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Introducción
El cambio climático, y la intensificación de eventos extremos que conlleva, no sólo requiere medidas de mitigación de corte técnico, político y económico, sino también de la construcción de puentes interdisciplinarios que profundicen en las características del ensamblaje socionatural de dicha problemática, y del papel del comportamiento adaptativo de las comunidades expuestas-susceptibles (Intergovernmental Panel on Climate Change ENT#091;IPCCENT#093;, 2014; Latour, 2017; Sandoval-Díaz, Cuadra-Martínez, Orellana-Fonseca, & Sandoval-Obando, 2021; Sapiains & Ugarte, 2017a). Para responder al riesgo de desastres y eventos extremos ambientales, es necesario integrar los distintos componentes de la dimensión humana (culturales, psicosociales, territoriales y comportamentales), sus vulnerabilidades simbólicas-materiales y sus potenciales acciones de agenciamiento (y resiliencia) (Clayton, 2019; Cuadra, Véliz, Sandoval, & Castro, 2017; Sandoval-Díaz, 2020; Sapiains & Ugarte, 2017a; Sapiains & Ugarte, 2017b).
De acuerdo con los criterios de vulnerabilidad establecidos por la Convención Marco de Naciones Unidas sobre el Cambio Climático ENT#091;CMNUCCENT#093;, Chile es un país altamente expuesto a su impacto, debido a sus vastas (a) áreas de borde costero de baja altura, (b) zonas áridas, semiáridas y de bosques, (c) áreas propensas a sequía y desertificación, (d) zonas urbanas con problemas de contaminación atmosférica, (e) ecosistemas montañosos como las cordilleras de la Costa y de los Andes, y (g) alta susceptibilidad a peligros extremos (IPCC, 2014). En cuanto a la percepción del riesgo, 88% de la población chilena cree que el cambio climático es generado principalmente por la actividad humana y 93% afirma estar consciente de la importancia de este fenómeno; la contaminación atmosférica se mantiene como el principal problema ambiental identificado por la población nacional (32%), seguido por la generación de residuos (Ministerio de Medio Ambiente de Chile, 2018).
Dada la complejidad que supone la problemática del cambio climático (Clayton, 2019; Uzzell, 2003), desde el campo de la psicología ambiental se ha planteado que los distintos componentes psicosociales relacionados con esta problemática (percepciones de riesgo, actitudes, creencias y/o potenciales comportamientos) deben integrarse contextual y culturalmente bajo una visión comprehensiva e histórica del entorno socionatural (Latour, 2017). Este planteamiento se apoya en la tesis de que las acciones personales y/o grupales ante los peligros o riesgos ambientales emergentes (tales como el cambio climático), se encuentran teñidas por los “valores de la comunidad” a la cual se adscriben (sea esto consciente o no), articulando de esta manera componentes subjetivos, ambientales, económicos y políticos, es decir, en clave de cosmovisiones culturales (Meader, 2002; Meader, Uzzell, & Gatersleben, 2006); planteamientos derivados de la teoría cultural de los riesgos.
Teoría cultural de los riesgos
Esta perspectiva interpretativa versa sobre la formación de juicios sobre el peligro, la contaminación y/o las amenazas del entorno, evidenciando su dependencia al contexto sociocultural (Douglas, 2003). Originaria de los estudios antropológicos de Douglas y Wildavsky, esta teoría se constituye en un marco conceptual-empírico que trata de explicar la emergencia de cosmovisiones diferenciadas entre grupos a partir del contexto sociocultural, lo que conlleva, en algunos casos, a conflictos simbólicos-materiales entre visiones ontológicas diferentes sobre el mundo (Douglas & Wildavsky, 1983). Cosmovisiones entendidas como las convicciones/creencias que posee un grupo sobre la forma en que la sociedad protege y justifica sus juicios morales, reforzando las preferencias de los individuos hacia un tipo de organización social o modo de vida particular (Martínez-Torvisco & La Rocca, 2018; Thompson, Ellis, & Wildavsky, 1990). Wildavsky y Dake (1990) identifican cuatro cosmovisiones predominantes: igualitarismo, jerarquismo, individualismo y fatalismo.
El igualitarismo sostiene que las relaciones en el entorno social deben basarse en la igualdad y justicia; lo cual se extiende al entorno físico, bajo la creencia de que la naturaleza debe cuidarse, dada su fragilidad y susceptibilidad ante una potencial catástrofe antrópica.
