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Revista de psicología (Santiago)

versión impresa ISSN 0716-8039versión On-line ISSN 0719-0581

Rev. psicol. vol.29 no.1 Santiago jul. 2020

http://dx.doi.org/10.5354/0719-0581.2020.53184 

Sección temática

Preocupación ambiental y conductas proambientales en jóvenes y adultos mayores

Environmental Concern and Pro-environmental Behaviours in Young and Elderly People

Jésica Verónica Favara1 

José Eduardo Moreno2 

1Universidad del Salvador, Buenos Aires, Argentina

2Universidad de Buenos Aires, Buenos Aires, Argentina

Resumen:

En este artículo se exponen algunos de los resultados de un estudio que es parte de una investigación mayor que evalúa la preocupación ambiental, las conductas proambientales y el bienestar en jóvenes y adultos mayores de Buenos Aires, Argentina. El objetivo del mismo es describir los resultados obtenidos en la aplicación del instrumento de preocupación ambiental y el de conductas proambientales en jóvenes y adultos mayores, y comparar ambas muestras. Se observaron diferencias significativas entre ambos grupos las cuales se interpretan en relación al modelo de preocupación ambiental propuesto por Amérigo, Aragonés & García (2012) y adaptado a la población local (Cassullo, Caballero, Favara, Colombo & Rusca, 2015) que comprende cuatro dimensiones: apatía, antropocentrismo, conectividad y afinidad emocional. También se hallaron diferencias en relación a las conductas proambientales declaradas por los participantes observándose que los jóvenes apáticos son menos propensos a realizar conductas proambientales, mientras que los que presentan mayor interés presentarían mayor predilección por estas acciones. En cambio, en adultos mayores se observó que las conductas proambientales son predichas por la conexión emocional con la naturaleza y el interés por el medio que estos poseen. En los adultos mayores las variables excluidas por su bajo poder de predicción fueron Antropocentrismo y Apatía.

Palabras clave: Preocupación ambiental; conducta ambiental; jóvenes; adultos mayores

Abstract:

This paper presents some results of a study that is part of a larger research that assesses environmental concerns, pro-environmental behaviors and well-being in young people and elder people in Buenos Aires, Argentina. The objective is to describe the results obtained with the environmental concern scale and the pro-environmental behavior scale in young adults and the elderly, and to compare samples as well. Significant differences were observed between both groups, which are interpreted in relation to the model of environmental concern proposed by Amérigo, Aragonés & García (2012) and adapted to the local population (Cassullo, Caballero, Favara, Colombo & Rusca, 2015) that includes four dimensions: apathy, anthropocentrism, connectivity and emotional affinity. Differences were also found in relation to the pro-environmental behaviors declares by the participants, observing that apathetic young people are less prone to have pro-environmental behaviors, while those with greater interest would have a greater predilection for these actions. In contrast, in older adults it was observed that pro-environmental behaviors are predicted by the emotional connection with nature and the interest in the environment they possess. In older adults, the variables excluded by their low predictive power were anthropocentrism and apathy.

Keywords: Environmental concerns; pro-environmental behaviours; young; elderly people

Introducción

El cambio climático es una de las problemáticas actuales que requiere una respuesta urgente y los efectos no solo repercuten en el medio, sino también en quienes lo habitan, impactando sobre la salud y el bienestar. Los científicos en todo el mundo aportan desde sus diversas disciplinas con el fin de ayudar a resolver esta problemática. Entre las investigaciones que se destacan al respecto, es importante mencionar el estudio de Cone & Hayes (1982), quienes sostienen que las soluciones para muchas problemáticas ambientales residen en los comportamientos que los humanos realizan. El interés por el ambiente no es algo propio de los últimos años, ya que sus afirmaciones son de inicios de la década de 1980.

