ARTÍCULOS DESTINADOS AL MONOGRÁFICO

 

Impacto del clima organizacional proambiental en el compromiso y comportamiento sostenible de los trabajadores en Perú

Impact of the pro-environmental organizational climate on the commitment and sustainable behavior of workers in Peru

 

Icono Descripción generada automáticamente Elizabeth Emperatriz García-Salirrosas egarcias@untels.edu.pe

https://orcid.org/0000-0003-4197-8438

Profesora e investigadora de la Universidad Nacional Tecnológica de Lima Sur, Perú

 

Impacto del clima organizacional proambiental en el compromiso y comportamiento sostenible de los trabajadores en Perú

RETOS. Revista de Ciencias de la Administración y Economía, vol. 13, núm. 26, pp. 205-222, 2023

Universidad Politécnica Salesiana

2023.Universidad Politécnica Salesiana

Esta obra está bajo una Licencia Creative Commons Atribución-NoComercial-CompartirIgual 4.0 Internacional.



Recibido: 07/07/23

Revisado: 10/08/23

Aprobado: 05/09/23

Publicado: 01/10/23

DOI: https://doi.org/10.17163/ret.n26.2023.02

 

Resumen: las organizaciones que son parte importante de la sociedad tienen el desafío de implementar prácticas sostenibles en su gestión empresarial y además lograr un buen desempeño en un mercado altamente competitivo, para lo cual es necesario contar con personal comprometido con la organización. Por lo tanto, este estudio tiene como objetivo proponer un modelo teórico donde el clima organizacional proambiental (CPA) impacta en el entusiasmo por la marca empleadora (EME), el compromiso organizacional afectivo (COA), el apego emocional (AE) y el comportamiento proambiental en el lugar de trabajo (CPLT). Se realizó una encuesta mediante un cuestionario en línea, y se recolectó información de 863 trabajadores de empresas ubicadas en la ciudad de Lima. Para probar las hipótesis del modelo de investigación propuesto, los datos fueron analizados con el método de modelado de ruta de mínimos cuadrados parciales con el software SmartPLS. Los resultados mostraron un efecto positivo significativo del CPA en EME, COA, AE y CPLT. En conclusión, se puede afirmar que las organizaciones que adoptan prácticas sostenibles y promueven un clima organizacional proambiental no solo contribuyen al cuidado del medioambiente, sino que también pueden mejorar varios aspectos de la experiencia laboral de los empleados. Por lo tanto, es fundamental que las organizaciones reconozcan la importancia de un clima organizacional proambiental y trabajen activamente para fomentar prácticas sostenibles en el lugar de trabajo.

Palabras clave: marca empleadora, compromiso afectivo, apego emocional, compromiso proambiental, sostenibilidad.

Abstract: organizations that are an important part of society have the challenge of implementing sustainable practices in their business management and also achieving good performance in a highly competitive market, for which it is necessary to have personnel committed to the organization. Therefore, the present study aims to propose a theoretical model where the pro-environmental organizational climate (CPA) impacts on the enthusiasm for the employer brand (EME), the affective organizational commitment (COA), the emotional attachment (AE) and the pro-environmental behavior in the workplace (CPLT). A survey was carried out through an online questionnaire, and information was collected from 863 workers of companies located in the city of Lima. To test the hypotheses of the proposed research model, the data was analyzed with the path modeling method of partial least squares with the SmartPLS software. The results showed a significant positive effect of CPA on EME, COA, AE and CPLT. In conclusion, it can be stated that organizations that adopt sustainable practices and promote a pro-environmental organizational climate not only contribute to caring for the environment but can also improve various aspects of the employees’ work experience. Therefore, it is essential that organizations recognize the importance of a pro-environmental organizational climate and actively work to promote sustainable practices in the workplace.

Keywords: employer brand, emotional commitment, emotional attachment, pro-environmental commitment.

Cómo citar: García-Salirrosas, E. E. (2023). Impacto del clima organizacional proambiental en el compromiso y comportamiento sostenible de los trabajadores en Perú. Retos Revista de Ciencias de la Administración y Economía, 13(26), 205-222. https://doi.org/10.17163/ret.n26.2023.02

Introducción

La sostenibilidad es una de las principales preocupaciones a nivel mundial debido a los desafíos ambientales, sociales y económicos que enfrenta la humanidad (UNESCO, 2015). Es por ello que los Objetivos de Desarrollo Sostenible (ODS) elaborados por las Naciones Unidas en 2015 buscan centrar los esfuerzos nacionales e internacionales para construir un mundo libre de males sociales, con acciones responsables con el medioambiente y así contribuir con la sostenibilidad (ONU, 2015). Las organizaciones son una parte importante de la sociedad y tienen un papel clave en la promoción de prácticas sostenibles (Aluchna y Boleslaw, 2018). Además, los consumidores cada vez más están tomando conciencia sobre la importancia de un consumo responsable (García-Salirrosas y Rondon-Eusebio, 2022; Müller-Pérez et al., 2022; Valenzuela-Fernández et al., 2022). Por lo que, una organización comprometida en promover la sostenibilidad puede no solo reducir su impacto negativo en el medioambiente, sino también mejorar su imagen, su productividad y su rentabilidad a largo plazo (Cupertino et al., 2020; Datta et al., 2015; García-Salirrosas y Gordillo, 2021; Zhou y Jin, 2023). Por lo tanto, es crítico llevar a cabo estudios en este sentido para las empresas y organizaciones interesadas en promover un futuro más sostenible.

La sostenibilidad de las organizaciones en América Latina es una preocupación creciente en la actualidad. A pesar de los avances en materia de desarrollo económico y social en la región, muchas organizaciones enfrentan desafíos significativos para implementar y mantener prácticas sostenibles en sus operaciones (Naciones Unidas, 2021). La falta de conciencia sobre la importancia de la protección del medioambiente y el desconocimiento de incentivos gubernamentales para implementar medidas sostenibles son factores que contribuyen a este problema (Cuevas Zúñiga et al., 2016). Muchas organizaciones en América Latina carecen de los recursos financieros y técnicos necesarios para implementar prácticas sostenibles (United Nations, 2018). Los altos costos asociados con tecnologías limpias, capacitación del personal y certificaciones sostenibles pueden ser barreras significativas para las organizaciones, especialmente para las pequeñas y medianas empresas (Ociepa-Kubicka et al., 2021; Purwandani y Michaud, 2021; Rizos et al., 2016; Takacs et al., 2022). En algunos casos, la resistencia al cambio y la falta de conciencia sobre los beneficios de la sostenibilidad pueden limitar la adopción de prácticas sostenibles en las organizaciones latinoamericanas (United Nations, 2018). La cultura empresarial arraigada en modelos tradicionales de producción y rentabilidad a corto plazo dificulta la integración de criterios de sostenibilidad en las estrategias empresariales (Peñaflor-Guerra et al., 2020; Rodríguez-Espíndola et al., 2022).

