La intención de pagar más por hacer Turismo Ecológico: el efecto moderador del género .
The intention to pay more for doing Ecological Tourism: the moderating effect of
gender. 1
José Alberto Crespo Jareño
https://orcid.org/0000-0003-2237- 4049
crespoja@outlook.es 2
Universidad de Castilla-La Mancha, Toledo, Castilla-La Mancha, España
1 Manuscrito recibido el 23 de marzo del 2022, y aceptado tras revisión editorial y de pares doble ciego el 02 de junio del 2022. Kalpana-Revista de Investigación. no. 22. Publicación Semestral (julio-2022) ISSN - e: 2661-6696 ISSN: 1390- 5775.
2 Doctor en Economía y empresa por la Universidad de Castilla-La Mancha. Master Oficial en Cooperación al Desarrollo por la Universidad Jaime I. Licenciado en Ciencias Políticas y de la administración por la Universidad Complutense de Madrid. Profesor en Universidad de Castilla-La Mancha: Toledo, Castilla- La Mancha, ES.
La intención de pagar más por hacer Turismo Ecológico.
José Crespo
Kalpana no. 22 (julio -2022) (pp. 72- 91)
R esumen
El propósito de este artículo es investigar la intención de pagar más, por realizar ecoturismo en dos países, a través del modelo Valor-Norma-Creencia, y evaluar la influencia del género en la toma de decisiones de los turistas ecológicos. A través de una encuesta online realizada entre 809 personas que manifestaron que había reali zado ecoturismo en Chile y España. Los resultados indican que el género no tiene un efecto moderador en la intención de pagar un sobreprecio por hacer turismo ecológico. Para los operadores de turismo de naturaleza, el hecho de que el factor género no sea moderador implica la oportunidad de realizar actuaciones destinadas al turista sin segmentarlo por género, dado que los resultados señalan que el género no es una variable útil para segmentar el mercado turístico. Este artículo añade conocimiento sobre la influencia del género en los procesos de toma de decisión. Particularmente, porque este artículo explora la intención de pagar más por hacer turismo ecológico entre nacionales de dos países.
Palabras clave: Chile, España, comportamiento ecológico, ecoturismo, valor-norma - creencia, teoría del comportamiento planificado.
A bstract
The aim of this article is to investigate the intention to pay more for ecotourism in two countries, using the theory of value, believe, norm and to evaluate the influence of gender on the decision-making of ecotourists. Through an online survey of 809 people who sa id they had done ecotourism in the past year in Chile and Spain. The results indicate that the gender does not have a moderating effect on the intention to pay more for ecological tourism. For ecological tourism operators, the fact that the gender factor is not moderating implies the opportunity to perform actions aimed at the tourist without segmenting by gender, since the results indicate that gender is not a useful variable to segment the tourism market. This article adds knowledge about the influence of gender in decision - making processes. Particularly because this article explores the intention to pay more for doing ecological tourism between nationals of two countries.
Keywords: Chile, Spain, ecological behaviour, ecotourism, value-believe-norm, theory of planned behaviour .
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I ntroducción
El turismo es una industria tremendamente importante a nivel global, y su evolución a lo largo de las últimas décadas, ha producido que el turismo de masas dé lugar a otras formas de turismo, denominado alternativo, que respeta los territorios, el medioambiente, en donde el respeto a la naturaleza y el contacto con las poblaciones residentes en los territorios que se visitan es cada vez más importante (Nel.lo y Llanes, 2016)
Durante las últimas décadas, han surgido formas de realizar turismo respetando el medio ambiente, y combinándolo con la diversión, el contacto con las comunidades locales, su cultura y patrimonio, como consecuencia de que los turistas han desarroll ado una mayor conciencia sobre cómo afecta a la naturaleza su actividad en los espacios naturales (Hultman, Kazeminia y Ghasemi, 2015; Hwang y Lee, 2018;) .
Existe un campo de investigación que necesita ser cubierto en el ámbito de los factores culturales, sociodemográficos o psicográficos (Weaver y Lawton, 2007; Do PaÇo y Raposo, 2009; Han, 2015; Kiatkawsin y Han, 2017; Hwang, K., y Lee. J., 2018 ), especialmente a través de modelos integrales (Weaver y Lawton, 2007).
En la industria del turismo, las investigaciones sobre la disposición de los consumidores a pagar más por la realización de actividades de turismo ecológico o ecoturismo empleando modelos de psicología social son escasos (Hultman et al., 2015 ).