Con la finalidad de aportar desde la psicología ambiental se indagó la preocupación ambiental ( Amérigo, 2006 ), entendida desde cuatro tipologías actitudinales: apatía, antropocentrismo, conectividad y afinidad emocional (Amérigo et al., 2012). Los autores definen a la apatía como la falta de preocupación que la persona presenta por las problemáticas ambientales y la afinidad emocional como la relación de carácter emocional con la naturaleza. Ambas dimensiones correspondientes al gradiente afectivo del modelo. El antropocentrismo es entendido como el valor que la persona le otorga a la naturaleza por el aporte que esta realiza a la calidad de vida, y la conectividad como el interés que la persona presenta por la naturaleza, ambas variables de carácter cognitivo. Es importante destacar que estudios recientes afirman que la conexión con el ambiente se vincula con la sensación de felicidad y bienestar subjetivo (Capaldi, Dopko, & Zelenski, 2014). El modelo antes mencionado responde a un análisis de carácter psicosocial de la preocupación por el ambiente, el que no solo integra, sino que añade, un gradiente de inclusión del concepto de naturaleza en el de sí mismo (self) ( Schultz, 2001 , 2002), nivel de análisis diferente a lo observado en otros trabajos previos (Dunlap, Van Liere, Merting, & Jones, 2000; Milfont & Duckitt, 2004; Gagnon Thompson & Barton, 1994). Además de indagar la preocupación, se aborda su relación con las acciones orientadas a la sustentabilidad que las personas puedan realizar, como por ejemplo la separación de residuos en origen o el ahorro energético. En este sentido, las conductas proambientales son entendidas como un conjunto de acciones que pueden ser anticipadas y efectivas, y que los sujetos realizan con el fin de proteger el medio, incluyendo la preservación de los recursos naturales, la integridad de las especies animales y vegetales, como también el bienestar individual y social, no solo de la generación actual, sino de las futuras (Corral-Verdugo & de Queiroz Pinheiro, 2004), presentando diferencias en función de la cultura en la que se desarrolle (Corral-Verdugo, Frías-Armenta, & García-Cadena, 2010). En la misma línea, el vínculo que las personas establecen con el medio es influido por la cultura (Milfont & Schultz, 2016), encontrándose que en los países de carácter colectivistas presentan emociones de índole social, mientras que las individualistas actitudes de carácter autoconcientes (Onwezen, Bartels, & Antonides, 2014). Sin embargo, otros autores afirman que la capacidad de predecir conductas proambientales por medio de las actitudes se encuentra limitado cuando se evalúa en diversos contextos (Gatersleben, Murtagh, & Abrahamse, 2014).

En lo que respecta a la investigación sobre preocupación ambiental, se puede afirmar la existencia de dos líneas de trabajo: por un lado, la influencia de factores sociodemográficos y, por otro, el estudio de los valores y las creencias vinculadas con los indicadores de preocupación (Dietz, Stern, & Guagnano, 1998).

Es importante destacar que las creencias sobre las consecuencias de las conductas proambientales y sobre el deterioro que esto produce en el ambiente se encuentran influidas por los valores, entendidos como las estructuras de carácter estable consecuencia de la socialización de la persona, oficiando de guías en los comportamientos, siendo selectivos al momento de brindar información sobre el ambiente (Stern & Dietz, 1994). Por esto, quienes consideran que las consecuencias del deterioro que atraviesa el ambiente les impacta a ellos mismos, como por ejemplo en su salud o el estilo de vida que presentan, basarían sus creencias en valores de carácter egoísta, mientras que las personas que asocian las acciones a consecuencias para la comunidad, basarían sus creencias en valores altruistas y, por último, las personas que presentan valores bioesféricos, refiriendo a las consecuencias del deterioro ambiental orientado hacia los animales, las plantas y los ecosistemas (Palavecinos, Amérigo, Ulloa, & Muñoz, 2016).

Sin embargo, otros investigadores que orientan sus estudios en la relación entre el ambiente y las personas indican que las creencias y las preocupaciones por el ambiente poseen dos dimensiones: una antropocentrista que comprende las dimensiones egoístas y socioaltruistas, y otra ecocéntrica en la cual se igualan las condiciones entre las personas y el ambiente (Palavecinos et al., 2016 ). Gagnon Thompson y Barton (1994 ) describen un perfil en las personas antropocéntricas que valoran el ambiente natural por la contribución que este hace a la calidad de vida de las personas, distinguiéndolas de aquellas con valoración de carácter ecocéntrica. Por lo tanto, la importancia del estudio de la preocupación ambiental radica en la utilidad de este constructo para predecir comportamientos ambientales, ya que se encontraron correlaciones entre ambos constructos (Black, Stern, & Elworth, 1985; Corraliza, Berenguer, Muñoz, & Martín, 1995; Heyl, 2012 ; Amérigo, García, & Sánchez, 2013; Miranda Murillo, 2013; Palavecinos et al., 2016). Cabe aclarar que dichas correlaciones, en general, suelen ser positivas, pero bajas (Aragonés & Amérigo, 1991; Íñiguez, 1994; Schultz, Oskamp, & Mainieri, 1995; Scott & Willits, 1994).