Perú es un país con una gran diversidad de recursos naturales y una rica biodiversidad, pero también enfrenta desafíos significativos en términos de sostenibilidad ambiental, social y económica (Sánchez, 2019). En los últimos años ha habido un aumento en la conciencia sobre la importancia de la sostenibilidad en las empresas peruanas. Muchas organizaciones están reconociendo la necesidad de adoptar prácticas empresariales responsables y sostenibles para minimizar su impacto ambiental, contribuir al bienestar social y garantizar su viabilidad a largo plazo (GRI, 2021). Las empresas están cada vez más comprometidas con su responsabilidad social corporativa, buscando contribuir positivamente al bienestar de las comunidades locales y la sociedad en general (OCDE, 2020). Esto incluye la promoción de iniciativas de educación, salud, inclusión social y desarrollo comunitario. Las empresas están reconociendo la necesidad de adoptar prácticas sostenibles y responsables para enfrentar los desafíos ambientales y sociales del país (Saenz, 2023). Existen estudios que señalan que promover la sostenibilidad en sus operaciones, las empresas no solo contribuyen al bienestar del medioambiente y la sociedad, sino que también pueden mejorar su reputación, atraer talento y garantizar su éxito a largo plazo (Barrena-Martínez et al., 2015; Magbool et al., 2016). En este sentido, el presente estudio se plantea la siguiente pregunta de investigación: ¿Cuál es el impacto de un clima organizacional proambiental (CPA) en el entusiasmo por la marca empleadora (EME), el compromiso organizacional afectivo (COA), el apego emocional (AE) y el comportamiento proambiental en el lugar de trabajo (CPLT) en las empresas en el Perú?, de esta manera, el objetivo es proponer un modelo teórico donde el clima organizacional proambiental (CPA) impacta en el entusiasmo por la marca empleadora (EME), el compromiso organizacional afectivo (COA), el apego emocional (AE) y el comportamiento proambiental en el lugar de trabajo (CPLT). Una investigación sobre el impacto de la cultura organizacional proambiental en diferentes aspectos del comportamiento de los empleados en las empresas en Perú tiene una relevancia significativa en el contexto actual de búsqueda de un desarrollo sostenible y responsable. Los resultados de esta investigación pueden proporcionar información valiosa para guiar políticas y prácticas empresariales más sostenibles, mejorar la reputación de las empresas y su atractivo como empleadores, y contribuir al progreso hacia una sociedad más sostenible y consciente del medioambiente.

La estructura del presente trabajo se presenta de la siguiente manera: el punto 1 se presenta la revisión de la literatura y el modelo teórico; el punto 2 presenta los materiales y métodos; el punto 3 presenta los resultados; y el punto 4 presenta la discusión, implicaciones, limitaciones, futuras investigaciones, y finalmente, las conclusiones.

Clima organizacional proambiental (COP)

El clima organizacional proambiental se enfoca en la conciencia ambiental en el lugar de trabajo, lo que significa que la empresa se preocupa por el medioambiente en su conjunto y promueve prácticas sostenibles (Norton et al., 2012; Zientara y Zamojska, 2018). Esto se logra al fomentar el compromiso, el uso de tecnologías ecológicas y el fomento de una cultura de sostenibilidad donde todos los empleados apoyen y promuevan la conciencia ambiental (Costa et al., 2022; Mouro y Duarte, 2021). Hay numerosas investigaciones que respaldan los beneficios de esta filosofía. Según un estudio, los empleados en empresas que adoptaron prácticas proambientales tienen un mejor bienestar y una mayor satisfacción en el trabajo (Composto et al., 2023; Patrasc-Lungu e Iliescu, 2022). Además, la empresa puede obtener beneficios económicos a largo plazo al reducir los costos de energía y los recursos (Albrecht et al., 2022; Peng et al., 2022). Por lo tanto, el clima organizacional proambiental es importante para promover la sostenibilidad y la salud del planeta, así como para mejorar el bienestar de los empleados y los resultados económicos de las empresas.

Clima organizacional proambiental (COP) y comportamiento proambiental en el lugar de trabajo (CPLT)

Cuando los trabajadores perciben que la organización valora y promueve prácticas sostenibles, se sienten más motivados y comprometidos a adoptar comportamientos proambientales en su trabajo diario (Composto et al., 2023; Gusmerotti et al., 2023). Esto puede manifestarse en acciones como el reciclaje, el ahorro de energía, el uso eficiente de recursos y la reducción del desperdicio (Costa et al., 2022; Fatoki, 2020). Cuando los empleados perciben que la organización apoya y respalda activamente la adopción de comportamientos proambientales, se sienten más empoderados y motivados para participar en iniciativas y proyectos de sostenibilidad (Mouro et al., 2021). El liderazgo juego un rol importante en la organización dado que promueve el comportamiento proambiental voluntario de los trabajadores (Robertson y Carleton, 2017). Cuando los empleados observan que sus compañeros y superiores también adoptan comportamientos proambientales, se crea una influencia positiva que refuerza el compromiso colectivo con la sostenibilidad (Dahiya, 2020). Asimismo, hay estudios que han demostrado que las políticas sostenibles implementadas en una organización logran fomentar el comportamiento ecológico de los empleados (Dahiya, 2020; Robertson y Carleton, 2017). Por lo señalado se formula la siguiente hipótesis:

H1. El clima organizacional proambiental (COP) tiene un impacto positivo en el comportamiento proambiental en el lugar de trabajo (CPLT).

