Universidad del Zulia (LUZ)
Revista Venezolana de Gerencia (RVG)
Año 31 No. Especial 15, 2026, e31e1529
Enero-Junio
ISSN 1315-9984 / e-ISSN 2477-9423
Como citar: Hernández-Arteaga, L. G., Hernández-García, P., y Ochoa-Hernández, M. L. (2026). Factores cognitivos y emocionales en la disposición a pagar por productos verdes. Revista Venezolana De Gerencia, 31(Especial 15), e31e1529. https://doi.org/10.52080/rvgluz.31.e15.29
Factores cognitivos y emocionales en la disposición a pagar por productos verdes
Hernández-Arteaga, Lorena Gabriela*
Hernández-García, Patricia**
Ochoa-Hernández, Magda Lizet***
Resumen
El objetivo de esta investigación fue analizar la disposición a pagar por productos verdes en jóvenes mexicanos de la Generación Z, considerando como variables explicativas el conocimiento ambiental, la preocupación ambiental y la actitud hacia productos sostenibles. Se empleó un enfoque cuantitativo, explicativo y de corte transversal, mediante la aplicación de una encuesta digital a 387 participantes en México. El modelo teórico se fundamentó en la Teoría del Comportamiento Planeado y fue evaluado mediante modelado de ecuaciones estructurales. Los resultados evidenciaron que el conocimiento ambiental y la preocupación ambiental influyen de manera directa en la disposición a pagar, mientras que la preocupación también impacta positivamente en la actitud. No obstante, la actitud no mostró un efecto significativo sobre la disposición a pagar ni desempeñó un papel mediador. Se concluye que los factores cognitivos y emocionales constituyen determinantes directos del consumo verde en el segmento juvenil analizado.
Palabras clave: consumo sostenible; generación Z; teoría del comportamiento planeado; disposición a pagar.
Recibido: 15.12.25 Aceptado: 09.03.26
* Maestría en Administración; UAT-México; Licenciatura en Comercio Exterior UAT-México; Profesora PHL; Facultad de Comercio y Administración de Tampico; lorena.arteaga@uat.edu.mx; ORCID: https://orcid.org/0009-0000-6499-3855 Autora de correspondencia.
** Doctora en Administración; UASLP-México; Maestría en Administración ITESM-México; Licenciatura en Contaduría Pública UASLP-México; Profesora investigadora PTC; UASLP-México; patricia.hernandez@uaslp.mx; ORCID: https://orcid.org/0000-0002-6214-8268
*** Doctorado en Nuevas Tendencias en Dirección de Empresas; UAT – México; Maestría en Administración UAT – México; Licenciatura en Comercio Exterior UAT-México; Profesora PTC; Facultad de Comercio y Administración de Tampico; mlochoa@docentes.uat.edu.mx; ORCID: http://orcid.org/0000-0001-8542-5726
Cognitive and Emotional Factors on Willingness to Pay for Green Products
Abstract
The objective of this study was to analyze the willingness to pay for green products among young Mexican consumers belonging to Generation Z, considering environmental knowledge, environmental concern, and attitude toward sustainable products as explanatory variables. A quantitative, explanatory, and cross-sectional approach was employed through the administration of a digital survey to 387 participants in Mexico. The theoretical framework was based on the Theory of Planned Behavior and was assessed using structural equation modeling. The results revealed that environmental knowledge and environmental concern exert a direct influence on willingness to pay, while environmental concern also has a positive effect on attitude. However, attitude did not show a significant effect on willingness to pay nor did it play a mediating role. It is concluded that cognitive and emotional factors constitute direct determinants of green consumption within the youth segment analyzed.
Keywords: sustainable consumption; Generation Z; theory of planned behavior, willingness to pay.
1. Introducción
En las últimas décadas, la preocupación por el medio ambiente se ha intensificado a nivel global debido al avance del cambio climático, la pérdida de biodiversidad y la explotación insostenible de los recursos naturales (Matwani & Ojija, 2025; Xia et al., 2022). Este escenario ha impulsado cuestionamientos sobre los patrones tradicionales de consumo, favoreciendo una demanda creciente de productos verdes o sostenibles (Yahya et al., 2022). Estos productos buscan minimizar su impacto ambiental mediante el uso de materiales renovables, tecnologías limpias o prácticas de reciclaje (Dropulić & Krupka, 2020; Bhardwaj et al., 2020), lo que ha despertado un interés académico por comprender los factores que determinan la disposición a pagar (DAP) por bienes con atributos ambientales (Testa et al., 2020; Filip et al., 2025).
