & Stern, 2002; Moreno et al., 2007; Samuelson, 1990). El presente estudio propone la generación de una escala que mida la expectativa acerca del comportamiento proambiental de otros, dado que no se detecta la presencia de algún instrumento específicamente diseñado para medir dicho constructo. En el estudio de Gupta y Ogden (2009) se utilizaron únicamente dos reactivos que se enfocaban en la compra de focos, y no se han encontrado más trabajos que se dirijan a este objetivo. Al generar la escala, se espera que presente propiedades psicométricas aceptables y se relacione positivamente con la conducta proambiental autorreportada.
Método
Participantes
Se obtuvo una muestra de 218 personas a través de un muestreo no probabilístico intencional. El criterio de inclusión fue que tuvieran una edad entre 30 y 40 años. La edad promedio de los participantes fue de 35.17 años (DE = 5.13), con un mínimo de 26 años y un máximo de 46 años. Respondieron una mayor cantidad de mujeres (N = 147, 67.4 %) que de hombres (N = 64, 29.4 %).
En cuanto a su escolaridad, el 8.3 % (18) posee educación primaria, el 34.4% (75), secundaria; el 34.9% (76) tiene educación media superior, el 14.7% (32) reporta educación universitaria y el 3.2% (7) manifestó tener estudios de posgrado.
Instrumentos
A partir de la definición de expectativa de conducta proambiental de otros (la probabilidad de que otros se estén comportando proambientalmente), y con base en trabajos como los de Gupta y Ogden (2009) y Corral-Verdugo et al. (2002), se generaron 13 reactivos que indagan sobre qué tan probable es que otros hagan acciones ambientales. Se formularon siete reactivos a favor del ambiente (e.g. Se preocupen por cuidar el agua) y seis reactivos de acciones en contra del ambiente (e.g. Tiren la basura en cualquier lugar). Las opciones de respuesta fueron tipo Likert, de 1 (nada probable) a 5 (muy probable).
Para evaluar la conducta proambiental, se utilizó una versión abreviada de la escala de Conductas Ecológicas Generales (Kaiser, 1998), con opción de respuesta tipo Likert que va de 1 (Nunca) a 4 (Siempre). La escala fue adaptada a población mexicana por Corral-Verdugo et al. (2009), con 16 reactivos; sin embargo, se eliminó un reactivo acerca del uso del aire acondicionado en casa, debido a que es poco común tener estos dispositivos en el Valle de México.
Procedimiento
Se acudió a lugares públicos como jardines, plazas y exteriores de escuelas. Se utilizó como criterio de inclusión que las personas tuvieran una edad entre 30 y 40 años ya que, de acuerdo con la literatura, son los adultos y jóvenes adultos quienes llevan a cabo más CPA en comparación con adolescentes y adultos mayores (Wiernik, Ones, & Dilchert, 2013). Se eligieron intencionalmente a aquellas personas que visualmente parecieran de la edad requerida y se les invitó a responder a la escala, explicándoles que se trataba de un estudio de psicología ambiental, acerca de su opinión sobre cuestiones ecosistémicas. Se les aseguró que no se pedía ningún dato de identificación como nombre, dirección o teléfono. A las personas que aceptaron participar se les entregó el instrumento impreso, una tabla para recargarse y un lápiz. En caso de que la persona lo solicitaba, el encuestador leía cada reactivo y anotaba la respuesta dada. El tiempo aproximado de respuesta fue de 10 minutos.
Análisis de datos
Para conocer si los reactivos discriminan entre puntajes altos y bajos, se obtuvieron los cuartiles a partir de la sumatoria de los ítems y se aplicó la t de Student para muestras independientes a los grupos de cuartil 25 y 75, con el fin de eliminar aquellos reactivos que presentaron un valor p mayor a 0.05. La confiabilidad se obtuvo por análisis de consistencia interna a través del alfa de Cronbach. Posteriormente, se realizaron las pruebas de adecuación de muestreo de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) y de esfericidad de Bartlett (BS), para conocer si los ítems podían reducirse a dimensiones, aplicando como criterios que la KMO resultara igual o mayor a 0.7 y el valor de p de la BS sea igual o menor a 0.05. Se realizó un análisis factorial exploratorio, utilizando el método de componentes principales con rotación ortogonal (Varimax).