El jerarquismo justifica la estratificación social bajo la convicción de que el poder y la autoridad deben fundarse en un formalismo verticalista. Teme a la desviación social que amenaza el orden establecido y se somete al juicio de la evaluación tecnocrática de expertos.
El individualismo concibe el entorno como un nicho de emprendimiento ganancial, buscando ejercer control sobre el medioambiente y las personas que lo integran. Dado que según esta cosmovisión sobreviven los más fuertes, la naturaleza es concebida sólo como un recurso ilimitado más.
Por último, el fatalismo plantea un control mínimo sobre el entorno, sosteniendo que el sistema social es esencialmente impredecible e injusto. El entorno natural se visualiza de manera similar y, como resultado de esta visión, se considera que no se tiene control sobre la prevención de desastres ambientales.
Cada cosmovisión supone la aceptación o evitación de determinados riesgos, a partir de la adhesión a un determinado “sesgo cultural” que ordena la forma de percibir y actuar sobre el entorno, a esto se suma que algunos riesgos se politizan mientras que otros permanecen latentes (García-Acosta, 2005; Thompson et al., 1990).
Desarrollos posteriores extendieron su aplicación y medición hacia el dominio ambiental (Dake, 1992; Thompson et al., 1990), en tanto mitos de la naturaleza: (a) Fatalista (naturaleza caprichosa), (b) Jerarquista (naturaleza perversa/tolerante), (c) Individualista (naturaleza benigna) e (d) Igualitarista (naturaleza efímera), ofreciendo así una alternativa a los enfoques convencionales basados en actitudes y/o percepciones individualistas del riesgo (Tansey & O’riordan, 1999). En los últimos 30 años, esta teoría ha ido ganando influencia en el estudio de la preocupación ambiental, entendida como el conjunto de normas morales o sentimientos de obligación personal que emergen de orientaciones de valor socioaltruistas, biosféricas y egoístas (Stern, 1992) y se ha insertado en sistemas de creencias más amplios, organizando así las visiones de la naturaleza y del medioambiente (Lima & Castro, 2005; Meader, 2002).
A partir de la década del 90 del siglo pasado, se comienzan a desarrollar escalas para evaluar estas cosmovisiones, concebidas como lentes reguladores del encuentro entre los individuos y el entorno. Dake (1992), Wildavsky y Dake, (1990), a partir de las ideas propuestas por Schwarz y Thompson (1990), desarrollaron una primera escala compuesta de veinte ítems (cinco por cada cosmovisión), vinculando cada racionalidad con un mito particular de la naturaleza. Posteriormente, Marris, Langford y O’Riordan (1996; 1998) evidenciaron una relación entre cosmovisiones y preferencias en el manejo de problemáticas ambientales. Por su parte, Ellis y Thompson (1997) evidenciaron una relación positiva entre igualitarismo y ambientalismo, y una fuerte relación negativa entre individualismo y ambientalismo. En la década del 2000, Steg y Sievers (2000) desarrollaron una instrumento de medición a partir de cuatro preguntas (cada una operacionalizando una preferencia y una cosmovisión), y encontraron variaciones significativas en la evaluación que las personas realizaron sobre las estrategias de gestión de riesgos ambientales y el comportamiento de toma de riesgos respecto al uso del automóvil. Posteriormente, Meader (2002) y Meader, Uzzell y Gatersleben (2006) encontraron que estas cuatro visiones del mundo se pueden generalizar a los dominios cultural, ambiental y económico (ej. las cosmovisiones igualitarias respecto a asuntos culturales, ambientales y económicos están asociadas positivamente entre sí). Y Lima y Castro (2005) reportaron que las cosmovisiones culturales sobre la naturaleza influían en la “hipermetropía ambiental”, es decir, en los casos en los que la preocupación ambiental es más fuerte hacia los problemas globales por sobre los locales (ej. Las personas con cosmovisiones igualitarias presentaron mayor grado de discrepancia, mientras las personas con cosmovisiones individualistas menos). No obstante, si bien existe un amplio desarrollo de investigaciones sustentadas en el marco conceptual de las cosmovisiones de la naturaleza en distintos ámbitos, sus resultados no han sido consistentes y en algunos casos imposibles de generalizar (Lima & Castro, 2005; Meader et al., 2006; Oltedal, Moen, Klempe, & Rundmo, 2004).