La DAP se entiende como la voluntad de los consumidores de asumir un costo adicional por productos responsables con el entorno, convirtiéndose en un indicador relevante del compromiso económico con la sostenibilidad (Oleas & Gavilanes, 2022; Shah & Yang, 2022). Esta variable resulta particularmente significativa en la Generación Z, cohortes nacidas entre 1997 y 2012, quienes han manifestado una mayor sensibilidad hacia causas ambientales y sociales (Slepian et al., 2023; Tóth et al., 2025). No obstante, investigaciones recientes evidencian que, pese a su conciencia ambiental, los jóvenes de la Generación Z enfrentan limitaciones económicas que pueden restringir sus decisiones de consumo sostenible, especialmente ante sobreprecios (Aisyah et al., 2023; Escourido-Calvo et al., 2025; Filip et al., 2025). En consecuencia, persiste la necesidad de identificar qué factores, más allá del precio, influyen en su disposición a pagar por productos verdes (Maisaroh et al., 2025).
A pesar del avance en la literatura sobre consumo sostenible (Testa et al., 2020; Yahya et al., 2022; Filip et al., 2025), persiste un vacío empírico respecto a cómo los factores cognitivos (conocimiento ambiental) y emocionales (preocupación ambiental) inciden en la disposición a pagar por productos verdes en jóvenes. Esta limitación reduce la comprensión de cómo se configura el compromiso económico con la sostenibilidad en economías emergentes, particularmente en el contexto mexicano. En consecuencia, la presente investigación tiene como objetivo analizar la disposición a pagar por productos verdes en jóvenes mexicanos de la Generación Z, así como examinar el posible papel mediador de la actitud hacia el consumo sostenible.
2. Disposición a pagar por productos verdes
Para sustentar el análisis propuesto, la investigación se apoya en la Teoría del Comportamiento Planeado (TPB), la cual se ha consolidado como uno de los marcos conceptuales más utilizados para explicar las intenciones de compra en el ámbito del consumo sostenible. Este enfoque sostiene que las actitudes, las normas subjetivas y el control conductual percibido determinan la intención de comportamiento (Ajzen, 1991). A partir de este marco teórico, diversos estudios han incorporado variables adicionales que permiten ampliar la comprensión del comportamiento de consumo sostenible, particularmente en relación con la disposición a pagar por productos verdes (Filip et al., 2025; Nguyen et al., 2025).
En este marco analítico, el conocimiento ambiental, entendido como la comprensión de principios ecológicos, problemáticas y soluciones sostenibles, se reconoce como un antecedente relevante del comportamiento proambiental, al facilitar decisiones informadas por parte del consumidor (Maisaroh et al., 2025; Tikka et al., 2000). De manera complementaria, la preocupación ambiental representa una dimensión emocional asociada a la percepción de riesgos ecológicos, la cual fortalece la implicación personal frente a los problemas ambientales y contribuye a la formación de actitudes favorables hacia el consumo responsable (De Araújo et al., 2025).
Además, investigaciones empíricas recientes han evidenciado que la actitud hacia la sostenibilidad influye significativamente en la disposición a pagar por productos responsables. En este sentido, se ha observado que una actitud ambiental positiva incrementa la intención de asumir costos adicionales asociados a alternativas ecológicas (Qian et al., 2019; Wiśniewska, 2025). En función de esta evidencia, se plantea la siguiente hipótesis:
H1. La actitud influye de manera significativa y positiva en la disposición a pagar por productos verdes.