En esta propuesta, a diferencia de otras investigaciones previas, se pretende conocer la importancia de los factores sociodemográficos: el género (Weaver y Lawton, 2007), que durante las últimas épocas han dejado de tener especial relevancia en la academia (Do PaÇo y Raposo, 2009), para lo que partiendo de la creación de un modelo, que conjuga factores psicográficos en el ámbito del comportamiento turístico (Han , 2015). El modelo propuesto por Lorenzo, Alarcón, Crespo, (2019), basado en la teoría del Valor-Creencia-Norma (Stern, Diertz y Guarnano, Kalof, 1999; Choi, Jang y Kandampully, 2015) y que conjuga las normas subjetivas constructo de la Teoría del Comportamiento Planificado (Ajzen, 1991; Choi et al, 1995). Para ello se ha escogido dos países, Chile y España, que cuentan con un extraordinario potencial ecoturístico.
La práctica del turismo en el medio natural, parques y espacios naturales crece en cada ejercicio en la inmensa mayoría de los países del mundo (Balmford, Green, Anderson, Beresford, Huang, Naidoo y Manica, 2015). El turismo ecológico o ecoturismo supone un décimo del turismo mundial (Nel.lo, y Llanes, C., 2016), siendo en el caso de Chile de algo menos de 3 millones (SENATUR, 2013) y en España de algo más de 14 millones (EUROPARC, 2016) .
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El género y el resto de las variables sociodemográficas comenzaron a ser empleadas en relación con el consumo de productos ecológicos, en los años setenta (Anderson y Cunningham, 1972). Estos autores señalaron que el consumidor que denotaba una conciencia ambiental poseía elevada educación, alto estatus económico, estaba por encima de los cuarenta años y era mujer. Posteriormente, esta forma de perfilar a los consumidores y las formas de segmentación de estos, dieron paso al empleo de los factores psicográficos con el objeto de conocer el perfil de los consumidores ecológicos (Straughan y Roberts, 1999). Sin embargo, hay diversas épocas posteriores en las que los aspectos sociodemográficos han vuelto a tener mayor vigencia y apogeo (Mostafa, 2007).
Desde los años setenta, el estudio de las variables sociales y demográficas, entre las que se encuentra el género de los consumidores, no ha conseguido llegar a un consenso definitivo sobre cómo influyen en los comportamientos de los consumidores. S iguiendo a Stern et al. (1995), Donde aplica el modelo Valor-Creencia-Norma, los valores biosféricos están fuertemente representados en el género femenino más que en el masculino. No obstante, el estudio de Stern et al (1993), señalaba que eran las mujeres por encima de los hombres las que tenían mayores valores en relación con los tres tipos de valores los biosféricos, altruistas y egoístas, a pesar de ser claramente antagonistas.
Se encuentran diversas investigaciones que apuntan a que son las mujeres las que muestran una mayor preocupación ambiental que los hombres (Anderson y Cunninghan, 1972). En el lado opuesto, Balderjahn (1988) señala que la relación entre las actitudes ecológicamente conscientes y el empleo de productos no contaminantes son más fuertes entre los hombres. Así como otros estudios señalan que no hay diferencia entre géneros (Berenguer, Corraliza y Martin, 2005). Por lo no existe un consenso definitivo sobre esta cuestión (Lee et al., 2013), y existen dudas sobre si son los valores prosociales o los proambientales los determinantes (Stern Dietz, and Kalof ,1993) .
De igual forma, las investigaciones en materia de género han tratado de analizar la existencia de diferencias entre hombres y mujeres en relación con su comportamiento en favor del medioambiente, existiendo una mayor tendencia por parte de las mujeres a realizar comportamientos proambientales en función de sus roles y actitudes (Straughan y Roberts, 1999; Stern et al., 1993). No obstante, los datos son poco claros a lo largo de otros estudios que trabajan con distintos comportamientos, como ahorro energético, etc.
Do PaÇo y Raposo (2009), en su estudio sobre el perfil del consumir ecológico en Portugal, realizado con una muestra de más de 887 cuestionarios autoadministrados, señalan que el género no es significativo en el comportamiento ecológico de los consumidores portugueses, pero, no obstante, y, a pesar de esta ausencia de significatividad, los autores señalan que existen diferencias de género, dado que el segmento que denominan “greener” aglutina a un mayor número de mujeres. Lee (2009), en su estudio realizado en Hong Kong entre 6.010 escolares, señala que hay diferencias de género en los comportamientos de compra de los jóvenes. El estudio, entre otros
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muchos resultados, señala que la preocupación y las actitudes ambientales son superiores entre las mujeres que los hombres.
Laroche, Bergeron y Barbaro-Forleo (2001) señalaron en su estudio que las mujeres están dispuestas a pagar más que los hombres por los productos ecológicos y son más proclives a comprar este tipo de artículos. En sentido contrario, Kang, Stein, Yoonjoung y Lee (2012) señalan en su estudio sobre la intención de pagar más por los visitantes de hoteles de Estados Unidos con buenas prácticas, los hombres expresan una mayor actitud hacia pagar un extra por estas prácticas ecológicas.