En lo que respecta a la población, diversos estudios hallaron evidencia a favor de los jóvenes en comparación con otros grupos etarios en lo que respecta a las creencias proambientales (Chen et al., 2011; Franzen & Meyer, 2010). Moyano-Diaz y Palomo-Vélez (2014) sostienen que es esperable que las creencias y las actitudes de las personas frente a las cuestiones ambientales varíen debido a que estas problemáticas fueron modificándose con el paso del tiempo. Es importante destacar que los jóvenes de entre 18 y 25 años corresponden a una generación activa desde diversos aspectos, tanto laboral, académica y culturalmente, entre otros (Instituto Nacional de Estadísticas y Censos, 2010).

Otra población que interesa indagar es la de adultos mayores considerando que la población del mundo se encuentra envejeciendo rápidamente debido a la caída en la tasa de fertilidad y la prolongación de la vida a edades avanzadas (Organización Mundial de la Salud, 2015). Frente a esta nueva configuración de la sociedad, en que los adultos mayores son agentes activos, se hace pertinente investigar su contribución en el cuidado del medioambiente, así como conocer los factores que podrían ser claves a la hora de generar cambios en sus conductas dentro de la comunidad. Desde una mirada salugénica, el pleno desarrollo de las potencialidades en la vejez no solo es algo deseable, sino posible ( Tamer, 2008 ). En lo que respecta a ambos grupos etarios, evidencias sostienen que los jóvenes y los adultos mayores tenderían a presentar menos preocupación por el ambiente que otros grupos etarios (Franzen & Meyer, 2010; Moyano-Diaz & Palomo-Vélez, 2014). En la misma línea los jóvenes se presentarían más ecocéntricos que los adultos mayores (Moyano-Diaz & Palomo-Vélez, 2014) debido a que los primeros se mostrarían menos responsables por la situación ambiental como también con la creencia de que los recursos que se encuentran son escasos por lo que presentarían mayores comportamientos amigables con el ambiente (Wray-Lake, Flanagan, & Osgood, 2010). Asimismo, evidencias demuestran que las personas más ecocéntricas presentan menor esfuerzo al realizar conductas proambientales, mayor frecuencia y mayores consecuencias positivas de dicha ejecución presenta para el ambiente que las personas antropocéntricas debido al estima que las personas presentan por la naturaleza (Vozmediano Sanz & San Juan Guillén, 2005). Investigaciones a nivel global presentan que los jóvenes de esta generación poseen interés por trabajar o estudiar en disciplinas orientadas en el cuidado y preservación del ambiente (Masdar, 2016). Se destaca que en estudios previos en jóvenes entre 18 y 25 años se observó que al incrementarse la apatía disminuye la conectividad y la afinidad emocional (Favara & Moreno, 2018). Resultados similares se observaron en estudios en otras culturas (Amérigo et al., 2012; Cassullo et al., 2016). Favara y Moreno ( 2018) también hallaron valores que indican alta conectividad y baja apatía en jóvenes de Ciudad Autónoma de Buenos Aires por lo que se puede sostener que esta población presentaría interés por la naturaleza. Sin embargo, no se hallaron estudios que comparen con la población anciana. El objetivo del presente trabajo es describir y comparar la preocupación ambiental y las conductas proambientales en jóvenes de entre 18 y 25 años y adultos mayores de 65 años residentes en Ciudad Autónoma de Buenos Aires.

Método

Para dar respuesta a los objetivos informados se utilizó un diseño de investigación trasversal de tipo descriptivo correlacional. El muestreo llevado a cabo fue no probabilístico e intencional.