Asimismo, el conocimiento ambiental ha sido identificado como un componente cognitivo relevante en la formación de actitudes favorables hacia el consumo sostenible. Diversos estudios han demostrado que un mayor nivel de comprensión sobre problemáticas ecológicas fortalece la valoración positiva de productos con atributos ambientales (Burgos-Espinoza et al., 2024; Hossain et al., 2022). Con base en estos hallazgos, se plantea la siguiente hipótesis:
H2. El conocimiento ambiental influye de manera significativa y positiva en la actitud hacia productos verdes.
Además de su influencia sobre la actitud, el conocimiento ambiental puede incidir directamente en la disposición a pagar por productos verdes, al favorecer la valoración de sus beneficios ambientales y sociales. Investigaciones empíricas han evidenciado que consumidores con más información ecológica presentan mayor disposición a asumir costos adicionales por alternativas sostenibles (Firdaus, 2023). En función de esta evidencia, se plantea la siguiente hipótesis:
H3. El conocimiento ambiental influye de manera significativa y positiva en la disposición a pagar por productos verdes.
La preocupación ambiental constituye un componente emocional determinante en la formación de actitudes favorables hacia el consumo sostenible, en la medida en que incrementa la implicación personal frente a los problemas ecológicos. Diversas investigaciones han evidenciado que niveles elevados de preocupación por el entorno fortalecen la predisposición hacia alternativas ecológicas (Ibrahim et al., 2021; Sadiq et al., 2021). En este sentido, se plantea la siguiente hipótesis:
H4. La preocupación ambiental influye de manera significativa y positiva en la actitud hacia productos verdes.
Además de su efecto sobre la actitud, la preocupación ambiental también ha sido identificada como un factor que puede influir directamente en la disposición a pagar por productos sostenibles. Estudios empíricos han mostrado que mayores niveles de preocupación ambiental se asocian con una mayor disposición a asumir costos adicionales por alternativas ecológicas, aunque esta relación puede variar según el contexto de consumo analizado (Fischbach et al., 2022; Zaidi et al., 2021). En consecuencia, se plantea la siguiente hipótesis:
H5. La preocupación ambiental influye de manera significativa y positiva en la disposición a pagar por productos verdes.
En el contexto mexicano, diversas investigaciones han abordado el comportamiento de compra sostenible y la disposición a pagar por productos con atributos ambientales, evidenciando la pertinencia de analizar estos procesos en escenarios nacionales específicos. En particular, estudios basados en la teoría del comportamiento planeado han identificado la relevancia de variables psicosociales en la explicación de la intención de compra de productos verdes en consumidores mexicanos (Müller et al., 2021), así como diferencias en la percepción de sostenibilidad y la disposición a pagar por productos agrícolas sostenibles en análisis comparativos internacionales que incluyen el caso de México (Sánchez-Bravo et al., 2020).
De manera complementaria, investigaciones recientes en población juvenil mexicana han confirmado la importancia de variables actitudinales en la explicación de comportamientos de consumo sostenible. En este sentido, Hernández-Arteaga (2026) evidenció la influencia de la actitud y las normas subjetivas sobre la intención de compra de moda sostenible en la Generación Z mediante modelado de ecuaciones estructurales. Asimismo, estudios desarrollados en el ámbito nacional han estimado la disposición a pagar mediante modelos estructurales y técnicas de valoración contingente, mostrando la existencia de primas económicas asociadas a atributos sostenibles en distintos tipos de productos (Müller-Perez et al., 2025; Villalobos-Torres et al., 2026).
En este marco teórico, el presente estudio contribuye a integrar de manera conjunta dimensiones cognitivas y emocionales dentro de un modelo estructural explicativo aplicado al contexto juvenil mexicano, aportando evidencia empírica sobre los determinantes de la disposición a pagar por productos verdes en economías latinoamericanas.
3. Aspectos metodológicos del estudio
La presente investigación adoptó un enfoque cuantitativo, con un diseño explicativo, no experimental y de corte transversal. La recolección de datos se llevó a cabo durante los meses de marzo a mayo de 2025, mediante un cuestionario autoadministrado en formato digital, distribuido a través de la plataforma Google Forms. Se empleó un muestreo no probabilístico por conveniencia, considerando la accesibilidad al segmento juvenil objeto de estudio y la naturaleza explicativa del modelo propuesto. Se obtuvieron 387 respuestas válidas de jóvenes pertenecientes a la Generación Z en México. Durante el proceso de levantamiento de información, se garantizó el anonimato, la confidencialidad de los datos y el uso exclusivo con fines académicos, conforme a principios éticos de investigación.