Clima organizacional proambiental (COP) y el entusiasmo por la marca empleadora (EME)

El entusiasmo por la marca empleadora es un concepto fundamental en el ámbito de los recursos humanos y la gestión de talento en las organizaciones. Se refiere a la pasión y la conexión emocional que sienten los empleados actuales y potenciales hacia la empresa como empleador, motivados por la visión, los valores y la cultura de la organización (Meyer y Maltin, 2010). Este fenómeno se ha convertido en un aspecto crucial para atraer y retener talento en un mercado laboral cada vez más competitivo y globalizado (Ahmad et al., 2020). Cuando una empresa promueve y valora prácticas sostenibles en su funcionamiento, esto puede tener un impacto positivo en cómo los empleados perciben y se sienten respecto a la marca empleadora (Huseynova y Matošková, 2022). Un clima organizacional proambiental fomenta una imagen positiva de la organización como empleador comprometido con el bienestar del medioambiente y la sociedad. Esto puede atraer a talentos comprometidos con la sostenibilidad y que buscan trabajar en empresas que compartan sus valores ambientales y sociales (Schmidt Albinger y Freeman, 2000; App et al., 2012). Los candidatos potenciales pueden sentirse atraídos por la oportunidad de contribuir a una causa más grande y sentirse orgullosos de pertenecer a una organización que se preocupa por el impacto ambiental de sus operaciones (Ahmad et al., 2020; Deepa y Baral, 2017). Asimismo, un clima organizacional proambiental puede generar un mayor sentido de pertenencia y orgullo entre los empleados existentes (Akuratiya, 2017). Cuando los empleados perciben que la organización está comprometida con prácticas sostenibles, se sienten más conectados con la marca empleadora y se enorgullecen de ser parte de ella (Aranguren Gómez y Maldonado García, 2022; Kumar et al., 2021). En función de lo anterior, se plantea la siguiente hipótesis:

H2. El clima organizacional proambiental (COP) tiene un impacto positivo en el entusiasmo por la marca empleadora (EME).

Clima organizacional proambiental (COP) y compromiso organizacional afectivo (COA)

El compromiso organizacional afectivo se refiere al vínculo emocional y afectivo que los empleados desarrollan con la organización (Meyer et al., 2002; Meyer y Allen, 1996). Los empleados que experimentan un alto nivel de compromiso organizacional afectivo se sienten parte integral de la organización y están emocionalmente vinculados a ella de manera positiva (Boles et al., 2007). El compromiso organizacional afectivo contribuye al bienestar y el crecimiento de la organización (Chordiya et al., 2017). El compromiso organizacional afectivo tiene relación directa y fundamental con el desempeño de los empleados (Bhatti et al., 2022; Wang et al., 2021). Para lograr este nivel de compromiso, las organizaciones deben fomentar una cultura de apoyo, reconocimiento y desarrollo personal, lo que creará una base sólida para el compromiso afectivo de sus empleados (Chordiya et al., 2017). En este sentido, cuando los trabajadores perciben que la organización se preocupa por el medioambiente y promueve prácticas sostenibles, esto puede generar una mayor identificación emocional con la empresa (Pimenta et al., 2023; Piñeros Espinosa, 2022; Zientara y Zamojska, 2018). Los empleados se sienten orgullosos de trabajar en una organización que comparte sus valores y preocupaciones sobre el entorno y la sociedad (Bhatti et al., 2022; Zientara y Zamojska, 2018). Además, un clima organizacional proambiental puede generar una sensación de propósito y significado en el trabajo de los empleados (Nazir et al., 2021; Yadav et al., 2018). Saber que su trabajo contribuye a una causa más grande y beneficia al medioambiente puede aumentar su satisfacción laboral y su sentido de pertenencia a la organización (Schwarz et al., 2023). El compromiso organizacional afectivo se fortalece cuando los empleados se sienten conectados emocionalmente con la misión y visión de la empresa, y un clima proambiental puede ser un factor clave en esta conexión emocional (Allen, 2015). Por lo señalado se plantea la siguiente hipótesis:

H3. El clima organizacional proambiental (COP) tiene un impacto positivo en el compromiso organizacional afectivo (COA).

Clima organizacional proambiental (COP) y el apego emocional con la organización (AE)

El apego emocional se refiere al vínculo emocional entre las personas y su entorno (Brown y Raymond, 2007). El apego emocional que los empleados desarrollan con la empresa genera un sentido de pertenencia, lealtad y compromiso hacia la organización (Scrima, 2015; Zhu y Lo, 2022). Desde una perspectiva ambiental, los autores han considerado el apego al lugar de trabajo como un recurso para los empleados (Rioux y Pignault, 2013). Los estudios han encontrado que los empleados más apegados a su lugar de trabajo están más satisfechos, muestran una menor tendencia a dejar su trabajo y mejoran su rendimiento en el trabajo (Rioux y Pignault, 2013; Le Roy y Rioux, 2013).

Cuando el clima organizacional promueve y valora la sostenibilidad y el cuidado del medioambiente, puede afectar el apego emocional de diversas maneras: saber que su organización se preocupa por el medioambiente y se compromete con prácticas sostenibles les da un sentido de propósito y significado en su labor diaria (Nazir et al., 2021). Este sentido de propósito fortalece el apego emocional, ya que los empleados se sienten parte de una causa más grande y se identifican con los valores y la misión de la empresa (Hicklenton et al., 2019). El orgullo de pertenencia es un elemento clave en el apego emocional (Dutta, 2020), ya que los empleados desarrollan una conexión emocional con la empresa y se sienten comprometidos con su éxito y su imagen en el mercado (Aguinis y Bradley, 2014). Los empleados ven que la organización se preocupa por aspectos más allá del beneficio económico, lo que fortalece la confianza en sus acciones y decisiones (Martin et al., 2022). La confianza es un factor esencial para desarrollar un apego emocional fuerte (Ayça, 2023), ya que los empleados se sienten seguros y valorados en su lugar de trabajo y encuentran felicidad en el trabajo (Aboramadan y Kundi, 2022) broaden-and-build (BnB. Por lo tanto, se presenta la siguiente hipótesis:

H4. El clima organizacional proambiental (COP) tiene un impacto positivo en el apego emocional (AE).

De acuerdo con las hipótesis planteadas, la figura 1 muestra el modelo teórico de la investigación.