Participantes

La presente investigación estuvo conformada por una muestra de 95 jóvenes de entre 18 y 25 años y 100 adultos mayores de 65 años residentes de la Ciudad Autónoma de Buenos Aires, Argentina. Todos los participantes consintieron para participar de la presente investigación. La edad media de los jóvenes es de 21,34 (DE = 2,14), el 50,5% mujeres y el 49,5% restante hombres, mientras que la edad media de los adultos mayores es de 70,13 (DE = 6,49), el 51,6% mujeres y el 48,4% restante hombres. En la muestra de jóvenes, el 91,6% son solteros, el 6,3% convivientes y el 2,1% casados. En la muestra de adultos mayores, el 53,7% es casado, el 18,9% viudo, el 14,7% divorciado, el 7,4% soltero y el 5,3% restante conviviente.

En lo que respecta a los estudios de los jóvenes evaluados, el 49,5% posee estudios universitarios incompletos, el 41,1% secundario completo, el 5,3% universitario completo, el 3,2% secundario incompleto y el 1,1% posgrado completo. Mientras que en los adultos mayores el 40% posee estudios universitarios completos, el 25,3% secundario completo, el 13,7% universitario incompleto, el 9,5% secundario incompleto, el 8,4% posgrado completo y el 3,2% restante posgrado incompleto.

Instrumento

Tanto para jóvenes como para adultos mayores se administraron los siguientes instrumentos:

1) Un cuestionario sociodemográfico ad hoc con el cual se consultó la edad, género, nivel de estudios y estado civil.

2) La adaptación argentina de la Escala de Preocupación Ambiental (Amérigo et al., 2012; adaptación argentina de Cassullo et al., 2015), compuesta por 20 afirmaciones con respuesta tipo Likert de cinco puntos (Muy en desacuerdo, en desacuerdo, neutral, de acuerdo, muy de acuerdo). Dicha escala responde al modelo citado previamente, que distingue las dimensiones de apatía, antropocentrismo, conectividad y afinidad emocional. El análisis factorial confirmatorio de esta adaptación con un método de máxima verosimilitud robusto resultó adecuado con cargas significativamente distintas de cero y mayores a ,40. El alfa ordinal obtuvo ,88 para afinidad emocional, ,79 para apatía, ,72 para conectividad y ,68 para antropocentrismo.

3) La Escala de Conductas Proambientales construida por Cassullo et al. (2015)), basada en la escala construida por Amérigo et al. (2012), cuenta con 16 afirmaciones de conductas proambientales sobre descarte de residuos, consumo responsable de agua y de productos sustentables, entre otros las cuales presentan opción de respuesta tipo Likert de tres puntos (Nunca, Algunas veces, Habitualmente). En la escala, la correlación entre el instrumento y acciones observables de separación de residuos fue de ,72. El alfa de Cronbach obtenido fue de ,68 para la escala considerada como unidimensional. La prueba de esfericidad de Bartlett (Prueba de Bartlett = 694,35; p < ,001) demostró dependencia entre los ítems. La estimación de la comunalidad se encontró superior a ,41. El coeficiente de Kaiser-Meyer-Olkin ofreció un valor de ,76.

Procedimiento

La recolección de los datos se realizó en el marco de un proyecto de investigación de la cátedra de Metodología de la Investigación (Moreno/Favara) de la Facultad de Psicología y Psicopedagogía, financiado por la Universidad del Salvador. Se aclara que la presente investigación cumple con los requerimientos éticos institucionales respectivos. Se contó con la participación de estudiantes de grado, los cuales colaboraron con la administración y la tabulación de los datos, bajo la supervisión de los investigadores. Se les informó a los participantes mediante consentimiento informado la confidencialidad y anonimato de los datos, como también la voluntariedad y colaboración sin daños asociados o perjuicios. También se aclaró mediante el consentimiento que la información relevada sería utilizada solo con fines de investigación.

Luego del relevamiento de los datos, los mismos se digitalizaron en una planilla de cálculo para posteriormente someterlos a análisis con el programa estadístico IBM SPSS Statistics, versión 24.