En consecuencia, es relevante revisar las características psicométricas de la Escala de teoría cultural de cosmovisiones ambientales en el contexto latinoamericano, con el fin de aportar al esclarecimiento de los mitos de la naturaleza en sí y su potencial vinculación con distintos componentes de la preocupación y comportamiento pro-ambiental.
Esta contribución podría estimular la realización de estudios latinoamericanos que apliquen la teoría cultural en el ámbito socioambiental, hasta ahora bastante escasos (García-Acosta, 2005; Hernández Peña, Vargas Cuervo, & Zafra Mejía, 2020).
En el contexto latinoamericano se han desarrollado y utilizado otros instrumentos vinculados al estudio de la preocupación ambiental, como la Escala de Nuevo Paradigma Ecológico (NEP), que evalúa las actitudes, creencias y valores que las personas tienen respecto al medioambiente (Dunlap, Van Liere, Mertig, & Jones, 2000). Moyano-Díaz y Palomo-Vélez (2014) validaron la versión revisada (NEP-R) para el contexto chileno y encontraron características psicométricas de fiabilidad y de estructura factorial exploratoria adecuadas, respaldando así su aplicación para la evaluación de creencias y actitudes ambientales (Fuentealba & Soto, 2016; Moyano-Díaz, Palomo-Vélez, & Moyano-Costa, 2015) y comportamiento ecológico responsable (Unanue, Vignoles, Dittmar, & Vansteenkiste, 2016). Si bien el uso de la Escala NEP (y NEP-R) es muy popular, esta no ha estado exenta de críticas de distinta índole (Bernstein, 2020): (a) En primer lugar, por su falta de sustento teórico con respecto a las actitudes (en términos socioculturales o psicosociales), lo que conlleva a la definición/ medición indistinta entre constructos tales como creencias, actitudes, valores y visiones del mundo. (b) En segundo lugar, responde a la idea de la naturaleza como ente singular, es decir, abstraída del contexto sociohistórico, y de preferencia dominantemente individualista (Olmos-Gómez, Estrada-Vidal, Ruiz-Garzón, López-Cordero, & Mohamed-Mohand, 2019). (c) En tercer lugar, según análisis para comprobar su validez de constructo, la NEP-R presenta una estructura bidimensional para la versión chilena y argentina, respectivamente (Moyano-Díaz & Palomo-Vélez, 2014; Reyna, Bressán, Mola, Belaus, & Ortiz, 2018), no obstante, muchos de los análisis factoriales evidencian problemas respecto a su dimensionalidad y reportan modelos adecuados que fluctúan entre los dos y cinco factores (Bernstein, 2020). (d) Por último, la dificultad para realizar comparaciones culturales con los resultados obtenidos en estudios en los que se usó la Escala NEP, debido a sus múltiples variaciones metodológicas respecto al diseño y aplicación, particularmente con respecto a: a) cantidad de factores, variables e indicadores y b) tipo de muestra, y c) cantidad de opciones de respuesta empleadas (Bernstein, 2020; Hawcroft & Milfont, 2010).
Por tanto, considerando la importancia de estudiar y comprender los problemas ambientales desde una perspectiva sociocultural, como de la necesidad de contar con nuevos instrumentos de medición validados en población latinoamericana, la presente investigación tuvo por objetivo realizar una adaptación al español y una revisión preliminar de las propiedades psicométricas de la Escala de teoría cultural de cosmovisiones ambientales diseñada originalmente por Meader (2002). Específicamente, se propuso evaluar la confiabilidad y validez de la adaptación en una muestra perteneciente a la región del Ñuble, Chile, a través de análisis de consistencia interna, validez de contenido, convergente, discriminante y estructura factorial interna exploratoria (AFE) y confirmatoria (AFC).
Método
Participantes
Mediante un muestreo no probabilístico por conveniencia, se seleccionaron 500 participantes en edad adulta que residían en la región del Ñuble, Chile. Las características sociodemográficas de los participantes se detallan en la Tabla 1.
Tabla 1 Características sociodemográficas de la muestra dividas por sexo.
*Nota: Desde el 1 de marzo del 2020 el monto bruto es de 318.000 pesos chilenos, equivales a 476.56 dólares americanos (Ley 21.112)
Instrumentos
Cuestionario de antecedentes
Cuestionario de auto aplicación de seis preguntas que registra características sociodemográficas de los participantes: zona residencial, sexo, edad, nivel educativo completado, ingresos económicos y ocupación laboral. Con este propósito se utilizó el formato de preguntas de la encuesta de caracterización socioeconómica de Chile (Ministerio de Desarrollo Social de Chile, 2018).