Figura 1

Modelo de investigación

Metodología

Para el desarrollo de la investigación se utilizó un enfoque cuantitativo y un muestreo no probabilístico por conveniencia para la recolección de datos (Etikan, 2017). Para evaluar las variables entusiasmo por la marca empleadora (EME) y el apego emocional (AE) se utilizó la escala desarrollada por (Fernandez-Lores et al., 2016). Para medir las variables de clima organizacional proambiental (CPA), el comportamiento proambiental en el lugar de trabajo (CPLT) y el compromiso organizacional afectivo (COA) se ha utilizado la escala desarrollada por (Peng et al., 2020). En total, el cuestionario estuvo conformado por 21 ítems (COP = 4 ítems, CPLT= 4 ítems, EME= 4 ítems, AE =4 ítems y COA=5 ítems). Todos los ítems se midieron utilizando una escala Likert de cinco puntos que se clasificó como (1 = muy en desacuerdo, 2 = en desacuerdo, 3 = neutral, 4 = de acuerdo y 5 = muy de acuerdo) ( ver anexo 1). La recopilación de los datos se realizó mediante un cuestionario autoadministrado, alojado en un formulario de Google. Con la finalidad de validar el cuestionario, previo a su aplicación definitiva, se realizó una pruebe piloto a 40 individuos, lo que mostró una buena comprensión de los ítems. La población de estudio estuvo conformada por personas mayores de 18 años que se encontraban laborando en alguna empresa en la ciudad de Lima, el perfil sociodemográfico de los participantes se puede apreciar en la tabla 1. Todos los participantes fueron informados del objetivo del estudio y participaron de manera voluntaria, para lograr participar debían brindar su consentimiento informado al inicio del formulario digital.

Tabla 1

Datos sociodemográficos (N= 863)

Para el análisis de los datos se utilizó el modelo de ecuaciones estructurales de mínimos cuadrados parciales (PLS-SEM) con el programa SmartPLS3. Las pruebas de validez y confiabilidad proporcionadas por PLS-SEM ayudan a analizar los aspectos importantes de las variables que indican la capacidad de los ítems de medición. La investigación presentó dos modelos, el de medición y el estructural. El primero, prueba la validez del modelo a través de la validez convergente y discriminante; y el segundo prueba y examina el marco de investigación hipotético (Memon et al., 2021).

Análisis de datos

Este estudio utilizó el modelo de ecuaciones estructurales de mínimos cuadrados parciales (PLS-SEM) para el análisis de datos. PLS-SEM puede ejecutar fácilmente análisis de regresión para probar relaciones complejas entre las construcciones. Debido a la naturaleza no paramétrica de PLS-SEM, no requiere la suposición de normalidad y tamaño de muestra grande (Hair et al., 2012). Es una técnica multivariante que evalúa el modelo estructural y de medida con una varianza de error baja. En este estudio, se utiliza la versión 4 del software PLS-SEM para probar el marco conceptual y describir las relaciones entre los constructos (Hair et al., 2014). PLS-SEM es adecuado ya que valida y describe simultáneamente la relación entre los constructos (Hair et al., 2014).

Con la ayuda del software SmartPLS se utilizó PLS-SEM para realizar el análisis de datos en este estudio (Ringle et al., 2015). Se utilizó un enfoque de evaluación de dos pasos que incluye los modelos estructural y de medición para analizar los datos recopilados (Hair et al., 2017). Hay varias razones para la selección de PLS-SEM en este estudio. En primer lugar, se cree que es una opción ideal cuando los investigadores pretenden establecer una teoría existente (Urbach N., 2010). En segundo lugar, los estudios exploratorios contienen modelos complejos que idealmente pueden ser atendidos por PLS-SEM ( Hair et al., 2016). En tercer lugar, en lugar de dividirlo en partes, el modelo completo se analiza como una unidad en PLS-SEM (Goodhue et al., 2012). En cuarto lugar, PLS-SEM proporciona un análisis concurrente tanto para el modelo estructural como para la medición, lo que posteriormente da como resultado estimaciones claras y precisas (Barclay et al., 1995).

Resultados

La contrastación del modelo se realiza mediante un procedimiento de dos etapas. La primera consiste en evaluar las propiedades psicométricas de la escala de medida, como la fiabilidad, validez convergente, y discriminante. La segunda etapa consiste en contrastar las hipótesis mediante el sistema de ecuaciones estructurales.

Validez convergente

Siguiendo a Hair et al. (2017), para evaluar el modelo de medida, se propuso una estimación de la confiabilidad de los constructos (confiabilidad compuesta y alfa de Cronbach) y validez (validez discriminante y convergente). Los valores del Alfa de Cronbach están entre 0,875 y 0,900, y el valor umbral de 0,7 cae por debajo de estos valores (Hair et al., 2017), Asimismo, la confiabilidad compuesta (CR) arroja valores entre 0.876 y 0.904, los cuales estuvieron por encima del valor sugerido de 0.7 (Kline, 2015). De acuerdo con estos hallazgos, todos los constructos se consideraron libres de errores y se estableció la confiabilidad del constructo (ver tabla 2).

Tabla 2

Resultados de validez convergente

Nota. Los resultados de validez convergente aseguraron valores aceptables (Carga factorial, Alfa de Cronbach y confiabilidad compuesta (CR) ≥ 0,70 y Varianza media extraída (AVE)>0,5).

La varianza promedio extraída (AVE) y la carga factorial deben probarse para la validez convergente (Hair et al., 2017). Según la tabla 2, todas las cargas factoriales tenían valores por encima del valor sugerido de 0,7. Además, la tabla 2 indicó que los rendimientos del AVE en los valores entre 0,714 y 0,768 estaban por encima del valor umbral de 0,5. Con estos resultados se satisfacen adecuadamente la validez convergente para todos los constructos.

Validez discriminante

Para determinar la validez discriminante se tomaron en cuenta dos criterios: (1) El criterio de Fornell-Larker y (2) la relación Heterotrait-Monotrait (HTMT) (Hair et al., 2017). Según la tabla 3, los requisitos fueron confirmados por la condición de Fornell-Larker ya que todos los AVE y sus raíces cuadradas son mayores que sus correlaciones con otros constructos (Fornell y Larcker, 1981).

Tabla 3

Escala de Fornell-Larcker

Nota. Los valores de la diagonal en negrita representan el cuadrado de la varianza promedio extraída (AVE).

Los resultados de la relación HTMT se proporcionan en la tabla 4, que muestra que el valor umbral de 0,85 es mayor que el valor de cada constructo (Henseler et al., 2015)such as partial least squares, the Fornell-Larcker criterion and the examination of cross-loadings are the dominant approaches for evaluating discriminant validity. By means of a simulation study, we show that these approaches do not reliably detect the lack of discriminant validity in common research situations. We therefore propose an alternative approach, based on the multitrait-multimethod matrix, to assess discriminant validity: the heterotrait-monotrait ratio of correlations. We demonstrate its superior performance by means of a Monte Carlo simulation study, in which we compare the new approach to the Fornell-Larcker criterion and the assessment of (partial. Por lo tanto, se estableció la relación HTMT. La validez discriminante se determina de acuerdo con estos hallazgos. De acuerdo con los resultados del análisis, no surgieron problemas relacionados con su validez y confiabilidad para la evaluación del modelo de medición. Por lo tanto, el modelo estructural puede evaluarse mediante una mayor utilización de los datos recopilados.

