Resumen: Hoy en día, la clave del éxito o fracaso en la industria hotelera está determinada en buena medida por la imagen de marca bajo la cual se trabaja.






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4. RESULTADOS

Se llevó a cabo un análisis factorial exploratorio al objeto de investigar la naturaleza dimensional de la RSC desde la perspectiva del desarrollo sostenible. En la solución inicial, donde se incluyen 18 ítems, se utilizó la rotación Varimax lo que resultó en 3 factores que explican un 64,119 % de la varianza total. De este modo se comprueba empíricamente la existencia de los tres factores propuestos en este estudio: el dominio económico de la responsabilidad social corporativa, el cual explica un 7,205 % de la varianza total, el dominio social (16,946 %) y el dominio medioambiental (39,968%). Sin embargo, el análisis llevado a cabo con todos los ítems demostró la necesidad de eliminar uno de los ítems planteados inicialmente para la escala. Concretamente se eliminó el ítem relacionado con la creación de empleo cuya carga factorial era inferior a 0,5 (Steenkamp y Van Trijp, 1991) por lo que no procedía su inclusión en la escala. Tras sucesivos análisis se llega a la solución óptima que incorpora la estructura factorial expuesta en la tabla 1.
TABLA 1

Análisis factorial exploratorio de las dimensiones de la RSC

Identificador

Factores

Economía

Sociedad

Medioambiente

RSC1

0 ,880







RSC 2

0,869







RSC 3

0,862







RSC 4

0,852







RSC 5




0 ,756




RSC 6




0,753




RSC 7




0,751




RSC 8




0,695




RSC 9




0,666




RSC 10




0,642




RSC 11







0 ,809

RSC 12







0,809

RSC 13







0,771

RSC 14







0,755

RSC 15







0 ,693

RSC 16







0 ,687

RSC 17







0,637

% Acumulado







65,816




66,37

α Cronbach (17 ítems)







0,901




0,815

Prueba de Esfericidad de Bartlett χ2 (136) = 19131,874 (p=0,000)

Índice KMO= 0,920


Los tres indicadores de la idoneidad de este análisis –coeficiente de Kaiser-Meyer-Olkin (KMO), contraste de la esfericidad de Bartlett y determinante de la matriz de correlaciones– muestran valores satisfactorios. En concreto, la prueba de esfericidad de Bartlett asume la hipótesis nula de que la matriz de correlaciones es la matriz identidad. El resultado en este trabajo (χ2=19131,874, p<0,05) indica que la hipótesis de partida ha de rechazarse, por lo que el grado de correlación es adecuado para llevar a cabo el análisis. De igual modo, el valor del coeficiente KMO es muy aceptable. En segundo lugar, y al objeto de evaluar las propiedades psicométricas –fiabilidad y validez– de la escala de medida propuesta, se efectúa un análisis factorial confirmatorio, tanto de primer como de segundo orden, por el procedimiento de máxima verosimilitud robusto en el programa estadístico EQS 6.1 (Bentler, 1995). La fiabilidad de la escala de medida planteada se evalúa a partir de los coeficientes  de Cronbach (Cronbach, 1951) y Análisis de la Varianza Extraída –AVE– (Hair, Anderson, Tatham y Black ,2010). Los valores de estos estadísticos superan los valores mínimos recomendados de 0,7 y 0,5 respectivamente (Hair, Anderson, Tatham y Black ,2010), lo que confirma la fiabilidad interna del constructo propuesto. Además, todos los ítems son significativos a un nivel de confianza del 95% y sus coeficientes lambda estandarizados son superiores a 0,5 (Steenkamp y Van Trijp, 1991), por lo que se confirma la validez convergente del modelo. Para comprobar la validez discriminante se sigue el procedimiento descrito por Anderson y Gerbing (1988), por el cual se estiman los intervalos de confianza para la correlación de los constructos y se comparan con la unidad. En ninguno de los casos los intervalos contienen el valor 1, por lo cual el modelo de medida planteado es correcto. Finalmente, la bondad de ajuste del análisis se comprueba a partir de la χ2 de Satorra-Bentler (p<0,05) y los Índices Comparativos de Ajuste (Ullman, 1996) –NFI y NNFI (Bentler y Bonnett, 1980); CFI (Bentler, 1988) e IFI (Bollen, 1989) –, puesto que son las medidas más habituales para la contrastación de análisis confirmatorios (Uriel y Aldás, 2005). Se observa en este último caso que todos los valores son superiores a 0,9 (Bentler, 1992), por lo que el modelo presenta un buen ajuste. Por otro lado, aunque el estadístico S-B χ2 resulta significativo para un nivel p<0,05, éste no puede ser considerado como un indicador fiable de la bondad de ajuste del análisis confirmatorio a la vista de su sensibilidad en muestras que exceden las 200 unidades (Bollen, 1989).

TABLA 2

Análisis factorial confirmatorio de primer orden de las dimensiones de responsabilidad social corporativa


Variable latente

Variable medida

Lambda estand.