Metodología
El género es uno de los factores variables que ha sido estudiado en el comportamiento del turista a lo largo de la literatura. En este sentido, se encuentran diversas investigaciones que apuntan a que son las mujeres las que muestran una mayor preocupación ambiental.
En la investigación de Lee et al. (2013) sobre las prácticas de ahorro energético y al pago de precios superiores por recursos relacionados con la eficiencia energética, pone de manifiesto que los valores altruistas y biosféricos están relacionados con este tipo de comportamiento, mientras que los valores egoístas no tienen significación en relación con estos comportamientos.
Se aplico el modelo expuesto por Lorenzo-Romero et al. (2019) basado en el modelo Valor-Norma-Creencia de Stern et al. (1999) completado por el constructo de normas personales, modelo de la Teoría del Comportamiento Planificado de Choi et al., (2015), incluyendo en el efecto de una variable sociodemográfica como es el género, el cual se considera que es de interés por su posible efecto moderador en los comportamientos.
En materia turística, estos valores biosféricos, se calificaron de interés en el estudio a través de la teoría Valor-Norma-Creencia en materia de turismo (comportamiento del turista, visitas a alojamientos ecológicos (Han, 2015 Choi et al., 2015; Lee y Jan, 2017). En el mismo sentido diversos estudios sobre comportamientos ecológicos señalan la influencia positiva de los valores biosféricos, y la no influencia significativa de los valores egoístas (Han, Hwang y Lee, 2017). El Nuevo Paradigma Ecológico –NEP– (Han, 2015), posee una capacidad predictiva en relación con las actitudes, influye significativamente en la conciencia de las consecuencias de los distintos comportamientos ambientales (energía, turismo) (Stern et al., 1999; Van Riper y Kyle, 2014; Choi et al., 2015; Han, 2015; Yeboah y Kaplowitz, 2016; Kiatkawsin y Han, 2017).
✓ H.1.b. La influencia de los valores biosféricos en el Nuevo Paradigma Ecológico, está moderada por el género.
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✓ H.2.b. La influencia de los valores egoístas en el Nuevo Paradigma Ecológico est á moderada por el género.
✓ H.3.b. La influencia del Nuevo Paradigma Ecológico en la conciencia de las consecuencias está moderada por el género.
Distintos estudios han señalado la existencia de relaciones entre el constructo conciencia de las consecuencias con el siguiente constructo del modelo valor-norma - creencia, sobre determinados comportamientos ambientales (participación, energía, consumo) (Stern et al., 1995; Itbissem, 2010), así como en el turismo (Choi et al., 2015; Kiatkawsin y Han, 2017).
✓ H.4.b. La influencia de la conciencia de las consecuencias sobre la adscripción de responsabilidad está moderada por el género.
✓ H.5.b. La influencia de la conciencia de las consecuencias sobre las normas personales está moderada por el género.
✓ H.6.b. La influencia de la conciencia de las consecuencias sobre la intención de hacer ecoturismo está moderada por el género.
La adscripción de responsabilidad ha sido señalada como el constructo más poderoso del modelo VNC, en algunos estudios (Han, 2015; Kiatkawsin y Han, 2017). Las normas personales se han mostrado, como el constructo más poderoso del modelo Valor-Norma-Creencia (Stern et al., 1995). Diversas investigaciones en el ámbito turístico señalan que las normas personales tienen una relación positiva con la intención de comportamiento ecológico, como puede ser la intención de comportarse de forma ecológica mientas viajan (Yeboah y Kaprowitz, 2016) visitan alojamientos ecológicos (Choi et al., 2015), así como la intención de pagar más por realizar prácticas turísticas ecológicas (Han et al., 2015).
✓ H.7. b. La influencia de la adscripción de responsabilidad sobre las normas personales, está moderada por el género. Por otro lado, la relación entre las normas subjetivas y la intención de comportamiento en el ámbito turístico ha sido encontrada positiva en algunos estudios de turismo, como el realizado sobre visita a alojamientos ecológicos (Han et al., 2010 ).
✓ H.8.b. La influencia de las normas personales sobre la intención de hacer ecoturismo está moderada por el género.
✓ H.9.b. La influencia de las normas personales sobre la intención de pagar por hacer ecoturismo está moderada por el género.
✓ H.10.b. La influencia de las normas subjetivas sobre las normas personales está moderada por el género.
La relación entre las normas subjetivas, constructos provenientes de la Teoría del Comportamiento Planificado, y el constructo de las normas personales, constructo del modelo Valor-Norma-Creencia, es significativa en distintos estudios de comportamiento
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proambiental en el ámbito turístico o de visita a museos. No obstante, algunos otros estudios han señalado que esta relación no existe o es muy débil (Choi et al., 2015)
✓ H.11.b. La influencia de las normas subjetivas sobre la intención de hacer ecoturismo está moderada por el género.