Tabla 4

Relación Heterorrasgo-Monorrasgo (HTMT)

Análisis del modelo estructural

Las hipótesis propuestas se contrastaron mediante la técnica PLS-SEM. Los valores de relevancia predictiva se utilizaron para el ajuste del modelo. Los valores de redundancia con validación cruzada (Q2) representan la relevancia predictiva del modelo. Los valores de Q2 deben ser mayores que 0 para la precisión del modelo (Hair et al., 2014; Henseler et al., 2015). Los valores de Q2 se determinaron mediante el método blindfolding donde todos los valores de la construcción endógena fueron mayores que 0, lo que representa la precisión del modelo (ver tabla 5).

Tabla 5

R2 de las variables latentes endógenas

Los valores del coeficiente de ruta, el valor p y las estadísticas t se utilizaron para aceptar y rechazar las hipótesis como se muestra en la figura 2 y tabla 6. La fuerza de la relación entre las variables se puede examinar a través de los valores del coeficiente de ruta. Los valores del coeficiente de ruta cercanos a +1 indican una fuerte relación y viceversa (Hair et al. 2016). Los valores p y los estadísticos t se refieren a la aceptación y rechazo de las hipótesis propuestas. En este estudio, el modelo conceptual contiene cuatro hipótesis. Los resultados de las hipótesis probadas se han resumido en la tabla 6. Se acepta H1 la cual propuso que el clima organizacional proambiental (COP) tiene un impacto positivo en el comportamiento proambiental en el lugar de trabajo (CPLT) (β = 0.714, p < 0.000, t = 23.204); se aceptó H2, que proponía que el clima organizacional proambiental (COP) tiene un impacto positivo en el entusiasmo por la marca empleadora (EME) (β = 0.673, p< 0,001, t = 21,073); y H3 se acepta, que proponía que el clima organizacional proambiental (COP) tiene un impacto positivo en el compromiso organizacional afectivo (COA) (β = 0.648, p < 0.003, t = 19.671). Finalmente, H4 es aceptada, la cual propuso que el clima organizacional proambiental (COP) tiene un impacto positivo en el apego emocional (AE) (β = 0.679, p < 0.002, t = 23.844). De este modo, se comprobaron todas las hipótesis y de estos hallazgos se desprende que el clima organizacional proambiental tiene un gran impacto en las cuatro variables propuestas en el modelo teórico (ver figura 1). En la tabla 5 se muestran las variables latentes endógenas donde se aprecia su respectivo R2 .

Figura 2

Modelo estructural

Tabla 6

Resultados del Modelo Estructural

Discusión y conclusiones

El presente estudio construyó un modelo teórico basado en la literatura científica, donde el clima organizacional proambiental (CPA) impacta en el entusiasmo por la marca empleadora (EME), el compromiso organizacional afectivo (COA), el apego emocional (AE) y el comportamiento proambiental en el lugar de trabajo (CPLT). Los hallazgos del estudio contribuyen a la literatura del estudio del clima organizacional proambiental y su impacto en varios aspectos de la experiencia laboral de los empleados y sugieren información valiosa para los empresarios con respecto a la implementación de una cultura organizacional enfocada a la sostenibilidad. La literatura actual muestra que se han realizado estudios muy limitados sobre el impacto de la orientación empresarial proambiental en el entusiasmo por la marca empleadora que crea una ventaja competitiva y mejora el desempeño sostenible de las empresas. El estudio del impacto de una cultura organizacional proambiental aún se encuentra en la fase inicial; por lo tanto, este estudio contribuirá teóricamente y proporcionará información valiosa a los empresarios de los diversos sectores empresariales, que les ayuden a lograr un desempeño empresarial sostenible.

Los resultados de este estudio revelan el impacto positivo de la cultura organizacional proambiental en el comportamiento proambiental en el lugar de trabajo, lo que corrobora el trabajo de (Norton et al., 2012; Zientara y Zamojska, 2018). Esto demuestra que los gerentes y altos ejecutivos de las empresas en el Perú deberían fomentar una cultura organizacional proambiental en sus organizaciones. Además, los hallazgos revelan que el clima organizacional proambiental tiene un impacto positivo en el entusiasmo por la marca empleadora de las empresas, lo que respalda el trabajo de (Ahmad et al., 2020; Deepa y Baral, 2017; Huseynova y Matošková, 2022). Esto indica que un clima organizacional proambiental es un componente importante e integral en la construcción de su marca. Asimismo, los resultados revelan que el clima organizacional proambiental tiene un impacto significativo en el compromiso organizacional afectivo en las empresas, lo cual está en línea con el trabajo de (Bhatti et al., 2022; Chordiya et al., 2017; Wang et al., 2021). Los hallazgos del estudio también confirman el impacto positivo del clima organizacional proambiental en apego emocional con la organización, lo que respalda la postura de investigadores anteriores que argumentaron que el apego emocional que los empleados desarrollan con la empresa genera un sentido de pertenencia, lealtad y compromiso hacia la organización (Scrima, 2015; Zhu y Lo, 2022). Como sugirieron los investigadores, las organizaciones son una parte importante de la sociedad y tienen un papel clave en la promoción de prácticas sostenibles (Aluchna y Boleslaw, 2018). Una organización comprometida en promover la sostenibilidad puede no solo reducir su impacto negativo en el medioambiente, sino también mejorar su imagen, su productividad y su rentabilidad a largo plazo (Cupertino et al., 2020; Datta et al., 2015; Zhou y Jin, 2023). Por lo tanto, es imperativo que las empresas de diferentes sectores en Lima implementen estrategias para promover una cultura organizacional proambiental e impulsar su desempeño a nivel ambiental, social y económico.

El clima organizacional proambiental tiene una influencia significativa en varios aspectos de la experiencia laboral de los empleados. Fomenta el comportamiento proambiental en el lugar de trabajo, promueve el entusiasmo por la marca empleadora, fortalece el compromiso organizacional afectivo y fomenta el apego emocional con la organización. Las organizaciones que adoptan prácticas sostenibles y promueven un clima organizacional proambiental no solo contribuyen al cuidado del medioambiente, sino que también pueden mejorar la satisfacción y el compromiso de sus empleados. Esto puede tener efectos positivos en la reputación, la retención de talento y el desempeño general de la organización.