R2

Cronbach

Análisis de la Varianza Extraída

Bondad de ajuste

Economía

RSC1

0,782

0,612

0,896

0,683

S-B2 (113gl) 1185,51

(p=0,000)
NFI

0,923
NNFI 0,915
CFI

0,930
IFI

0,930

RSC2

0,858

0,736

RSC3

0,834

0,696

RSC4

0,829

0,687



Sociedad

RSC5

0,713

0,508

0,865

0,517

RSC6

0,709

0,504

RSC7

0,776

0,602

RSC8

0,649

0,421




RSC9

0,699

0,489










RSC10

0,761

0,580







Medioambiente

RSC11

0,742

0,550



0,984


0,551

RSC12

0,753

0,567

RSC13

0,726

0,526

RSC14

0,722

0,521

RSC15

0,796

0,634

RSC16

0,783

0,613

RSC17

0,771

0,594



Finalmente, los dos análisis factoriales realizados, exploratorio y confirmatorio de primer orden, deben completarse mediante el desarrollo de un análisis factorial confirmatorio de segundo orden con objeto de lograr un mayor conocimiento sobre el concepto objeto de estudio (Yoon y Kim, 2000). La conclusión más importante derivada de este análisis es que la dimensión económica no se percibe como un componente de la responsabilidad social corporativa desde la perspectiva de los consumidores. El coeficiente estimado para este el factor Economía era menor al mínimo requerido de 0,5 (Steemkamp y Van Trijp, 1991) y no resultaba significativo para un nivel de confianza del 95%. Por tanto se eliminó del modelo.

De este modo, la RSC se concibe como un factor de segundo orden generado a partir de las relaciones entre los factores de orden inferior –sociedad y medioambiente– exclusivamente. Con respecto a este resultado, Carroll (1999) ya distingue entre el “componente económico” y el “componente no económico” de la responsabilidad social corporativa. Este autor describe el componente económico como la responsabilidad de producir los bienes y servicios deseados por la sociedad y venderlos para obtener una ganancia. De igual modo, el componente no económico hace referencia a todo aquello que la empresa hace no por ella misma, sino por los demás (Carroll, 1999). Por su parte, Aupperle, Carroll y Hatfield (1985) concluyen en su trabajo orientado a las empresas que la responsabilidad social corporativa puede evaluarse en torno a dos categorías, una primera categoría no económica, denominada “preocupación por la sociedad”, y una segunda dimensión económica que ellos mismos denominan “preocupación por el desempeño económico”. Se observa que la dimensión económica está inversamente correlacionada con la categoría no económica. Para estos autores esta diferenciación es lógica, ya que la responsabilidad social de las empresas, en general, ha sido asociada en mayor medida con acciones éticas, jurídicas y filantrópicas. Cuando se examinan las percepciones de los consumidores acerca del comportamiento responsable de las empresas, este resultado es mucho más evidente. Maignan y Ferrell (2001) y García de los Salmones, Herrero y Rodriguez del Bosque (2005) han demostrado que los consumidores no incluyen la responsabilidad económica dentro del concepto de la responsabilidad social corporativa.

La figura 1 recoge las estimaciones finales del modelo de segundo orden. En primer lugar, debe destacarse que los índices de bondad de ajuste NFI, NNFI, CFI y IFI superan al valor recomendado de 0,90, mientras que el RMSEA se sitúa muy cerca del valor 0,08. Por tanto, puede afirmarse que el ajuste del modelo de segundo orden es aceptable. En segundo lugar, cabe reseñar que los coeficientes estimados para los dos factores de RSC son todos superiores al mínimo requerido de 0,5 y significativos para un nivel de confianza del 95% (Steemkamp y Van Trijp, 1991). En consecuencia, estos factores representan verdaderamente el concepto subyacente.

FIGURA 1

Análisis factorial confirmatorio de segundo orden de las dimensiones de responsabilidad social corporativa


0,702



R2= 0,769

DSoc

RSC6

ESoc1



0,480

0,704

RSC7

ESoc2

0,712



0,628

ESoc3

0,710

Soc



RSC8

0,779



0,765

RSC9

ESoc4

0,645



0,696

0,718



0,877

0,765

RSC10

ESoc5



0,644

ESoc6

RSC11



RSC



DMed

0,671

EMed1

RSC12



0,873

R2= 0,762

0,658

EMed2

RSC13

0,741



0,488

0,689

0,753



EMed3

RSC14

0,725



0,692

EMed4

RSC15

0,722

Med



0,604

EMed5

0,797



0,621

RSC16

0,784



RSC17

EMed6

0,771



RSC18

0,637

EMed7



S-B2 = 1165, 07; p=0,000

NFI=0,925; NNFI=0,916; CFI = 0,931; IFI= 0,931; RMSEA= 0,086



A continuación se testan las hipótesis planteadas. En este sentido, se propone un modelo teórico de ecuaciones estructurales en el que se relaciona directamente la responsabilidad social corporativa con el valor de marca, a través de la imagen de marca (Hipótesis 1) y la lealtad (Hipótesis 3). De igual modo, la lealtad de marca también está condicionada por la imagen de marca del servicio (Hipótesis 2).Siguiendo a Anderson y Gerbing (1998), confirmamos la validez y la fiabilidad de todos los constructos a través de un análisis confirmatorio. Previamente, se ha realizado un análisis factorial confirmatorio de segundo orden con los constructos de imagen de marca y lealtad. Proponemos que el constructo imagen de marca se construye a través de las dimensiones imagen funcional e imagen afectiva, lo que se confirma ya que ambas dimensiones convergen apropiadamente en el factor. Por lo que se refiere a la lealtad, esta se compone de sus dimensiones comportamental y actitudinal. Los resultados del análisis factorial confirmatorio del modelo con todos los constructos se recogen en la Tabla 3.
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