Ajzen y Peterson (1988), citado en Lu et al. (2014), señalan que la “intención de pagar” es la pretensión de satisfacer una cantidad económica por una actividad de ocio o un bien.
Existen diversos estudios que señalan, que los consumidores en general, y los turistas en particular están dispuestos a realizar sacrificios en favor del medio ambiente, entre ellos pagar más por realizar un crucero que respete el medio ambiente (Han et al., 2015). De igual manera, están dispuestos a pagar más los que pretenden realizar ecoturismo (Hultman et al., 2015). Entre géneros, existen algunos estudios que señalan que hay diferenciación en este comportamiento – pagar más- como es el estudio de Laroche et al., (2001), o de realizar determinadas prácticas como pagar tasas, o ayudar para prevenir la polución (Torgler, García-Valiñas y Macyntire, 2007). En base a estas investigaciones, se propone la siguiente hipótesis:
✓ H.12.b. La influencia de la intención de hacer ecoturismo sobre la intención de pagar más por hacer ecoturismo está moderada por el género.
El cuestionario
En esta investigación, tras haber realizado la revisión de la literatura previa, se ha elaborado un cuestionario de 80 preguntas, que recoge distintas preguntas cerradas, abiertas y escalas tipo Likert de 5 puntos. El cuestionario fue revisado previamente a través de un pretest con expertos del sector, así como con turistas, que permitió me jorar la herramienta.
El cuestionario fue posteriormente aplicado, durante el tercer trimestre del año 2017, entre turistas chilenos y españoles, que superaron una pregunta filtro sobre sus actividades ecoturísticas en el último año. Los ecoturistas debían ser mayores de 15 años. La muestra estuvo estratificada conforme a cuotas previamente testadas de edad y sexo, en base a las cuales, concretando en Chile como país objeto de análisis, hemos acudido a los datos que facilita la Secretaria de Turismo de Chile (Senatur, 2013), que realizó el último estudio sobre “Medición y Comportamiento del Turismo Interno” en 2012. Para el caso de España, la muestra está basada en los resultados de la encuesta de movimientos turísticos de los españoles (Familitur), que realizó en 2016 el Instituto Nacional de Estadística (INE., 2016), sobre viajes en España, se han obtenido los números para edad y género.
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El trabajo de campo se realizó mediante un panel facilitado por una empresa de investigación de mercados, mediante encuestas online. La muestra final contó con 406 casos válidos para Chile y 403 para España.
Se empleó el software SPSS v.22® con el fin de analizar los datos de carácter descriptivo, así como para realizar el estudio de la fiabilidad de las distintas escalas. En un segundo estadio, se empleó el software Smart PLSv.3.6.2® para analizar el modelo conceptual propuesto mediante ecuaciones estructurales .
Desarrollo de la investigación
El estudio se basó en dos encuestas; una realizada en Chile por 193 varones y 213 mujeres y otra en España, donde fueron 208 varones y 195 mujeres las que completaron el cuestionario. En relación con la edad la edad, se encuentra que un 33% son mayores de 45 años y menores de 64 años y que un 31,9% son ecoturistas entre los 30 y los 44 años. Ambos grupos suponen un 64,9% de la muestra. Por su parte, el porcentaje de ecoturistas jóvenes, entre 16 y 29 años, supone un 26% de la muestra, mientras que los ecoturistas mayores de 65 años representan un 9,1% de la mu estra.
Para evaluar la capacidad predictiva del modelo estructural, se analizó las variables independientes a través de la varianza de las variables endógenas, que son capaces de explicar los constructos que las predicen (Cepeda y Roldán, 2004). En relación con los valores óptimos de este nivel predictivo se tomó la propuesta de Falk y Miller (1992) que indican que el valor de R2 de los constructos deben ser valores superiores a 0,1. En relación con los indicadores de ajuste global, se partirá del criterio global de bondad del ajuste o goodness of fit index (GoF). Los valores del denominado índice GoF, varían entre 0 y 1, y suele recomendarse que sean superiores a 0,31 (Chin, 1998) para estimar que presentan cierta calidad.
Se realizó un análisis sobre la fiabilidad de los ítems empleados en el caso de ambos géneros empleando los valores propuestos por Carmines y Zeller (1979). Tanto en el caso de los ítems para el hombre como para el caso de las mujeres, véanse Tablas 1 (hombres) y 2 (mujeres), los valores son superiores a 0,7. La excepción vuelven a ser los valores del Nuevo Paradigma Ecológico, donde los ítems (2, 5, 7, 8, 10, 12, 13, 15) empleados son aquellos que son superiores a 0,4 (Urbach, y Ahlemann, 2010).