Resultados

Se obtuvieron los coeficientes de confiabilidad (en cuanto a la consistencia interna) α de Cronbach), los que fueron satisfactorios ( tabla 1 ). Se observan los estadísticos descriptivos de las dimensiones del Cuestionario de Preocupación Ambiental de jóvenes y adultos. Para la comparación de las muestras se realizó un análisis multivariado de varianza (MANOVA) en el que se obtuvo un F de Hotelling 3,74 (p = ,006), por lo cual se puede afirmar que existen diferencias significativas entre jóvenes y adultos mayores. Al analizar los F multivariados para evaluar las dimensiones que fundamentan esta diferencia, se observa que los adultos mayores en antropocentrismo presentan valores más elevados que los jóvenes, siendo esta la única dimensión en la que existe una diferencia estadísticamente significativa en la escala. Sin embargo, al analizar las conductas proambientales mediante la prueba ANOVA, se observa una diferencia significativa entre las medias según edad, obteniéndose un mayor promedio en los adultos mayores que en los jóvenes residentes.

En los jóvenes se observaron asociaciones esperables estadísticamente significativas entre algunas las dimensiones de la Escala de Preocupación Ambiental, siendo la más elevadas la relación entre afinidad emocional y conectividad (r = 0,634; p < 0,01), y la más débil entre antropocentrismo y apatía (r = 0,335; p < 0,01). La dimensión antropocentrismo con el resto de las dimensiones, en cambio, presentó correlaciones inversas esperables, pero no estadísticamente significativas. Respecto a la relación entre las dimensiones y la Escala de Conductas se observaron asociaciones estadísticamente significativas con apatía (r = -0,439; p < 0,01), con conectividad (r = 0,378; p < 0,01) y con afinidad emocional (r = 0,202; p < 0,05). Sin embargo, con antropocentrismo (r = 0,024; p > 0,05) fue esperable, pero no estadísticamente significativa.

Con adultos mayores se obtuvieron correlaciones similares. En la Escala de Preocupación Ambiental la asociación más elevada fue entre afinidad emocional y conectividad (r = 0,582; p < 0,01) y la más débil entre antropocentrismo y apatía (r = 0,261; p < 0,01). Al igual que en la muestra de jóvenes, la dimensión antropocentrismo con el resto de las dimensiones presentó correlaciones inversas esperables, pero no estadísticamente significativas. En lo que refiere a la relación de las dimensiones con la Escala de Conductas se observaron asociaciones estadísticamente significativas con apatía (r = -0,335; p < 0,01), con conectividad (r = 0,455; p < 0,01) y con afinidad emocional (r = 0,456; p < 0,01). Sin embargo, también con antropocentrismo (r = -0,004; p > 0,05) no fue estadísticamente significativa.

Por lo dicho, las asociaciones que se obtuvieron entre las dimensiones de la Escala de Preocupación Ambiental fueron más elevadas en los jóvenes. Sin embargo, al relacionar dichas dimensiones con la Escala de Conductas los valores fueron más elevados en la muestra de adultos mayores.

Finalmente, se realizó una regresión por pasos sucesivos en ambas muestras para evaluar el valor predictivo de las dimensiones del cuestionario de preocupación ambiental sobre las conductas proambientales.

En la muestra de jóvenes ( tabla 2 ), se encontró que la dimensión que mejor predice las conductas proambientales es la apatía, obteniéndose un valor Beta estandarizado de -,344 que explica el 19,3% de la varianza. La dimensión conectividad agrega un valor predictivo del 5,1% con un Beta estandarizado de ,244. Ambas dimensiones explican el 24,4% de la variación de las conductas proambientales.

Resumiendo, los jóvenes apáticos, con poca preocupación por las problemáticas ambientales, son menos proclives a las conductas proambientales. Por el contrario, los jóvenes que tienen un mayor interés por la naturaleza, por conocerla y estar en contacto con ella, son más proclives a tener conductas proambientales.

Las dimensiones afinidad emocional y antropocentrismo fueron excluidas por su menor poder predictivo de las conductas proambientales, especialmente esta última.

A diferencia de la población con jóvenes en relación con la regresión por pasos sucesivos en la muestra de adultos mayores se encontró que la dimensión que mejor predice las conductas proambientales es la afinidad emocional, obteniéndose un valor Beta de 0,289 explicando 20,8% de la varianza ( tabla 3 ). La dimensión conectividad agrega un valor predictivo del 5,4% con un Beta estandarizado de ,287. Ambas dimensiones explican el 26,2% de la variación de las conductas proambientales.

