Así mismo, se elaboró el instrumento que mide las creencias a partir del estudio de Nooney, Woodrum, Hoban & Clifford (2003), con una muestra de 579 residentes de Carolina del Norte, establecieron mediante un análisis factorial confirmatorio, un modelo bifactorial (X 2 = 65.4; p = .001; GFI = .99) del Nuevo Paradigma Ambiental.

Posteriormente, el instrumento de la actitud se elaboró con base en la investigación llevada ha cabo por De la Garza y Cannet (2005) con una muestra de 226 estudiantes del bajío mexicano, demostraron la confiabilidad (a = .71) de un instrumento que mide tres indicadores de la actitud: responsabilidad, trabajo en equipo y adaptación al cambio. Dicho instrumento incluyó las opciones de respuesta en un continuo de muy desfavorable hasta muy favorable.

Ahora bien, también se adaptó al contexto de estudio, la escala de motivos de ahorro empleada por Bustos (2004), con una muestra de 210 sujetos de la ZMVM , de la cual se reporta un alfa de .91 Dicho instrumento fue adaptado de la investigación efectuada por Corral (2003b), con una muestra de aleatoria de 500 residentes de Hermosillo y Ciudad Obregón Sonora estableció la confiabilidad del instrumento que mide los motivos de conservación con un alfa de .73.

Finalmente, el instrumento que mide el comportamiento sustentable se elaboró a partir del estudio de Zúñiga y Asún (2004) con una muestra de 264 estudiantes chilenos establecieron la validez de constructo convergente mediante correlaciones de Pearson para la discriminación de reactivos. Posteriormente, realizaron un análisis factorial exploratorio de componentes principales con rotación varimax y la consecuente eliminación de ítems (inferiores en correlación a .45). Sucesivamente, realizaron un análisis factorial de segundo orden en el que obtuvieron tres factores con medidas de adecuación KMO = .90 y esferilidad de Bartlett (x 2 = 1189; p< .000), incluida la máxima verosimilitud con rotación varimax que explicó el 60% de la varianza (X 2 = 54.6; p .92). También efectuaron una validez de constructo relacional en la que obtuvieron diferencias significativas entre los grupos que vivían en la periferia (t = 10.61; p< .001) y los que habían nacido en la región (t = 8.47; p< .001). Así mismo, el constructo de identidad regional fue validado a partir de zonas geográficas a nivel de barrio (.23; p = .006), comuna (.34; p = .000), provincia (.39; p = .000), región (.54; p = .000) y país (.10; p = .23). La validez relacional la ponderaron con el tiempo de residencia (.41; p < .001). A su vez, la confiabilidad de los tres factores fue de a = .82 para significado de partencia al territorio, a = .77 para conciencia de pertenencia y a = .77 para significado de pertenencia histórico cultural. Los instrumentos incluyeron opciones de respuesta tipo Likert que van de muy en desacuerdo a muy de acuerdo (Tabla 1).

Tabla 1. Validez convergente del comportamiento sustentable
El peso factorial indica la fuerza de asociación entre el indicador y el factor.
Fuente: Tabla elaborada a partir de las investigación de Zúñiga y Asún (2004).

Procedimiento

La confiabilidad de los instrumentos que miden las variables del modelo se realizará con 100 residentes elegidos de forma aleatoria.

La verosimilitud del ajuste del modelo a los datos reales, se realizará con 100 residentes seleccionados de un modo aleatorio.

El programa se evaluará con una muestra aleatoria de 100 residentes.