Escala teoría cultural de cosmovisiones ambientales (Meader, 2002)
Escala autoadministrada derivada de la Teoría cultural de cosmovisiones ambientales, también conocidas como mitos de la naturaleza (Adams, 1995; Thompson, Ellis & Wildavsky, 1990) y de estudios empíricos derivados de estos (Marris, Langford, & O’Riordan, 1998; Steg & Sievers, 2000). Esta escala evalúa cuatro tipos de cosmovisiones ambientales (individualismo, igualitarismo, jerarquismo, fatalismo). Incluye 16 ítems tipo Likert con cinco alternativas de respuestas graduadas desde 1 = muy en desacuerdo y 5 = muy de acuerdo. La Tabla 2 presenta las características de consistencia interna de los estudios pioneros (Meader, 2002; Meader et al., 2006).
Consideraciones éticas
El presente estudio de validación de la Escala teoría cultural de cosmovisiones ambientales se encuentra vinculado al proyecto de investigación DIUBB 186009 3/I “Consumo sustentable de bolsas de transporte de productos en el comercio: Evaluación ambiental del ciclo de vida asociado a los patrones del comportamiento de la población”, que cuenta con la revisión y aval del comité de ética de la dirección de investigación de la Universidad del Bío-Bío, así como con la firma del consentimiento informado, resguardando los principios de beneficencia y autonomía de los informantes (França-Tarragó, 1996).
Procedimiento
La versión británica de la Escala de teoría cultural de cosmovisiones ambientales (Meader, 2002) fue traducida al español, en primera instancia, por los autores del presente artículo. Posteriormente, un traductor profesional revisó la traducción y la comparó con la versión original, con el objetivo de realizar una adecuada adaptación semántica de los 16 ítems originales. Para la validación de contenido, como jueces expertos se seleccionaron cuatro académicos de universidades chilenas, con formación posgradual de maestría o doctorado y con experiencia de cinco años o más en docencia-investigación en el área medioambiental. En términos disciplinares, dos jueces provenían del campo de la psicología, uno de sociología y uno de ingeniería ambiental, a los cuales se les envió el instrumento y la planilla de revisión vía correo electrónico. Cabe mencionar que los jueces seleccionados no pertenecían al equipo de investigación y aceptaron participar voluntaria y gratuitamente.
Obtenida la validación de contenido, la Escala fue sometida a una prueba de pilotaje para evaluar su aplicabilidad/viabilidad en una muestra de 37 estudiantes universitarios chilenos. Con los datos obtenidos de la prueba piloto, se determinaron las últimas modificaciones respecto a instrucciones, formato de aplicación y tiempo para su formato definitivo (Ver Anexo 1).
Una vez concluida la fase de validez de contenido, se procedió a aplicar la Escala a los participantes que conforman la muestra. Los datos fueron recogidos por estudiantes universitarios capacitados para su aplicación, considerando los siguientes aspectos: a) esclarecimiento de objetivos, b) voluntariedad, c) confidencialidad, d) tiempo de aplicación y e) preguntas emergentes. La aplicación se realizó de manera individual en el hogar de los participantes, previo cumplimiento de criterios de inclusión muestral y disponibilidad; y no se otorgó ningún tipo de compensación por participar en el estudio. Se realizó en un sólo momento y presentó una duración promedio de 20 minutos. Previo al diligenciamiento de la Escala, se informó a los/as participantes sobre la investigación y sus objetivos, quienes firmaron el respectivo consentimiento informado.
Análisis de datos
Validez de contenido
Para la evaluación interjuez de los 16 ítems de la Escala y sus cuatro dimensiones originales, se utilizó la Plantilla de juicio de expertos diseñada por Escobar-Pérez y Cuervo-Martínez (2008), que considera los ámbitos de: (a) Suficiencia: Los ítems que pertenecen a una misma dimensión bastan para obtener la medición de ésta, (b) Claridad: El ítem se comprende fácilmente, es decir, su sintáctica y semántica son adecuadas, (c) Coherencia: El ítem tiene relación lógica con la dimensión o indicador que está midiendo, (d) Relevancia: El ítem es esencial o importante, es decir, debe ser incluido. Estos aspectos evaluados en cada ítem presentan cuatro niveles de valoración: (a) no cumple con el criterio, (b) bajo nivel, (c) moderado y (d) alto nivel de cumplimiento, considerando además posibles observaciones cualitativas (Cassepp-Borges, Balbinotti, & Teodoro, 2010).