El instrumento incluyó secciones relacionadas con variables sociodemográficas. Los resultados correspondientes se presentan en la Tabla 1. El 58.14% se identificó como mujer y el 41.86% como hombre. En cuanto a la situación ocupacional, el 64.86% manifestó ser estudiante de tiempo completo, mientras que el 35.14% complementaba sus estudios con trabajo. En lo que respecta al estado civil, la mayoría indicó ser soltero(a) (97.15%), seguido por quienes reportaron vivir en unión libre (2.33%) y una minoría declaró estar casado(a) (0.52%). La edad de los participantes osciló entre los 18 y los 24 años, con una media de 21 años y una desviación estándar de 2.0.
Tabla 1
Perfil sociodemográfico de los participantes
|
Variable |
Opciones |
Frecuencia |
Porcentaje |
|
Sexo |
Mujer |
225 |
58.14% |
|
Hombre |
162 |
41.86% |
|
|
Ocupación |
Estudiante |
251 |
64.86% |
|
Estudiante con trabajo |
136 |
35.14% |
|
|
Estado Civil |
Soltero (a) |
376 |
97.15% |
|
Casado (a) |
2 |
0.52% |
|
|
Unión libre |
9 |
2.33% |
|
|
Variable |
Limites |
Media |
S.D. |
|
Edad |
18 a 24 años |
21 años |
2.0 |
Para la recolección de datos se empleó un cuestionario estructurado que incluyó tanto variables sociodemográficas (edad, sexo, estado civil y ocupación), como constructos del modelo teórico propuesto. Las escalas utilizadas fueron adaptadas de estudios previos validados y se presentaron en formato tipo Likert de 5 puntos, con opciones de respuesta que oscilaron entre 1 = “totalmente en desacuerdo” y 5 = “totalmente de acuerdo”.
La variable actitud hacia los productos verdes fue medida mediante tres ítems adaptados de Maichum et al. (2016), mientras que conocimiento ambiental se evaluó a través de cinco ítems adaptados de Yadav y Pathak (2016). Por su parte, la preocupación ambiental fue medida mediante cuatro ítems también basados en Maichum et al. (2016) y finalmente, la disposición a pagar por productos verdes fue evaluada mediante tres ítems extraídos de la escala desarrollada por Prakash y Pathak (2016). La tabla 2 presenta las escalas de medición utilizadas para operacionalizar los constructos del modelo teórico.
Escalas de medición de los constructos del modelo
|
Constructo |
Código |
Item |
Autores |
|
Actitud (AT) |
AT1 |
Considero que comprar productos verdes es favorable. |
Adaptado de Maichum et al. (2016). |
|
AT2 |
Considero que comprar un producto verde es una buena idea |
||
|
AT3 |
Considero que comprar un producto verde es seguro. |
||
|
Conocimiento ambiental (CA) |
CA1 |
Sé que compro productos seguros para el medio ambiente. |
Adaptado de Yadav & Pathak, (2016) |
|
CA2 |
Sé más sobre reciclaje que otras personas. |
||
|
CA3 |
Tengo mucho conocimiento sobre temas ambientales |
||
|
CA4 |
Entiendo frases y símbolos relacionados con temas ambientales para productos verdes |
||
|
CA5 |
Tengo la confianza de que sé cómo elegir productos que minimizan la cantidad de residuos generados. |
||
|
Preocupación ambiental (PA) |
PA1 |
Estoy muy preocupado por la situación del medio ambiente. |
Adaptado de Maichum et al. (2016). |
|
PA2 |
Estoy dispuesto a reducir mi consumo para ayudar a proteger el medio ambiente. |
||
|
PA3 |
Se necesitan grandes cambios sociales para proteger el medio ambiente. |
||
|
PA4 |
Se necesitan grandes cambios en las políticas para proteger el medio ambiente. |
||
|
Disposición a pagar (DAP) |
DAP1 |
Pagaría más por productos verdes o ecológicos. |
Adaptado de Prakash y Pathak (2016). |
|
DAP2 |
Me siento orgulloso/a de tener en mi hogar productos verdes, aunque sean más caros que otros productos. |
||
|
DAP3 |
Estaría dispuesto a pagar más por productos que sean menos destructivos para el medio ambiente. |
Para analizar las relaciones entre las variables de actitud hacia los productos verdes, conocimiento ambiental, preocupación ambiental y disposición a pagar por productos verdes, se utilizó el software Jamovi, versión 2.3.28. Primeramente, se llevó a cabo un Análisis Factorial Exploratorio (AFE) con el fin de evaluar la estructura interna de las escalas utilizadas y comprobar la validez de los constructos. Posteriormente, se evaluó el modelo de medición para verificar la validez convergente y la validez discriminante, y, por último, se evaluó el modelo estructural.