En el contexto peruano, el clima organizacional proambiental tiene un impacto significativo en el comportamiento proambiental en el lugar de trabajo, el entusiasmo por la marca empleadora, el compromiso organizacional afectivo y el apego emocional con la organización. Las organizaciones en Perú que promueven prácticas sostenibles y un clima organizacional proambiental generan un impacto positivo en el medioambiente y fortalecen su imagen de marca empleadora. Además, fomentan un mayor compromiso y apego emocional de los empleados, lo que contribuye a la retención de talento y al logro de los objetivos organizacionales. Por tanto, es fundamental que las organizaciones peruanas reconozcan la importancia de un clima organizacional proambiental y trabajen activamente para promover prácticas sostenibles y fortalecer la conexión emocional con sus empleados.

Aunque este estudio presentó un marco novedoso que aborda el clima organizacional proambiental y su impacto en variables claves de la gestión del talento humano, existen varias limitaciones de este estudio. La investigación futura debería investigar el impacto del clima organizacional proambiental en otras variables de gestión del talento humano. Otra limitación está relacionada con la población del estudio, que son trabajadores de diferentes empresas de la ciudad de Lima. Esto indica que puede haber problemas de generalización, ya que diferentes contextos puede haber diferentes percepciones de los trabajadores. Por lo tanto, se sugiere que futuras investigaciones intenten sacar conclusiones de diferentes economías emergentes, que podría ser en Latinoamérica y otro contexto empresarial global.

Referencias bibliográficas

Aboramadan, M. y Kundi, Y. M. 2022. Emotional culture of joy and happiness at work as a facet of wellbeing: a mediation of psychological safety and relational attachment. Personnel Review, 1(1), 1-2. https://doi.org/10.1108/PR-04-2021-0285

Aguinis, H. y Bradley, K. J. 2014. Best practice recommendations for designing and implementing experimental vignette methodology studies. Organizational Research Methods, 17(4), 351-371. https://doi.org/10.1177/1094428114547952

Ahmad, A., Khan, M. N. y Haque, M. A. 2020. Employer branding aids in enhancing employee attraction and retention. Journal of Asia-Pacific Business, 21(1), 27-38. https://doi.org/10.1080/10599231.2020.1708231

Akuratiya, D. A. (2017). Influence of perceived employer branding on perceived organizational culture, employee identity and employee commitment. International Journal of Scientific & Technology Research, 6(08), 8.  https://bit.ly/440sm1e

Schmidt Albinger, H. y Freeman, S. J. 2000. Corporate and attractiveness performance as an employer seeking to different populations job focus. Journal of Business Ethics, 28(3), 243-253. https://doi.org/10.1023/A:1006289817941

Albrecht, S. L., Bocks, A., Dalton, J., Lorigan, A. y Smith, A. 2022. Pro-environmental employee engagement: The influence of pro-environmental organizational, job and personal resources. Sustainability (Switzerland), 14(1). https://doi.org/10.3390/su14010043

Allen, M. 2015. Strategic communication for sustainable organizations: theory and practice. In Strategic Communication for Sustainable Organizations: Theory and Practice (pp. 1-308). https://doi.org/10.1007/978-3-319-18005-2

Aluchna, M. y Boleslaw, R. 2018. Sustainable business models: the case of the collaborative economy. In CSR, Sustainability, Ethics and Governance (pp. 41-61). Springer Nature. https://doi.org/10.1007/978-3-319-73503-0_3

App, S., Merk, J. y Büttgen, M. 2012. Employer branding: sustainable HRM as a competitive advantage in the market for high-quality employees. Management Revue, 23(3), 262-278. https://doi.org/10.5771/0935-9915-2012-3-262

Aranguren Gómez, N. y Maldonado García, S. 2022. Building corporate reputation through corporate social responsibility disclosures. The case of colombian companies. International Journal of Social Economics, 49(12), 1770-1786. https://doi.org/10.1108/IJSE-09-2021-0541

Ayça, B. 2023. Association between authentic leadership and job performance—The moderating roles of trust in the supervisor and trust in the organization: the example of Türkiye. Sustainability, 15(8). https://doi.org/10.3390/su15086539

Barclay, D., Thompson, R. y Higgins, C. 1995. The Partial Least Squares (PLS) approach to causal modeling: personal computer adoption and use an illustration. Technology Studies, 2(2), 285-309. https://bit.ly/3DQ5dDS

Barrena-Martínez, J., López-Fernández, M., Márquez-Moreno, C. y Romero-Fernández, P. M. 2015. Corporate social responsibility in the process of attracting college graduates. Corporate Social Responsibility and Environmental Management, 22(6), 408-423. https://doi.org/10.1002/csr.1355

Bhatti, S. H., Iqbal, K., Santoro, G. y Rizzato, F. 2022. The impact of corporate social responsibility directed toward employees on contextual performance in the banking sector: A serial model of perceived organizational support and affective organizational commitment. Corporate Social Responsibility and Environmental Management, 29(6), 1980-1994. https://doi.org/10.1002/csr.2295

Boles, J., Madupalli, R., Rutherford, B. y Wood, J. A. 2007. The relationship of facets of salesperson job satisfaction with affective organizational commitment. Journal of Business and Industrial Marketing, 22(5), 311-321. https://doi.org/10.1108/08858620710773440

Brown, G. y Raymond, C. 2007. The relationship between place attachment and landscape values: Toward mapping place attachment. Applied Geography, 27(2), 89-111. https://doi.org/10.1016/j.apgeog.2006.11.002

Sánchez, J. (coord.) 2019. Recursos naturales, medio ambiente y sostenibilidad: 70 años de pensamiento de la CEPAL. Libros de la CEPAL, N° 158 (LC/PUB.2019/18-P), Santiago, Comisión Económica para América Latina y el Caribe (CEPAL),

Chordiya, R., Sabharwal, M. y Goodman, D. 2017. Affective Organizational Commitment and Job Satisfaction: a Cross-National Comparative Study. Public Administration, 95(1), 178-195. https://doi.org/10.1111/padm.12306

Composto, J. W., Constantino, S. M. y Weber, E. U. 2023. Predictors and consequences of pro-environmental behavior at work. Current Research in Ecological and Social Psychology, 4(September 2022), 100107. https://doi.org/10.1016/j.cresp.2023.100107