Análisis de datos Validez de contenido Para la evaluación interjuez de los 16 ítems de la Escala y sus cuatro dimensiones originales, se utilizó la Plantilla de juicio de expertos diseñada por Escobar-Pérez y Cuervo-Martínez (2008), que considera los ámbitos de: (a) Suficiencia: Los ítems que pertenecen a una misma dimensión bastan para obtener la medición de ésta, (b) Claridad: El ítem se comprende fácilmente, es decir, su sintáctica y semántica son adecuadas, (c) Coherencia: El ítem tiene relación lógica con la dimensión o indicador que está midiendo, (d) Relevancia: El ítem es esencial o importante, es decir, debe ser incluido. Estos aspectos evaluados en cada ítem presentan cuatro niveles de valoración: (a) no cumple con el criterio, (b) bajo nivel, (c) moderado y (d) alto nivel de cumplimiento, considerando además posibles observaciones cualitativas (Cassepp-Borges, Balbinotti, & Teodoro, 2010).
Estadísticos descriptivos y fiabilidad de consistencia interna
En primer lugar, se realizó un análisis descriptivo para cada ítem y su dimensión respectiva. Posteriormente, para el análisis de consistencia interna se utilizó el coeficiente Omega (ω) para las cinco dimensiones de la Escala (McDonald, 1999). Asimismo, se examinó la correlación ítem-total corregida, por medio del programa gráfico libre JASP versión 0.11.1.
Validez convergente y discriminante
Para analizar la validez convergente, Bagozzi, Yi y Phillips (1991) recomiendan que las cargas factoriales estandarizadas, a nivel de ítem-subescala, sean significativas y presenten valores superiores de 0,5, así como, una fiabilidad compuesta mayor a 0,7 (Hair, Anderson, Tatham, & Black, 2010). Por otro lado, para analizar la validez discriminante, Fornell y Lacker (1981) recomiendan comprobar que la raíz cuadrada de la medida de varianza extraída de cada dimensión sea mayor que el cuadrado de las correlaciones entre subdimensiones.
Validez de constructo
Para ambos análisis factoriales, se dividió aleatoriamente la muestra total (N = 500) en dos submuestras, explorando la estructura factorial subyacente vía AFE (N = 300; 60% muestra); para luego confirmar esa estructura en la segunda submuestra (N = 200; 40% muestra) mediante AFC, según la recomendación de Brown (2015). Previa a la implementación del AFE se utilizaron distintas pruebas de adecuación, utilizando el método de estimación Mínimos Cuadrados Diagonalmente Ponderados (DWLS) con rotación Promin; esto de acuerdo con las características de la matriz de correlación utilizada (policórica) y la robustez del método de rotación seleccionado (Lorenzo-Seva & Ferrando, 2019; Lloret-Segura, Ferreres-Traver, Hernández-Baeza, & Tomás-Marco, 2014). En cuanto al número de factores a retener se utilizó el método Hull para seleccionar factores comunes (Lorenzo-Seva, Timmerman, & Kiers, 2011). Por último, para el AFC se utilizó el método de estimación de medias de Mínimos Cuadrados Ponderados y Varianza Ajustada (WLSMV), previa revisión de coeficientes de adecuación del modelo, a través del programa Mplus® v.8.
Resultados
Validez de Contenido Interjuez
Se realizaron análisis de concordancia en tres ámbitos: a) dimensiones de la Escala, b) pares de jueces evaluadores, y c) criterios de evaluación utilizados. En primer lugar, las cuatro dimensiones de la Escala presentaron coeficientes de concordancia de Kappa que fluctuaron entre considerables y casi perfectos (ver Tabla 3).
En segundo lugar, la fuerza de concordancia de Kappa por parejas de expertos fluctuó entre aceptable (Igualitarismo), considerable (Individualismo e Fatalismo) y casi perfecta (Jerarquismo); lo cual se detalla en la Tabla 4.
Tabla 4 Coeficiente de concordancia por dimensión entre pares de jueces.