4. Relaciones de elementos cognitivos y emocionales en la disposición de pago de productos verdes
Los resultados del Análisis Factorial Exploratorio se presentan en la Tabla 3. Estos mostraron niveles adecuados de comunalidad en todas las variables (rango: 0.573 a 0.847), lo que indica una adecuada proporción de varianza explicada por los factores latentes.
El índice Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) para cada variable superó el umbral mínimo de 0.60 (Field, 2013), lo que confirma la idoneidad muestral (KMO conocimiento ambiental = 0.847; preocupación ambiental = 0.770; actitud = 0.721; disposición a pagar = 0.727). La prueba de esfericidad de Bartlett fue significativa en todos los casos (p < .001), lo que indica que la matriz de correlaciones no es una identidad. Asimismo, la varianza total explicada por los factores osciló entre 64.92% y 79.71%, valores que respaldan la estructura unidimensional de cada constructo.
Tabla 3
Análisis factorial exploratorio
|
Variable |
Conocimiento ambiental |
Preocupación ambiental |
Actitud |
Disposición a pagar |
|
Correlaciones entre ítems |
0.476 <-> 0.694 |
0.584 <-> 0.698 |
0.644 <-> 0.741 |
0.632 <-> 0.709 |
|
Nivel de correlación |
Moderada |
Alta |
Alta |
Alta |
|
Significancia |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
|
Determinante de la matriz |
0.106 |
0.089 |
0.202 |
0.256 |
|
Comunalidades |
0.573 <-> 0.716 |
0.707 <-> 0.799 |
0.748 <-> 0.847 |
0.739 <-> 0.797 |
|
Nivel de Comunalidades |
Adecuado |
Adecuado |
Adecuado |
Adecuado |
|
KMO |
0.847 |
0.770 |
0.721 |
0.727 |
|
Significancia (Barlett) |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
0.000 |
|
Varianza total explicada |
64.92% |
74.42% |
79.71% |
77.02% |
Con el propósito de examinar la relación entre los constructos del modelo, se aplicó un análisis de correlación de Pearson. Los resultados obtenidos se presentan en la Tabla 4, donde se observan asociaciones positivas y estadísticamente significativas entre las variables analizadas (p < 0.001), lo que indica coherencia interna entre los factores que explican la disposición a pagar por productos verdes, considerada la variable dependiente en este estudio.
Tabla 4
Correlación entre variables
|
Variables |
Conocimiento ambiental |
Preocupación ambiental |
Actitud |
Disposición a pagar |
|
Conocimiento ambiental |
|
|
|
|
|
Preocupación ambiental |
0.442* |
|
||
|
Actitud |
0.408* |
0.715* |
||
|
Disposición a pagar |
0.720* |
0.563* |
0.499* |
|
Nota. *p<0.001.
El conocimiento ambiental presentó una fuerte correlación con la disposición a pagar (r = 0.720), lo que evidencia una asociación positiva entre el nivel de información ecológica del consumidor y su intención de realizar un desembolso económico por productos sostenibles. Asimismo, la preocupación ambiental mostró una relación significativa con la disposición a pagar (r = 0.563), aunque con menor intensidad. Por su parte, la actitud hacia productos verdes se asoció con la disposición a pagar en un grado moderado (r = 0.499), lo que sugiere su posible función como variable puente entre los componentes cognitivos y emocionales y la intención de compra. Además, se identificaron correlaciones significativas entre las variables independientes, destacando la fuerte asociación entre la preocupación ambiental y la actitud (r = 0.715).