Se revisó la fiabilidad del constructo a través del Alfa de Cronbach y de la fiabilidad compuesta, conforme a las recomendaciones del nivel mínimo de referencia 0,7 (Nunnally, 1978). Según se indica en las Tablas 1 y 2, se ve que en ambos casos los indicadores del género masculino se encuentran por encima del nivel mínimo de referencia, al igual que los valores para los indicadores en el caso femenino (0,7).
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Tabla 1. Medidas de fiabilidad: hombres
Constructos
ÍTEM
Carga factorial*
AVE
Alpha Cronbach
IFC
V.B. V.B 1 0,852000 0,736446 0,879610 0,917623
V.B 2 0,897000
V.B 3 0,901000
V.B 4 0,777000
V.E. V.E.9 0,814000 0,764378 0,902343 0,928219
V.E.10 0,917000
V.E.11 0,930000
V.E.12 0,830000
NEP NEP2 0,575000 0,407257 0,817347 0,860071
NEP3 0,648000
NEP5 0,687000
NEP7 0,669000
NEP8 0,590000
NEP10 0,710000
NEP12 0,550000
NEP13 0,624000
NEP15 0,673000
C.C. CC1 0,863000 0,731520 0,947467 0,956108
CC2 0,863000
CC3 0,877000
CC4 0,857000
CC5 0,857000
CC6 0,569000
CC7 0,853000
CC8 0,801000
A.R. AR1 0,723000 0,631409 0,722032 0,83656
AR2 0,819000
AR3 0,937000
N.P. N.P.1 0,747000 0,591290 0,860423 0,896219
N.P.2 0,834000
N.P.3 0,721000
N.P.4 0,810000
N.P.5 0,813000
N.P.6 0,686000
N.S. N.S.1 0,942000 0,871677 0,926350 0,953218
N.S.2 0,941000
N.S.3 0,918000
IC ecotur ICEecotur1 0,814000 0,711004 0,864482 0,907675
ICEecotur2 0,846000
ICEecotur3 0,884000
ICEecotur4 0,827000
IPM ecotur IPM Ecotur5 0,825000 0,718102 0,933253 0,946582
IPM Ecotur6 0,737000
IPM Ecotur7 0,898000
IPM Ecotur8 0,904000
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IPM Ecotur9 0,896000
IPM Ecotur10 0,756000
IPM Ecotur11 0,897000
Elaboración propia3. *p-valor<0,05. Nota: A.R: adscripción de responsabilidad; C.C: conciencia en las consecuencias; IC Ecotur: intención de hacer ecoturismo; IPM Ecotur: intención de pagar más por hacer ecoturismo; N.E.P: nuevo paradigma ecológico; N.P.: norma personal; N.S: normas sociales; V.B.: valores biosféricos; V.E.: valores egoístas.
Tabla 2. Medidas de fiabilidad: mujeres
Constructos ÍTEM
Carga factorial* AVE
Alpha Cronbach
IFC
V.B. V.B 1 0,901 0,780203 0,905422 0,934057
V.B 2 0,879
V.B 3 0,984
V.B 4 0,815
V.E. V.E.9 0,827 0,716053 0,868516 0,909611
V.E.10 0,881
V.E.11 0,887
V.E.12 0,786
NEP NEP2 0,608 0,359709 0,773482 0,831139
NEP3 0,44
NEP5 0,61
NEP7 0,689
NEP8 0,641
NEP10 0,667
NEP12 0,715
NEP13 0,491
NEP15 0,604
C.C. CC1 0,822 0,735144 0,948458 0,956875
CC2 0,891
CC3 0,871
CC4 0,847
CC5 0,883
CC6 0,825
CC7 0,865
CC8 0,853
A. R AR1 0,669 0,58675 0,660582 0,808487
AR2 0,773
AR3 0,846
N.P. N.P.1 0,584 0,492265 0,790261 0,851918
N.P.2 0,792
N.P.3 0,625
N.P.4 0,728
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N.P.5 0,766
N.P.6 0,69
N.S. N.S.1 0,931 0,882589 0,933385 0,957532
N.S.2 0,957
N.S.3 0,93
IC ecotur ICEecotur1 0,837 0,72649 0,87428 0,913844
ICEecotur2 0,815
ICEecotur3 0,909
ICEecotur4 0,845
IPM ecotur IPM Ecotur5 0,808 0,678133 0,91877 0,935843
IPM Ecotur6 0,748
IPM Ecotur7 0,891
IPM Ecotur8 0,878
IPM Ecotur9 0,866
IPM Ecotur10 0,646
IPM Ecotur11 0,897
*p-valor<0,05. Elaboración propia.