Costa, A., Mouro, C. y Duarte, A. P. 2022. Waste separation—Who cares? Organizational climate and supervisor support’s role in promoting pro-environmental behaviors in the workplace. Frontiers in Psychology, 13(December), 1-16. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2022.1082155

Cuevas Zúñiga, I. Y., Rocha Lona, L. y Soto Flores, M. del R. 2016. Incentivos, motivaciones y beneficios de la incorporación de la gestión ambiental en las empresas. Universidad & Empresa, 18(30), 121-141. https://doi.org/10.12804/rev.univ.empresa.30.2016.06

Cupertino, S., Vitale, G. y Riccaboni, A. 2020. Sustainability and short-term profitability in the agri-food sector, a cross-sectional time-series investigation on global corporations. European Journal of Management and Business Economics, 123(13), 317-336. https://doi.org/10.1108/BFJ-02-2021-0154

Dahiya, R. 2020. Does organisational sustainability policies affect environmental attitude of employees? The missing link of green work climate perceptions. Business Strategy and Development, 3(3), 39-403. https://doi.org/https://doi.org/10.1002/bsd2.110 Etoy de acuerdo con esta corrección

Datta, P., Gopalakrishna-Remani, V. y Bozan, K. 2015. The impact of sustainable governance and practices on business performance: An empirical investigation of global firms. International Journal of Sustainable Society, 7(2), 97-120. https://doi.org/10.1504/IJSSOC.2015.069912

Deepa, R. y Baral, R. 2017. A Comprehensive Framework for Implementing an Effective Employer Brand Strategy. Global Business Review, 18(3_suppl), S75-S94. https://doi.org/10.1177/0972150917693152

Dutta, M. 2020. Workplace, emotional bonds and agency: Everyday gendered experiences of work in an export processing zone in Tamil Nadu, India. Environment and Planning A, 52(7), 1357-1374. https://doi.org/10.1177/0308518X20904076

Etikan, I. 2017. Sampling and Sampling Methods. Biometrics & Biostatistics International Journal, 5(6), 215-217. https://doi.org/10.15406/bbij.2017.05.00149

Fatoki, O. 2020. Determinants of hotel employees’ electricity saving intention: Extending the theory of planned behaviour. Entrepreneurship and Sustainability Issues, 8(2), 86-97. https://doi.org/10.9770/jesi.2020.8.2(5)

Fernandez-Lores, S., Gavilan, D., Avello, M. y Blasco, F. 2016. Affective commitment to the employer brand: Development and validation of a scale. BRQ Business Research Quarterly, 19(1), 40-54. https://doi.org/10.1016/j.brq.2015.06.001

Fornell, C. y Larcker, D. 1981. Evaluating Structural Equation Models with Unobservable Variables and Measurement Error. Journal of Marketing Research, 18(1), 39-50. https:/doi.org/10.2307/3151312

García-Salirrosas, E. E. y Gordillo, J. M. 2021. Brand personality as a consistency factor in the pillars of csr management in the new normal. Journal of Open Innovation: Technology, Market, and Complexity, 7(2). https://doi.org/10.3390/joitmc7020134

García-Salirrosas, E. E. y Rondon-Eusebio, R. F. 2022. Green marketing practices related to key variables of consumer purchasing behavior. Sustainability, 14(14), 8499. https://doi.org/10.3390/su14148499

Goodhue, D. L., Lewis, W., Thompson, R. y Thompson, R. 2012. Does PLS have advantages for small sample size or non-normal data? MIS Quarterly, 36(3), 981-1001. https://doi.org/10.2307/41703490

GRI. (2021). Best practices in sustainability by Peruvian MSMEs.

Gusmerotti, N. M., Todaro, N. M., Tosi, D. y Testa, F. 2023. Green work climate, work meaningfulness and supervisor environmental priority: A social exchange perspective on employees’ eco-initiatives. Journal of Cleaner Production, 415(June), 137889. https://doi.org/10.1016/j.jclepro.2023.137889

Hair, J. F., Sarstedt, M., Hopkins, L. y Kuppelwieser, V. G. 2014. Partial least squares structural equation modeling (PLS-SEM): An emerging tool in business research. European Business Review, 26(2), 106-121. https://doi.org/10.1108/EBR-10-2013-0128

Hair, J. F., Sarstedt, M., Ringle, C. M. y Mena, J. A. 2012. An assessment of the use of partial least squares structural equation modeling in marketing research. Journal of the Academy of Marketing Science, 40(3), 414-433. https://doi.org/10.1007/s11747-011-0261-6

Hair, Joe, Hollingsworth, C. L., Randolph, A. B. y Chong, A. Y. L. 2017. An updated and expanded assessment of PLS-SEM in information systems research. Industrial Management and Data Systems, 117(3), 442-458. https://doi.org/10.1108/IMDS-04-2016-0130

Hair, Joseph, Hult, J., Ringle, C. y Sarstedt, M. 2016. A primer on partial least squares structural equation modeling (PLS-SEM). In International Journal of Research & Method in Education (Vol. 38, Issue 2). Sage publications. https://doi.org/10.1080/1743727x.2015.1005806

Henseler, J., Ringle, C. M. y Sarstedt, M. 2015. A new criterion for assessing discriminant validity in variance-based structural equation modeling. Journal of the Academy of Marketing Science, 43(1), 115-135. https://doi.org/10.1007/s11747-014-0403-8

Hicklenton, C., Hine, D. W. y Loi, N. M. 2019. Does green-person-organization fit predict intrinsic need satisfaction and workplace engagement? Frontiers in Psychology, 10(OCT). https://doi.org/10.3389/fpsyg.2019.02285

Huseynova, A. y Matošková, J. 2022. Sustainable HRM Practices for a Stronger Employer Brand: Leveraging Organizational Culture. Scientific Papers of the University of Pardubice, Series D: Faculty of Economics and Administration, 30(3). https://doi.org/10.46585/sp30031605

Peng, J., Samad, S., Comite, U., Ahmad, N., Han, H., Ariza-Montes, A. y Vega-Muñoz, A. 2022. Environmentally specific servant leadership and employees’ energy-specific pro-environmental behavior: evidence from healthcare sector of a developing economy. International Journal of Environmental Research and Public Health, 19(13),7641. https://doi.org/10.3390/ijerph19137641.