Posteriormente, se especificó y probó un modelo de ecuaciones estructurales para observar si el constructo de expectativa del comportamiento ambiental de otros afecta a la conducta proambiental. Los criterios de ajuste utilizados fueron chi-cuadrada (p > 0.05), que es el indicador estadístico de bondad de ajuste; así como los índices prácticos de ajuste: NNFI (> 0.9), CFI (> 0.9) y RMSEA (= o < 0.08, según Hoe, 2008).
Resultados
A partir de la t de Student, se observó que los 13 reactivos discriminan entre puntajes extremos al resultar estadísticamente diferentes (p < 0.05). El índice de confiabilidad para la escala total fue aceptable (alfa = 0.83). Las pruebas KMO y BS mostraron que los reactivos podían ser factorizados (KMO = 0.84; χ2(45) = 795, p = 0).
El análisis factorial exploratorio arrojó una estructura inicial de tres factores que explicaban el 58.93 % de la varianza, sin embargo, el tercer factor se componía solamente por dos reactivos, mientras que el segundo factor poseía varios reactivos que compartían su carga con el primer factor. Se decidió forzar a dos factores y eliminar aquellos reactivos que mantuvieran pesos factoriales altos en más de un factor. Al retirar tres reactivos, se conformaron los dos factores que mostraban una clara distinción entre la expectativa de comportamientos proambientales (CPA) y la expectativa de comportamientos anti-ambientales (CAA), con una varianza explicada de 57.65 %. La Tabla 1 muestra los reactivos y sus cargas factoriales.
A continuación, se probó un modelo de ecuaciones estructurales para observar si los dos factores que conforman la escala de Expectativa de Comportamiento Ambiental de otros afectan la conducta reportada por los participantes. Este análisis se realizó con la misma muestra, dado que ambas escalas se respondieron en la misma aplicación.
Fue necesario eliminar ocho reactivos del factor de Conducta proambiental y dos reactivos del factor Expectativa de CAA. Una vez hecho esto, los índices mostraron un ajuste adecuado de acuerdo a los criterios mencionados en el método, aunque el índice estadístico χ2 fue significativo (p < 0.05). La Figura 1 presenta el modelo y sus índices de ajuste. Solamente el factor de Expectativa de CPA afectó significativamente, de manera positiva, a la conducta proambiental (coeficiente estructural = 0.28). El modelo explica el 4 % de la varianza de CPA.
Figura 1 Modelo estructural de relación entre la Expectativa del comportamiento proambiental de otros y la conducta proambiental. Índices de bondad de ajuste: x2 = 136.34 (gl = 86), p < 0.001; CFI = 0.95, NNFI = 0.93; RMSEA = 0.05, R2 de la Conducta proambiental = 0.04.
Para esta muestra, la probabilidad de que otros se actúen proambientalmente fue 3.34 (DE = 0.91) y de que se comporten antiambientalmente fue de 3.07 (DE = 1.22). Aunque ambos puntajes se ubican en la opción de ‘ligeramente probable’, son estadísticamente diferentes (t(217) = 2.07, p = 0.03) y se correlacionan negativamente, como se observa en el modelo de predicción. Esto muestra congruencia en la respuesta, ya que, si puntúan alto en la probabilidad de que otros actúen a favor del ambiente, puntuarán bajo en la probabilidad de que no lo hagan.
La media de frecuencia de conductas reportadas fue 2.58 (DE = 0.54), si bien es un puntaje ligeramente por encima de la media esperada de 2.5 (el rango de respuesta fue 1-4), en el rango cualitativo, corresponde a la opción casi nunca, por lo cual esta muestra reporta niveles moderados de CPA. La Tabla 2 muestra la descripción de los reactivos resultantes del modelo estructural.