En relación con el análisis de la validez convergente, se empleó la varianza extraída media (AVE) de Fornell y Larcker (1981). Siguiendo los datos de las Tablas 1 (hombres) y 2 (mujeres), los valores del AVE de los constructos teóricos de nuestro modelo en el caso de los hombres son superiores al valor recomendado por Fornell y Larcker (1981), es decir están por encima del 0,5. En el caso de las mujeres (Tabla 2), los valores del AVE de los constructos muestran, también, valores superiores al valor óptimo señalado.
En relación con el análisis de la validez discriminante, siguiendo el criterio de Fornell y Larcker (1981), se revisó, tanto para los hombres (véase la Tabla 1), como para las mujeres (véase la Tabla 2). El criterio de Fornell y Larcker (1981), significa que la varianza extraída media de un constructo debe ser superior al cuadrado de las correlaciones del constructo con relación a los constructos.
Además, se empleó la matriz de correlaciones, incluyendo los valores AVE (varianza extraída media) de cada uno de los constructos en su diagonal.
En el caso masculino (véase la Tabla 1) el valor de los AVE de cada constructo es superior a las correlaciones de cada constructo con el resto de los constructos, lo que indica que existe la validez discriminante conforme al criterio de Fornell y Larcker (1981). No obstante, existen problemas con la dimensión nuevo paradigma ecológico, para la que se cuestiona que pueda compartir más varianza con el constructo valores biosféricos que con sus propios indicadores, una vez que la raíz de la varianza promedio extraída (AVE) de la primera no supera a la correlación con el constructo segundo.
Por otro lado, para las mujeres (véase la Tabla 2), el valor de los AVE de cada constructo es superior a las correlaciones de cada constructo con el resto, lo que indica
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que existe validez discriminante conforme al criterio de Fornell y Larcker (1981), excepto para la dimensión normas personales.
En conjunto, podemos señalar que los resultados obtenidos indican que hay problemas de validez discriminante. Si existen problemas con la dimensión ‟nuevo paradigma ecológico”, para la que se cuestiona que pueda compartir más varianza con el constructo valores biosféricos que con sus propios indicadores, una vez que la raíz de la varianza promedio extraída (AVE) de la primera no supera a la correlación con el constructo segundo. Así como con la dimensión normas personales, para la que se cuestiona que pueda compartir más varianza con el constructo normas subjetivas que con sus propios indicadores, una vez que la raíz de la varianza promedio extraída (AVE) de la primera no supera a la correlación con el constructo segundo .
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Tabla. 3 Correlaciones de constructos: hombres
C.C.
IC
Ecotur
IPM
Ecoturismo
N.E.P.
N. P
N.S.
V.B.
V.E.
A.R. 0,63141
C.C. 0,35119 0,73152
IC Ecotur 0,25732 0,41208 0,71100
IPM Ecoturismo 0,25793 0,28568 0,39864 0,71810
N.E.P. 0,31743 0,67594 0,32392 0,21798 0,40726
N. P 0,36877 0,48316 0,44242 0,55524 0,43686 0,59129
N.S. 0,25569 0,29689 0,40320 0,51467 0,19850 0,56850 0,87168
V.B. 0,39243 0,57761 0,44228 0,31497 0,52218 0,48451 0,30989 0,73645
V.E. - 0,08509 - 0,14961 - 0,02090 0,07024 - 0,28086 0,03218 0,20671 -0,03385 1,00000
Elaboración propia .
Tabla 4. Correlaciones de los constructos: mujeres
A.R.
C.C.
IC Ecotur IPM Ecotur N.E.P.
N. P
N.S.
V.B.
V.E.
A.R. 0,58675
C.C. 0,31603 0,73514
IC Ecotur 0,30100 0,31507 0,72649
IPM Ecoturismo 0,26345 0,20017 0,47347 0,67813
N.E.P. 0,22327 0,62982 0,30538 0,18846 0,35971
N. P 0,33606 0,35958 0,42984 0,57496 0,35114 0,49227
N.S. 0,22690 0,09568 0,39080 0,47648 0,07679 0,51790 0,88259
V.B. 0,26460 0,42511 0,34867 0,22832 0,42515 0,34057 0,23643 0,78020
V.E. 0,03049 -0,13677 -0,10713 0,06788 -0,33532 0,00419 0,18807 -0,21839 0,71605
Elaboración propia
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El modelo estructural: su evaluación.
Con el fin de realizar una validación del modelo estructural propuesto con carácter general, se empleará una técnica no paramétrica de remuestreo, donde se observará los estadísticos t, que nos ayudarán a conocer la significación de los denominados Coeficientes Path y los intervalos de confianza, que nos facilitan las pruebas de hipótesis, y el R2 .