Para evaluar la validez convergente del modelo de medición, se analizaron las cargas factoriales estandarizadas, el coeficiente alfa de Cronbach, la fiabilidad compuesta (IFC) y la varianza media extraída (AVE) siguiendo las pautas metodológicas de Hair et al., (2014). Los resultados obtenidos se presentan en la Tabla 5, donde se observa que todas las cargas factoriales superaron el umbral recomendado de 0.707 (Hair et al., 2017), mientras que los valores de AVE se ubicaron por encima del criterio mínimo de 0.50, lo que indica una adecuada convergencia entre los ítems y sus respectivos constructos. Asimismo, los valores de fiabilidad compuesta oscilaron entre 0.818 y 0.870, y los coeficientes de alfa de Cronbach se situaron dentro de los rangos aceptables, mostrando una adecuada consistencia interna de las escalas utilizadas.
Tabla 5
Validez del modelo de medición
|
Variable |
Ítems |
Carga factorial |
Alfa de Cronbach |
IFC |
AVE |
|
Conocimiento ambiental |
CA1 |
0.700 |
0.861 |
0.863 |
0.557 |
|
CA2 |
0.773 |
||||
|
CA3 |
0.795 |
||||
|
CA4 |
0.730 |
||||
|
CA5 |
0.737 |
||||
|
Preocupación ambiental |
PA1 |
0.815 |
0.880 |
0.818 |
0.607 |
|
PA2 |
0.838 |
||||
|
PA3 |
0.743 |
||||
|
PA4 |
0.700 |
||||
|
Actitud |
AT1 |
0.773 |
0.869 |
0.870 |
0.690 |
|
AT2 |
0.906 |
||||
|
AT3 |
0.824 |
||||
|
Disposición a pagar |
DAP1 |
0.812 |
0.855 |
0.855 |
0.664 |
|
DAP2 |
0.803 |
||||
|
DAP3 |
0.829 |
||||
Una vez validado el modelo de medición, se procedió a evaluar el modelo estructural mediante Modelado de Ecuaciones Estructurales (SEM) utilizando el software Jamovi (versión 2.3.28). Este enfoque permitió analizar las relaciones estructurales entre los constructos latentes del modelo: conocimiento ambiental, preocupación ambiental, actitud hacia productos verdes y disposición a pagar, proporcionando evidencia empírica sobre las trayectorias causales planteadas.
Respecto a la validez discriminante, se aplicó el criterio de Fornell-Larcker, el cual establece que la raíz cuadrada del AVE de cada constructo debe ser superior a sus correlaciones con otros constructos. Los resultados obtenidos se presentan en la Tabla 6, donde se observa el cumplimiento de este criterio para todas las dimensiones del modelo, evidenciando que cada constructo presenta mayor varianza explicada por sus indicadores que por sus relaciones con otros constructos (Fornell & Larcker, 1981). En conjunto, estos resultados respaldan la validez discriminante del modelo de medición y su idoneidad para proceder al análisis del modelo estructural.
Tabla 6
Validez Discriminante Criterio Fornell - Larcker
|
1 |
2 |
3 |
4 |
|
|
1. Conocimiento ambiental |
0.746 |
|||
|
2. Preocupación ambiental |
0.442 |
0.779 |
||
|
3. Actitud |
0.408 |
0.715 |
0.831 |
|
|
4. Disposición a pagar |
0.720 |
0.563 |
0.499 |
0.815 |
Para evaluar el ajuste del modelo estructural, se recurrió a diversos indicadores que abarcan medidas absolutas, incrementales y de parsimonia. Los resultados obtenidos se presentan en la Tabla 7, donde se observa que la razón chi-cuadrado sobre los grados de libertad (CMIN/GL) alcanzó un valor de 2.30, ubicándose dentro de los rangos aceptables para este tipo de análisis. Si bien el valor de significancia asociado (p < 0.001) podría sugerir un ajuste marginal, este comportamiento es frecuente en modelos estimados con tamaños muestrales moderados o grandes, por lo que no invalida la adecuación global del modelo.