Los adultos mayores que tienen mayor afinidad emocional (relación de carácter emocional con la naturaleza) y mayor conectividad (interés por la naturaleza, por conocerla y estar en contacto con ella) tienen mayor tendencia a realizar conductas proambientales.

En los adultos mayores las variables excluidas por su bajo poder de predicción fueron antropocentrismo y apatía. Es decir, que los predictores de las conductas proambientales varían según la edad.

Se puede resaltar la importancia de evaluar las dimensiones de preocupación ambiental como predictoras de conductas proambientales.

Tabla 1. Diferencias de medias, desviación estándar y alfa de Cronbach de las dimensiones de preocupación ambiental y conductas proambientales según grupo etario (MANOVA) 

Nota. **p ≤ 0,001; *p ≤ 0,01.

Tabla 2. Resumen del análisis de regresión múltiple por pasos sucesivos de las dimensiones de preocupación ambiental predictoras de las conductas proambientales en jóvenes 

Nota. * p ≤ 0,01.

Tabla 3. Resumen del análisis de regresión múltiple por pasos sucesivos de las dimensiones de preocupación ambiental predictoras de las conductas proambientales en adultos mayores 

Nota. * p ≤ 0,01.

Discusión

Se puede afirmar que el modelo de preocupación ambiental propuesto por Amérigo et al. (2012), al igual que en la validación al ámbito local Cassullo et al. (2015)) se encuentra replicado en las muestras indagadas para el presente. Las relaciones observadas fueron esperables, ya que la apatía alude al desinterés por la naturaleza, mientras que conectividad y afinidad emocional implica sentirse vinculado con el ambiente, la primera de forma cognitiva y la segunda de forma emocional. Estas últimas dos también se asociaron de forma esperable considerándose que ambas dimensiones pertenecientes a un self vinculado con la naturaleza de forma estrecha (Schultz, 2000, 2001).

En lo que respecta a las conductas proambientales, también se observaron en ambas muestras asociaciones similares a las obtenidos en la adaptación local Cassullo et al. (2015)) por lo que se podría afirmar que el modelo propuesto se conserva en jóvenes y adultos mayores. Lo dicho permite afirmar que quienes presentan mayores indicadores de apatía frente al ambiente afirman realizar menos conductas proambientales. En contraposición, quienes se sienten más conectados y más afines con el ambiente tienden a ser los que afirman que realizan mayores acciones amigables con el medio. Dichos resultados son similares a los hallados en muestras de estudiantes españoles y chilenos (Palavecinos et al., 2016 ). Sin embargo, deben ser considerados con cautela debido a los índices de fiabilidad obtenidos.

Al analizar las asociaciones entre las dimensiones de preocupación ambiental y conductas proambientales se hallaron similitudes para ambas muestras al igual que en estudios previos (Amérigo et al., 2012; Cassullo et al., 2015; Olivos & Aragonés, 2011; Palavecinos et al., 2016; Favara & Moreno, 2018). La escala de conductas proambientales correlacionó de forma significativa inversa con apatía. Sin embargo, con afinidad emocional la relación se mostró diferente, observándose evidencias de correlación positiva en ambos, pero significativa en adultos mayores. Dicha relación es esperable, ya que al presentar desinterés se espera que estas personas no presenten intensión de realizar acciones en pos de mejorar el ambiente. Por lo esto sería importante considerar estudios que afirman que el interés y el conocimiento tienen relación con la realización de conductas proambientales (Barrientos Durán, Valadez Ramírez, & Bustos Aguayo, 2012; Bustos-Aguayo, Montero y López-Lena, & Flores-Herrera, 2002). Los resultados siguen la misma línea de investigaciones que afirman que las identidades de carácter social predicen acciones de cuidado con el medio (Fielding & Hornsey, 2016; Gatersleben et al., 2014), diferenciando los comportamientos en función de las normas del grupo al que la persona pertenece (Fielding & Hornsey, 2016; Reynolds, Subašić & Tindall, 2015). Igualmente, dichos valores deben ser considerados con cautela, ya que lo estudiado no fueron las conductas proambientales empíricamente realizadas, sino las declaradas por los evaluados. En consecuencia, lo afirmado por los jóvenes y por los adultos mayores consultados puede estar influido por deseabilidad social, lo cual podría producir un aumento de respuestas de índole proambientales que difieran de la conducta efectivamente realizada (Kormos & Gifford, 2014). Antecedentes informan que cuando las personas presentan mayores actitudes proambientales, apoyo de carácter normativo social y sienten que las acciones son eficaces disminuye la diferencia entre la conducta declarada en el autoinforme y la efectivamente realizada (Fielding et al., 2016).