La literatura indica que R2 tiene que ser superior a 0,1, según Falk y Miller (1992), y que las divisiones pueden ser 0,75, si se trata de nivel productivo sustancial, 0,50 si son moderados, 0,25 sí es débil, según Hair, Sarstedt, Hopkins, Kuppelwieser (2014). Siguiendo el criterio de Chin (1998) los grados de interpretación pueden ser sustancial (0,67), moderado (0,33) y débil (0,19).
Tabla 5. Comparativa de los valores R2 por género y modelo general
Hombres Mujeres General
A.R. 0,123333 0,099872 0,114535
C.C. 0,456896 0,396677 0,420902
IC Ecotur 0,27854 0,261668 0,265199
IPM Ecoturismo 0,337395 0,393414 0,3627
N.E.P. 0,342017 0,242492 0,290679
N. P 0,450972 0,383794 0,41788
N.S. V.B. V.E.
Nota: A.R: adscripción de responsabilidad; C.C: conciencia en las consecuencias; IC Ecotur: intención de hacer ecoturismo; IPM Ecotur: intención de pagar más por hacer ecoturismo; N.E.P: nuevo paradigma ecológico; N.P.: norma personal; N.S: normas sociales; V.B.: valores biosféricos; V.E.: valores egoís tas. Elaboración propia.
En el ámbito comparativo se debe señalar que se producen similitudes y diferencias en la comparación de los R2. En el análisis de los valores de R2 (véase la Tabla 5), para la adscripción de responsabilidad, se encuentra que los valores de R2 para el género femenino es de 0,09, lo que significa que están por debajo de 0,1, según Falk y Miller (1992). En el caso de los hombres los valores de esta son inferiores al 0,19 que señala Chin (1998), pero superiores al 0,1 de Falk y Miller (1992).
El análisis de la conciencia en las consecuencias y sus valores de R2 señala que los valores de los varones ascienden a 0,45 y el de las mujeres a 0,39, por lo que tienen un valor moderado según Chin (1998). En el análisis de los valores de R2 para la intención de hacer ecoturismo, se observan valores que superan el nivel mínimo establecido por Falk y Miller (1992), pero que son valores débiles en los tres casos, modelo general, Hombre y Mujer (Chin, 1998), siendo en el caso hombres de 0,27; de 0,26 para el caso español; y de 0,26 para el modelo general. En relación con el valor de R2 de la intención de pagar más por hacer ecoturismo (IPM Ecoturismo), en relación con los hombres, el valor de R2 es de 0,33; en el caso de Mujer este valor es de 0,39; y en el caso del modelo general el valor de R2 es de 0,36. Se puede decir que sí se observa una diferencia mínima,
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entre los valores de Hombre y Mujer, pero ambos están dentro de la clasificación de Chin (1998), de valores moderados.
El análisis del Nuevo Paradigma Ecológico sí marca una diferenciación en los valores de R2 para el caso de Hombre y de Mujer. El valor de R2 en el modelo general es de 0,29, cifra similar a la del caso de Mujer de 0,24, y para los hombres de 0,34 que, según Chin (1998), se debe señalar como valores moderados. La revisión de los valores de R2 para el constructo norma personal posee la consideración de moderados, dado que se sitúan por debajo de 0,5 (Chin, 1998). Es de destacar que los valores de R2 para Hombre (0,45) son superiores a los valores del modelo general (0,41) y también mayores que los valores para el caso de las mujeres (0,38).
En relación con el criterio global de bondad del ajuste (GoF), debemos señalar que el resultado que se ha obtenido es de 0,476 para el modelo del género Masculino, y de 0,443. Para el modelo del género mujer, cifras que son superiores al 0,36 que señala Chin (1998), aunque ambas inferiores a las cifras del modelo general 0,459.
Según se ha realizado el análisis multigrupo entre el género (hombre/mujer), en la Tabla 6, no se observan diferencias significativas en ninguna de las doce hipótesis a valores p<0,01, ni para valores p<0,05. Estos datos indican que no existe efecto moderador del género en las hipótesis, lo que denota es que los valores para hombres y mujeres no son significativamente distintos.
Las hipótesis del efecto moderador han sido rechazadas en su totalidad. En la Tabla 6 se encuentra un resumen sobre las hipótesis y su grado de cumplimiento por cada uno de los géneros y en un posterior análisis multigrupo.
Tabla 6. Resumen para el contraste de hipótesis por género y multigrupo .
hipótesi s
Hipótesis
Hombres :
Original Sample (O)
Hombres: T Statistics (|O/STERR|)
Mujeres: Original Sample (O)
Mujeres: Statistics (|O/STERR|) T
Multigrup o
Estad. T
Multigrupo :
P- valor
1/1. b
V.B. - > N.E.P.
0,282357 3,32632*** 0,36955 4,76657*** 0,1486
0,441
2/2. b
V.E. - > N.E.P.
-0,253827 3,918495*** - 0,254613
4,056836*** - 0,0068
0,5027
3/3. b
N.E.P. - > C.C.