Tabla 7
Medidas de ajuste del modelo
|
Tipo de ajuste |
Índice de ajuste |
Nivel aceptable |
Resultado del modelo |
Aceptabilidad |
|
Absoluto o global |
CMIN |
CMIN = doble de GL |
189 |
Aceptable |
|
p valor |
> 0.05 |
< 0.001 |
Marginal |
|
|
SRMR |
< 0.08 |
0.043 |
Aceptable |
|
|
RMSEA |
< 0.08 |
0.058 |
Aceptable |
|
|
Incremental |
CFI |
> 0.900 |
0.969 |
Aceptable |
|
IFI |
> 0.900 |
0.969 |
Aceptable |
|
|
TLI |
> 0.900 |
0.960 |
Aceptable |
|
|
Parsimonioso |
PGFI |
0.50 > 0.80 |
0.601 |
Aceptable |
|
CMIN/GL |
>2 |
2.30 |
Aceptable |
Respecto a los índices absolutos, el error cuadrático medio de aproximación (RMSEA) fue de 0.058 y el residuo cuadrático medio estandarizado (SRMR) alcanzó 0.043, ambos por debajo del umbral recomendado de 0.08 (Hu & Bentler, 1999), lo que respalda un buen ajuste del modelo con los datos observados. En cuanto a los indicadores incrementales, se obtuvieron valores elevados en el índice de ajuste comparativo (CFI = 0.969), el índice de ajuste incremental (IFI = 0.969) y el índice de Tucker-Lewis (TLI = 0.960), todos superiores al valor mínimo sugerido de 0.90 (Hu & Bentler, 1999), lo que refleja una capacidad explicativa robusta del modelo propuesto.
Por último, el índice de parsimonia PGFI fue de 0.601, situándose dentro del rango aceptable (0.50–0.80), lo que indica una adecuada relación entre complejidad del modelo y su capacidad explicativa (Mulaik et al., 1989). En conjunto, estos resultados permiten concluir que el modelo estructural presenta un ajuste satisfactorio.
Con el objetivo de contrastar las hipótesis planteadas en el modelo teórico, se analizaron los efectos directos e indirectos entre las variables mediante modelado de ecuaciones estructurales. Los resultados, presentados en la Tabla 8, permiten evaluar empíricamente el grado de respaldo estadístico de cada una de las hipótesis formuladas.
Tabla 8
Contraste de hipótesis
|
Hipótesis |
Variables |
Influencia |
S.E. |
C.R. |
p |
Contraste |
|
H1 |
Actitud → Disposición a pagar |
0.0667 |
0.0813 |
0.913 |
0.361 |
Rechazada |
|
H2 |
Conocimiento ambiental → Actitud |
0.0736 |
0.0560 |
1.386 |
0.166 |
Rechazada |
|
H3 |
Conocimiento ambiental → Disposición a pagar |
0.5442 |
0.0725 |
8.800 |
*** |
No rechazada |
|
H4 |
Preocupación ambiental → Actitud |
0.7001 |
0.0673 |
10.591 |
*** |
No rechazada |
|
H5 |
Preocupación ambiental → Disposición a pagar |
0.2908 |
0.0900 |
3.658 |
*** |
No rechazada |
|
Efectos indirectos |
||||||
|
Conocimiento → Actitud→ Disposición a pagar |
0.005 |
0.007 |
0.787 |
0.431 |
Rechazada |
|
|
Preocupación → Actitud→ Disposición a pagar |
0.047 |
0.058 |
0.913 |
0.361 |
Rechazada |
|
En primer lugar, se identificó un efecto directo y positivo del conocimiento ambiental sobre la disposición a pagar por productos verdes (β = 0.544, p < 0.001). Este resultado es consistente con lo reportado por Firdaus (2023), quien encontró que el conocimiento ambiental favorece decisiones de compra sostenibles al facilitar elecciones informadas.