Nota: *Numero correspondiente a cada juez (juez 1, juez 2, juez3 y juez4)
En tercer lugar, la fuerza de concordancia de Kappa de los criterios de evaluación fue de casi perfecta en los ámbitos de suficiencia, coherencia y relevancia, mientras que el tópico claridad presentó una fuerza de concordancia considerable (ver Tabla 5).
En términos cualitativos, a partir de las observaciones del panel de expertos, se conservaron todos los ítems y se mostró conformidad en cuanto al formato de administración y longitud del instrumento. Por último, identificaron problemas menores en la redacción (conectores y direccionalidad) en los ítems 1, 4 y 15 (Ver Anexo 1).
Estadísticos Descriptivos y Consistencia Interna
En la Tabla 6 se observa que los puntajes promedios de los ítems variaron entre 3,30 a 4,58 puntos (DE = 0,58 a 1,20), lo que indica la no ocurrencia de un efecto de “piso” (1) o “techo” (5) en cualquiera de los ítems analizados. Las correlaciones ítem-subescala iniciales fueron para: (a) Igualitarismo (entre r = 0,13 y r = 0,49), (b) Jerarquismo (entre r = 0,43 y r = 0,56), (c) Individualismo (entre r = 0,52 y r = 0,61) y (d) Fatalismo (entre r = 0,48 y r = 0,70). Sólo el ítem 1 de la subescala de Igualitarismo obtuvo un valor menor a 0,30 (r = 0,13), en consecuencia, se decidió eliminar este ítem de la escala, obteniendo nuevas correlaciones ítem-escala que fluctuaron entre (r = 0,49 y r = 0,61).
Entre las medias de las subescalas, las dimensiones de a) Igualitarismo’ (M = 4,46, SE = 0,10) y b) Jerarquismo’ (M = 4.45, SE = 0,21) obtuvieron los valores más altos, lo que implica mayor presencia de estas cosmovisiones ambientales en la muestra. Los factores que presentaron medias más bajas fueron c) Individualismo (M = 3,80, SE = 0,43) seguida por d) Fatalismo (M = 3,94, SE = 0,50).
Evidencia de Validez Discriminante y Convergente
Para el análisis de la validez convergente se utilizaron dos enfoques: a) Según lo presentado en la Tabla 6, si bien todos los ítems presentaron cargas factoriales estadísticamente significativas respecto a su dimensión, sólo 13 ítems obtuvieron cargas factoriales sobre 0,5, a excepción de los reactivos IG4 y IN12, que presentaron cargas levemente menores. Como segundo enfoque, se utilizó la medida de varianza extraída (, obteniendo valores mayores de 0,5 para las dimensiones de (a) Igualitarismo, (b) Jerarquismo y (c) Fatalismo, y con valores levemente menores para (d) Individualismo. Estos valores fueron complementados con la fiabilidad compuesta, obteniendo valores sobre 0,7 para todas las dimensiones (Hair et al., 2010). Por último, para respecto a la validez discriminante, la de las cuatro dimensiones superan el cuadrado de las correlaciones (Ver Tabla 7).
Tabla 6 Estadística descriptiva, consistencia y dimensiones de la escala (N = 500).
Nota1: IG = igualitarismo; JE = jerarquismo; IN = individualismo; FA = fatalismo; λ = cargas factoriales; MVE = medida de varianza extraída.
Análisis Factorial Exploratorio
Como requisito previo a la aplicación del AFE, se calculó la esfericidad de Bartlett (x² = 2833,8, p = 0,00), el índice KMO = 0,89 y determinante de la matriz de correlación (a = 0,00), indicando la pertinencia de su realización. Para determinar el número de factores a extraer, se utilizó el método Hull identificando los cuatro factores del estudio original. Los análisis realizados sugirieron que la mejor solución era de cuatro factores, la que explicó el 73,5% de la varianza. El primer factor explicó 45,4% y contenía los ítems 9, 10, 11 y 12 que correspondería a la dimensión Individualismo. El segundo factor explicó 15,7% de la varianza y contenía los ítems 5, 6, 7 y 8 que correspondería a la dimensión Jerarquismo. El tercer factor explicó 7% de la varianza, con los ítems 13, 14, 15 y 16 que correspondería a la dimensión Fatalismo.