En relación con los valores obtenidos al comparar las dimensiones de la preocupación ambiental en ambas muestras, es interesante considerar la dimensión antropocentrismo, donde se observaron mayores puntuaciones en adultos mayores que en jóvenes. Esta diferencia significativa podría deberse a que los adultos mayores crecieron en un momento histórico en que las personas hacían uso de los recursos naturales sin contemplar la finitud de estos. Por lo dicho, este grupo poblacional podría haber experimentado una calidad de vida diferente debido a la forma en la que se vinculaban con dichos recursos. Sin embargo, los adultos mayores también vivenciaron a lo largo de sus vidas los diversos cambios que atravesó el ambiente debido a dicha intervención humana y la creciente urbanización.

La misma diferencia se observó en las conductas proambientales, donde también las respuestas de los adultos mayores fueron superiores a las obtenidas por los jóvenes. Un ejemplo de lo dicho puede ser el cambio que se produjo en la calidad de los descartes, como también en el tratamiento de estos en los últimos cincuenta años en la Ciudad Autónoma de Buenos Aires (Semmartin et al., 2010). En contraposición, los jóvenes nacieron en una época donde la crisis ambiental ya se encontraba instaurada socialmente, no conociendo más que por la educación y los medios de información la evolución del cambio climático.

Con base en los resultados obtenidos, para poder modificar conductas y crear hábitos responsables con el ambiente en esta población será necesaria la implementación de políticas de transformación social como la educación ambiental. La educación ambiental desde este enfoque no solo facilitaría información en los jóvenes, sino que puede contribuir en la generación de conductas proambientales responsables con el ambiente tanto para modificar comportamientos en el presente como también en pos de generar hábitos a futuro.

También es necesario destacar que, al conectarse con la naturaleza de forma positiva no solo contribuye con el medio, sino que resulta beneficioso para el estado de ánimo, la salud y la cognición de las personas (Capaldi et al., 2014 ). Es importante resaltar que dicho cambio necesita de políticas estatales y gubernamentales, ya que estos son los responsables de generar los espacios pertinentes para que la población aprehenda la importancia de la preservación de la naturaleza. Sin embargo, es importante estudiar en futuras investigaciones si se presentan indicadores de deseabilidad social, y en caso afirmativo, el nivel de condicionamiento que puede estar influyendo a los participantes al contestar sobre conductas proambientales realizadas o a realizar. También se sugiere comparar las conductas proambientales declaradas por los evaluados con las acciones efectivamente realizadas debido a los sesgos de deseabilidad social que los cuestionarios autoadministrables presentan (Kormos & Gifford, 2014), considerando las evidencias obtenidas en relación con los precursores de conducta (Fielding et al., 2016). Otra limitación del presente estudio es la cantidad de personas evaluadas y el procedimiento por el cual se llevó a cabo la selección de estas, por lo que se recomienda para próximas investigaciones incrementar la muestra de ambos grupos poblacionales. También se sugiere realizar otro tipo de muestreo, aleatorizando o estratificando, considerando algunas variables sociodemográficas como el contexto sociocultural y el rango etario de ambas poblaciones de los participantes con la finalidad de incrementar la validez ecológica de los resultados obtenidos. En lo que respecta al rango etario, una limitación encontrada fue el seleccionado para evaluar a los adultos mayores ya que podría haber limitaciones debido a la heterogeneidad de dicha muestra por la edad de los evaluados.

Agradecimiento

La presente investigación forma parte del Proyecto de Investigación “Evaluación del bienestar, la preocupación ambiental y las conductas proambientales en jóvenes y adultos mayores”, Instituto de Investigación en Psicología y Psicopedagogía, Universidad del Salvador, Buenos Aires, Argentina.

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Recibido: 18 de Octubre de 2019; Aprobado: 25 de Junio de 2020

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