Asimismo, la preocupación ambiental mostró una influencia significativa tanto sobre la actitud hacia los productos verdes (β = 0.700, p < 0.001) como sobre la disposición a pagar (β = 0.291, p < 0.001), lo que sugiere que el componente emocional desempeña un papel determinante en la configuración de comportamiento proambiental, en línea con estudios que destacan la relevancia de la preocupación ambiental como antecedente del consumo sostenible (Ibrahim et al., 2021; Fischbach et al., 2022).
Por el contrario, no se encontró un efecto estadísticamente significativo de la actitud sobre la disposición a pagar (β = 0.067, p = 0.361), lo que sugiere que, en la muestra analizada, la predisposición actitudinal no se traduce directamente en una decisión económica concreta. Este resultado difiere de hallazgos reportados en estudios desarrollados en contextos asiáticos y europeos, donde se ha documentado una relación positiva entre la actitud y el comportamiento de compra ambiental (Qian et al., 2019; Wiśniewska, 2025). Esta discrepancia podría explicarse por restricciones económicas propias del segmento juvenil analizado, las cuales pueden limitar la conversión de actitudes favorables hacia la sostenibilidad en decisiones efectivas de pago.
De igual forma, el conocimiento ambiental no tuvo un impacto significativo sobre la actitud (β = 0.074, p = 0.166), lo que indica que la dimensión cognitiva, por sí sola, no es suficiente para moldear actitudes favorables hacia productos verdes en esta población.
En cuanto a los efectos indirectos, el modelo no evidenció mediaciones significativas. Ni la actitud medió la relación entre conocimiento ambiental y disposición a pagar (β = 0.005, p = 0.431), ni entre preocupación ambiental y disposición a pagar (β = 0.047, p = 0.361). Estos resultados sugieren que los factores cognitivos y emocionales ejercen una influencia predominantemente directa sin requerir necesariamente la intermediación actitudinal en este grupo generacional.
El diagrama 1 presenta el modelo estructural estimado.
Diagrama 1
Modelo estructural estimado
Nota. ***p<0.001
En conjunto, los resultados del modelo estructural evidencian que la disposición a pagar por productos verdes en jóvenes mexicanos de la Generación Z se explica principalmente por factores cognitivos y emocionales con efectos directos sobre esta variable. En particular, el conocimiento ambiental y la preocupación ambiental mostraron influencias significativas sobre la disposición a pagar, mientras que la preocupación ambiental también incidió positivamente en la actitud hacia los productos verdes. Sin embargo, la actitud no presentó un efecto significativo ni desempeñó un papel mediador en el modelo. Estos hallazgos sugieren que la decisión de asumir un sobreprecio por productos sostenibles responde más a niveles de información ambiental y sensibilidad ecológica que a una predisposición actitudinal general.
5. Conclusiones
El estudio permitió profundizar en la comprensión de los factores que configuran la disposición a pagar por productos verdes en jóvenes de la Generación Z dentro del contexto mexicano. Los hallazgos sugieren que esta decisión económica se configura, en mayor medida, a partir de dimensiones cognitivas y emocionales que operan de forma directa, mientras que la predisposición actitudinal no desempeñó un papel determinante en esta relación.
En el caso de los jóvenes analizados, la decisión de asumir un precio adicional por productos verdes se encuentra más vinculada a la comprensión de los problemas ambientales y a la sensibilidad frente a ellos que a una actitud general favorable hacia la sostenibilidad. De esta manera, se aporta evidencia sobre la configuración del comportamiento de consumo verde en contextos juveniles y se matiza el papel tradicionalmente asignado a la actitud en este tipo de modelos explicativos.
En términos prácticos, los resultados indican que las estrategias orientadas a promover el consumo sostenible en jóvenes deberían considerar tanto el fortalecimiento del conocimiento ambiental como el componente emocional vinculado a la preocupación por el entorno. No obstante, la formación de actitudes favorables no garantiza por sí solas decisiones económicas coherentes con dichas predisposiciones.
Finalmente, el diseño transversal y el tipo de muestreo utilizado limitan la generalización de los hallazgos a poblaciones con características similares. Futuras investigaciones podrían ampliar el análisis en otros contextos y emplear diseños longitudinales que permitan examinar la estabilidad de estas relaciones en el tiempo.
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