Finalmente, el cuarto factor explicó 5,4% de la varianza, con los ítems 2, 3 y 4 que correspondería a la dimensión Igualitarismo. Como se observa en la Tabla 8 todos los ítems poseen cargas significativas (> 0,40), acorde a las dimensiones del estudio original de Meader (2002).
Análisis Factorial Confirmatorio
Posteriormente, se realizó el AFC con base en la estructura factorial arrojada por el análisis exploratorio previo. El modelo de cuatro factores inicialmente probado presentó un ajuste aceptable del modelo a los datos x² = 148,105 (p = 0,00); RMSEA = 0,06 (IC95% = 0,04 - 0,08); TLI = 0,973; CFI = 0,961. Luego, se emplearon modificaciones post-hoc para promover una mejor adaptación del modelo (Lei & Wu, 2007). La inspección de los índices de modificación sugirió la existencia de una correlación residual entre los ítems 9 y 11, lo que se considera apropiado dado que ambos ítems se refieren al control de los seres humanos sobre la naturaleza (utilizan explícitamente seres humanos), por lo que pueden compartir varianza. Esta nueva especificación del modelo mejoró sustancialmente el ajuste del modelo a los datos: x² = 137,20 (p = 0,00); RMSEA = 0,05 (IC95% = 0,04 - 0,07); TLI = 0,977; CFI = 0,971 (Ver Figura 1).
Discusión y Conclusiones
El presente trabajo tuvo por objetivo realizar una adaptación al español y una revisión preliminar de las propiedades psicométricas de la Escala teoría cultural de cosmovisiones ambientales (Meader, 2002) en el contexto latinoamericano, específicamente en Chile.
Según los resultados, la Escala presenta una adecuada fiabilidad en las cuatro dimensiones medidas, evidenciando una mejor consistencia interna que los estudios previos (Meader, 2002; Meader et al., 2006). En primer lugar, esta diferencia posiblemente obedezca al tamaño de la muestra del presente estudio, así como al cambio de estadístico utilizado para analizar la consistencia interna (de alfa de Cronbach a Omega), siendo el primero inadecuado para el análisis de variables categóricas-ordinales de tipo Likert (McDonald, 1999). Futuros estudios debieran ofrecer nueva evidencia de confiabilidad a partir de la aplicación test-retest y alfa ordinal, paso relevante para afinar las evidencias encontradas (Domínguez-Lara, 2018).
Respecto a la evaluación de acuerdo inter-juez, propia de la validez de contenido, los rangos de concordancia fluctuaron entre considerable y casi perfecto. Si bien se realizaron modificaciones posteriores intra-item e inter-escala (eliminando el ítem 1), posteriores estudios deben tomar con reserva su eliminación, la cual puede obedecer a asuntos relacionados más con su traducción que con su contenido. En este sentido, es necesario incorporar elementos de operacionalización y redacción más sensibles, sobre todo para la subescala de Igualitarismo.
En relación con la validez convergente y discriminante, se encontró que la subescala de Individualismo fue la única que obtuvo valores marginalmente menores a los esperados en varianza media extractada; procedimiento que fue complementado con análisis de fiabilidad compuesta obteniendo valores aceptables para las cuatro dimensiones, por lo cual, con base en estos antecedentes, se decidió mantener la estructura de cuatro dimensiones. No obstante, estos resultados deben ser analizados a la luz de nuevos estudios de validación.
Respecto al análisis factorial, se realizó un análisis secuencial, dividendo aleatoriamente a los 500 participantes en dos submuestras (AFE = 300 y AFC = 200), teniendo en cuenta recomendaciones actuales en AF (Brown, 2015). Respecto al AFE se encontró una solución inicial en la primera submuestra similar a la versión original de Meader (2002), conformada por los cuatro factores de a) Igualitarismo, b) Jerarquismo, c) Fatalismo e d) Individualismo; la cual fue confirmada con el AFC en la segunda submuestra.