Discusión
El ser humano como ente gregario se ve influido por su entorno social, además del físico. Las ideas que se tienen sobre el probable comportamiento de los demás pueden dirigir a las personas a modificar su conducta, y esto se ha evaluado a partir de variables como las normas sociales (Biel & Thøgersen, 2007), las externalidades (Corral-Verdugo et al., 2002) o la reciprocidad, en otros campos de la psicología (Brechner, 1977; Kuhlman & Wimberley, 1976).
En el presente escrito, se muestran los resultados de la aplicación de una escala para evaluar el constructo de expectativa del comportamiento ambiental de otros. En dicho instrumento se planteó un enfoque genérico en cuanto a las acciones proambientales, abarcando conductas comunes para las personas en distintas áreas como el cuidado de animales, el ahorro de agua o la preocupación ambiental en general. Además, se crearon reactivos en un sentido negativo, acerca del probable comportamiento en contra del ambiente, como utilizar el automóvil todo el tiempo, con el propósito de evitar un sesgo en la medición al estar redactados todos los reactivos en una misma dirección.
Dado que no se partió de una teoría en particular, sino de las posturas de los dilemas sociales y de la psicología ambiental que abordan este fenómeno (la consideración de la respuesta de los demás), fue primordial el análisis exploratorio para conocer cómo se integraban los reactivos. La organización en dos factores mostró que las personas distinguen entre la probabilidad de que otros actúen a favor o en contra del ambiente. La aportación de esta escala al estudio de los predictores de la conducta proambiental es que la misma permite medir el constructo de interés, observar su relación con la conducta a favor del ambiente, así como la relación con otras variables disposicionales, situacionales y sociodemográficas.
En este trabajo, se obtuvo un efecto significativo entre el factor de expectativa de CPA y la conducta proambiental reportada, lo que, por una parte, aporta validez de criterio al confirmar la relación esperada, si bien el porcentaje de explicación fue pequeño; por otra parte, los resultados concuerdan con los trabajos que muestran que percibir que otros son prosociales, que están actuando proambientalmente o que son recíprocos a las acciones propias, van a manifestar acciones o elecciones prosociales y/o proambientales (Colmenares & Santoyo, 2012; de Groot et al., 2013; Gupta & Ogden, 2009; Smith & Bell, 1991). Esto es relevante en la medida en que sirve para fomentar la CPA o ayuda a entender por qué las personas no actúan o dejan de actuar a favor de la naturaleza cuando consideran que otros están derrochando los recursos naturales (Corral-Verdugo, et al., 2002).
Los resultados encontrados deben tomarse con las precauciones correspondientes a las limitaciones del estudio. En principio, se trata de una muestra no representativa conformada por personas que se encontraban en espacios públicos del centro de Ciudad de México y aceptaron participar; la distribución de las características sexo y escolaridad no fue proporcional, observándose una mayor cantidad de mujeres y personas con educación secundaria y media superior, lo cual puede generar diferencias en las respuestas. Kormos y Gifford (2014) encontraron que las mujeres puntúan más alto que los hombres en los autorreportes de CPA, por lo que es necesario observar en futuros estudios si se presentan sesgos diferenciales en relación con la expectativa sobre otros.
La escala menciona diferentes tipos de acciones a favor y en contra de la naturaleza como cuidar el agua, tirar basura, usar auto o atender animales, por lo cual podría tomarse como base para generar instrumentos adicionales más específicos de ciertos tipos de conducta ambiental (ahorro de energía, separación de residuos, entre otros), esperando una relación de efecto mayor al encontrado en este estudio, puesto que la especificidad de las variables también puede ejercer influencia en dicho efecto (Kollmuss & Agyeman, 2002).
Como se mencionó en la introducción, durante la revisión de literatura no se encontraron otras escalas semejantes; sin embargo, es oportuno continuar explorando ya que el constructo se ha manejado en diferentes formas y puede presentarse la posibilidad de comparar la escala que aquí se propone con otras que tienen el mismo propósito. De igual manera, conceptualmente, la expectativa de CPA se relaciona con constructos como las normas descriptivas (Biel & Thøgersen, 2007; de Groot et al., 2013; Thøgersen, 2008), por lo cual, en futuros trabajos, podrían ser evaluados ambos constructos, esperando una relación positiva que aporte evidencia de validez convergente.