0,60308
13,52402*** 0,629823 16,557078** *
0,0829
0,467
4/4. b
C.C. - > A.R.
0,214977 2,868326** 0,316025 4,602946*** 0,0329
0,4869
5/5. b C.C. -> N. P 0,23662 5,092613*** 0,269276 5,813862*** 0,0441 0,4824
6/6. b
C.C. -> IC Ecotur
0,259661 4,117063*** 0,210961 3,633469*** 0,048
0,4809
7/7. b A.R. -> N. P 0,119919 2,46329** 0,146853 2,853516** 0,005 0,498
8/8. b
N.P -> IC Ecotur
0,15122
2,192083** 0,221425 3,16647*** - 0,0258
0,5103
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9/9. b
N.P -> IPM Ecoturismo
0,472391 9,463625*** 0,455623 9,214694*** 0,0185
0,4926
10/10. b N.S. -> N. P 0,484004 10,858488** *
0,455623 9,214694*** - 0,0399
0,5159
11/11. b N.S. -> IC Ecotur
0,263499 4,358803*** 0,255944 4,024406*** - 0,026
0,5104
12/12. b IC Ecotur - > IPM Ecoturismo
0,197104 3,754888*** 0,277629 5,318307*** - 0,052
0,5207
Nota: *Sig. 10%; **Sig. 5%; ***Sig. 1%. Nota: A.R: adscripción de responsabilidad; C.C: conciencia en las consecuencias; IC Ecotur: intención de hacer ecoturismo; IPM Ecotur: intención de pagar más por hacer ecoturismo; N.E.P: nuevo paradigma ecológico; N.P.: norma personal; N.S: normas sociales; V.B.: valores biosféricos; V.E.: valores egoístas. Elaboración propia.
Conclusio nes
En el análisis multigrupo entre el género (hombre/mujer) en el conjunto de las doce hipótesis no existieron diferencias significativas. Los datos nos indican que no existe efecto moderador del género en las hipótesis. Estos datos están en consonancia con el estudio de Do PaÇo y Raposo (2009), sobre el consumo ecológico en Portugal, donde el género señalaba que no era significativo en el comportamiento de los consumidores del citado país, aunque puntualmente, algunos segmentos aglutinaban a más mujeres que hombres.
Revisando la literatura académica, este resultado se separa de los resultados de otros estudios como los de, Straughan y Roberts, (1999); Stern et al., (1993), que señalaban la existencia de diferencias en la relación de hombres y mujeres en sus comportamientos ambientales en la esfera pública como privada, señalando estos que la mayoría de los estudios señalan que las mujeres son más proclives a los comportamientos en favor del medio ambiente. En esta propuesta, no es así, dado que no existe una diferenciación significativa, por lo que no es posible afirmar que l las mujeres están dispuestas a pagar por productos ecológicos (Laroche et al., 2001), la intención de pagar más impuestos por productos ecológicos (tasas e impuestos) como el estudio de Torgler et al., (2008) así como, específicamente, señalan esta predisposición de pagar un pl us valor por visitar alojamientos hoteleros que realizan prácticas ecológicas (Kang et al, 2012). Acercándose más los resultados de esta ausencia de moderación por género al trabajo sobre consumo ecológico de Berenguer, Corraliza y Martin (2005) y Do PaÇo y Raposo, (2009), aunque en esta investigación se refiere al consumo de turismo ecológico.
Dentro de las implicaciones para las organizaciones o empresas de turismo ecológico o ecoturismo debemos recomendar, que en función de los resultados de este modelo no es destacable la realización de estrategias empresariales a través de una segmentación por género. Las empresas turísticas, pueden ayudar a incrementar la conciencia ambiental de los ecoturistas, a través de sus estrategias de marketing, con el
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fin de fomentar las actitudes pro ecológica de los ecoturistas, sin diversificar estas hacia aspectos sociodemográficos como el indicado.
La intención de pagar más de las personas que hacen ecoturismo implica la oportunidad por parte de los operadores de realizar incrementos en los precios, que ayuden a paliar los gastos que generan las distintas practicas ecológicas de los servicios o actividades ecoturísticas, siempre que estas subidas sean razonables (Laroche et al., 2001)
Este estudio puede manifestar una posible sobreestimación de las respuestas a favor de los comportamientos proambientales, por el efecto de la deseabilidad social (Han et al., 2016). La investigación enfocada en el estudio de una muestra de dos países iberoamericanos, por lo que conjugar estos con otros estados pude suponer un acicate a la realización de estudios en países de Latinoamérica, dado que la mayoría de las investigaciones no se han realizado en este ámbito territorial. La investigación tiene un enfoque transversal, por lo que puede resultar de interés realizarla con carácter longitudinal.
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