En términos metodológicos es importante destacar que se tomaron decisiones estadísticas diferentes a los dos estudios originales (Meader 2002; Meader et al., 2006). En primer lugar, ambos estudios utilizaron como método de extracción Componentes Principales (CP), el cual es adecuado para identificar el “número y composición de componentes necesario para resumir las puntuaciones observadas en un conjunto grande de variables observadas” (Lloret et al., p. 1153), a diferencia del Análisis Factorial (AF) utilizado en la presente investigación, con el objetivo de “identificar el número y composición de los factores comunes (variables latentes) necesarios para explicar la varianza común del conjunto de ítems analizado” (p. 1152), obteniendo así, una solución diferente de los estudios empíricos iniciales, pero acorde al modelo teórico cultural a probar (Abad et al., 2011). A esto se agrega, que ambos estudios originales utilizaron la regla de Kaiser para la identificación y selección de factores, altamente desaconsejada en la actualidad, sumado al error de utilizar una matriz de correlación de Pearson para opciones de respuestas ordinales. Con el fin de remediar esto, en la presente investigación se utilizó el método Hull para identificar factores y matrices Policóricas (Choi, Kim, Chen, & Dannels, 2011; Lloret-Segura et al., 2014).
Por último, el modelo final obtenido en AFC evidenció un buen ajuste, apoyando la importancia de re-especificar los modelos obtenidos en base a sustentos teóricos (Lei & Wu, 2007).
En esta misma línea, en términos estadísticos-procedimentales, y de acuerdo con Lorenzo-Seva y Ferrando (2006; 2019), los resultados de la presente investigación apoyan el uso del programa Factor (de acceso libre) para la realización del AFE, dado que incorpora procedimientos tanto tradicionales (Correlaciones Policóricas y Análisis Paralelo) como recientes (Análisis Factorial de Rango Mínimo, Rotación Simplimax y Rotación Promin); a diferencia de los software comerciales populares (IBM SPSS, SAS, etc.) que a la fecha, no han incorporado estos avances. Para posteriores estudios, en virtud de que el presente trabajo se llevó a cabo con población general, cuyas problemáticas socioambientales son muy amplias, sería de interés analizar las propiedades psicométricas en grupos afines a la protección ambiental y/o en poblaciones vulnerables ante riesgos socionaturales, incluyendo las características señaladas en la literatura académica como relevantes teóricamente, tales como: clase, raza, casta, etnia, género, edad, pobreza, discapacidad y estado migratorio, por mencionar sólo algunos (Bolin & Kurtz, 2018; Sandoval-Díaz & Cuadra-Martínez, 2020); Esto dado que los resultados pueden variar acorde al a) tipo de problemática (cambio climático, desastres socionaturales, manejo de residuos), b) tipo de contexto nacional y escala geográfica de medición y el c) tipo de conocimiento formal y/o informal que los participantes posean sobre la problemática ambiental a investigar, sólo por mencionar algunos aspectos (Clayton, 2019; Cuadra, Véliz, Sandoval, & Castro, 2017; Sapians & Ugarte, 2017a; Sapiains & Ugarte, 2017b; Sandoval-Díaz et al., 2021).
Además, se recomienda la realización de estudios con diseños explicativos más robustos que permitan corroborar los resultados obtenidos y otros orientados a probar la funcionalidad del instrumento, por ejemplo, incorporando criterios de validez concurrente utilizando, por ejemplo, las Escalas NEP-R y/o de comportamiento ecológico (López Miguens, Álvarez González, González Vázquez, & García Rodríguez, 2015).
Por último, es necesario señalar que este estudio presenta limitaciones que se deben tomar en consideración. La primera es la representatividad de la muestra utilizada con respecto a la población regional, lo cual puede resolverse en futuras investigaciones con un muestreo probabilístico estratificado, acorde a las características de cada contexto. La segunda se vincula con la falta de estudios de validez concurrente y prospectiva, cuyos resultados puedan ser incorporados en procesos reales de preocupación ambiental y disposición al comportamiento proambiental, por ejemplo, ante el cambio climático y/o la gestión de riesgo de desastres. En tercer lugar, se debe reconocer que cualquier escala (por mucha robustez psicométrica que posea), será producto de conceptualizaciones situadas del ambientalismo (y de la relación sociedad-naturaleza), configuradas por la historia, la geografía y el poder. Por tanto, los instrumentos deben probarse y criticarse rigurosamente en función de cómo aparecen las problemáticas socioambientales en el mundo vivido local y global (Bernstein, 2020).
En resumen, este estudio muestra que la adaptación al español de la Escala teoría cultural de cosmovisiones ambientales es confiable, válida y con propiedades psicométricas similares (en algunos casos más robustas) a la versión original en inglés de Meader (2002). Hallazgo que permitirá no sólo nutrir el campo de elección de escalas de medición psicoambientales a nivel regional, sino también profundizar en los componentes socioculturales (y comportamentales) de la preocupación ambiental.