Kline, R. B. 2015. Principles and practice of structural equation modeling. Guilford Publications (Vol. 1, Issue 1). The Guilford Press. https://doi.org/10.15353/cgjsc-rcessc.v1i1.25

Kumar, V., Jain, S. y Singh, A. K. 2021. A nomological network study of employer branding with CSR, motivation and intention to stay. Asia-Pacific Journal of Business Administration, 13(4), 553-573. https://doi.org/10.1108/APJBA-12-2020-0450

Magbool, M. A. H. bin, Amran, A., Nejati, M. y Jayaraman, K. 2016. Corporate sustainable business practices and talent attraction. Sustainability Accounting, Management and Policy Journal, 7(4), 539-559. https://doi.org/10.1108/SAMPJ-06-2015-0042

Martin, S., Charvát, M., Střelec, J., Seitlová, K. y Kafetsios, K. 2022. Experiences in work relationships: a measure of attachment strategies at work. Psychological Reports, 126(4), 1-19. https://doi.org/10.1177/00332941221075249

Memon, M. A., T., R., Cheah, J.-H., Ting, H., Chuah, F. y Cham, T. H. 2021. Pls-Sem Statistical Programs: A Review. Journal of Applied Structural Equation Modeling, 5(1), i-xiv. https://doi.org/10.47263/jasem.5(1)06

Meyer, J. P. y Allen, N. J. 1996. Affective, continuance, and normative commitment to the organization: an examination of construct validity. Journal of Vocational Behavior, 49(3), 252-276. https://doi.org/10.1006/jvbe.1996.0043

Meyer, J. P. y Maltin, E. R. 2010. Employee commitment and well-being: A critical review, theoretical framework and research agenda. Journal of Vocational Behavior, 77(2), 323-337. https://doi.org/10.1016/j.jvb.2010.04.007

Meyer, J. P., Stanley, D. J., Herscovitch, L. y Topolnytsky, L. 2002. Affective, continuance, and normative commitment to the organization: A meta-analysis of antecedents, correlates, and consequences. Journal of Vocational Behavior, 61(1), 20-52. https://doi.org/10.1006/jvbe.2001.1842

Mouro, C. y Duarte, A. P. 2021. Organisational climate and pro-environmental behaviours at work: the mediating role of personal norms. Frontiers in Psychology, 12(September), 1-9. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2021.635739

Mouro, C., Lomba, V. y Duarte, A. P. 2021. Pro‐environmental behaviours at work: The interactive role of norms and attitudinal ambivalence. Sustainability (Switzerland), 13(21), 1-15. https://doi.org/10.3390/su132112003

Müller-Pérez, J., Acevedo-Duque, Á., Llanos-Herrera, G. R., García-Salirrosas, E. E., Ovalles-Toledo, L. V., Sandoval Barraza, L. A. y Álvarez-Becerra, R. 2022. The mexican ecological conscience: a predictive model. Sustainability, 14(12), 7050. https://doi.org/10.3390/su14127050

Naciones Unidas. 2021. Construir un futuro mejor Acciones para fortalecer la Agenda 2030 para el Desarrollo Sostenible. Cepal, 1-200.

Nazir, O., Islam, J. y Rahman, Z. 2021. Effect of CSR participation on employee sense of purpose and experienced meaningfulness: A self-determination theory perspective. Journal of Hospitality and Tourism Management, 6, 123-133. https://doi.org/10.1016/j.jhtm.2020.12.002

Norton, T. A., Zacher, H. y Ashkanasy, N. M. 2012. On the importance of pro-environmental organizational climate for employee green behavior. Industrial and Organizational Psychology, 5(4), 497-500. https://doi.org/10.1111/j.1754-9434.2012.01487.x

OCDE. 2020. Responsible Business Conduct Policy Reviews: Perú.

Ociepa-Kubicka, A., Deska, I. y Ociepa, E. 2021. Organizations towards the evaluation of environmental management tools iso 14001 and emas. Energies, 14(16), 1-19. https://doi.org/10.3390/en14164870

ONU. 2015. Agenda 2030 y los Objetivos de Desarrollo Sostenible. Una oportunidad para América Latina y El Caribe. Cepal, 1(11).

Patrasc-Lungu, A. e Iliescu, D. 2022. When More is more: do non-restricted goals benefit employers and the environment too? Spanish Journal of Psychology, 25(10), 1-11. https://doi.org/10.1017/SJP.2022.25

Peñaflor-Guerra, R., Sanagustín-Fons, M. V. y Ramírez-Lozano, J. 2020. Business ethics crisis and social sustainability. The case of the product “Pura Vida” in Peru. Sustainability (Switzerland), 12(8), 1-18. https://doi.org/10.3390/SU12083348

Peng, X., Lee, S. y Lu, Z. 2020. Employees’ perceived job performance, organizational identification, and pro-environmental behaviors in the hotel industry. International Journal of Hospitality Management, 90(July), 102632. https://doi.org/10.1016/j.ijhm.2020.102632

Pimenta, S., Duarte, A. P. y Simões, E. 2023. How socially responsible human resource management fosters work engagement: the role of perceived organizational support and affective organizational commitment. Social Responsibility Journal. https://doi.org/10.1108/SRJ-10-2022-0442

Piñeros Espinosa, R. A. 2022. Responsible leadership and affective organizational commitment: the mediating effect of corporate social responsibility. Frontiers in Psychology, 13(July), 1-15. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2022.868057

Purwandani, J. A. y Michaud, G. 2021. What are the drivers and barriers for green business practice adoption for SMEs? Environment Systems and Decisions, 41(4), 577-593. https://doi.org/10.1007/s10669-021-09821-3

Ringle, C., Becker, J. y Wende, S. 2015. A primer on partial least squares structural equation modeling (PLS-SEM). International Journal of Research & Method in Education, 38(2), 220-221. https://doi.org/10.1080/1743727x.2015.1005806

Rioux, L. y Pignault, A. 2013. Workplace attachment, workspace appropriation, and job satisfaction. Psyecology, 4(1), 39-65. https://doi.org/10.1174/217119713805088342

Rizos, V., Behrens, A., van der Gaast, W., Hofman, E., Ioannou, A., Kafyeke, T., Flamos, A., Rinaldi, R., Papadelis, S., Hirschnitz-Garbers, M. y Topi, C. 2016. Implementation of circular economy business models by small and medium-sized enterprises (SMEs): Barriers and enablers. Sustainability, 8(11). https://doi.org/10.3390/su8111212

Robertson, J. L. y Carleton, E. 2017. Uncovering how and when environmental leadership affects employees’ voluntary pro-environmental behavior. Journal of Leadership and Organizational Studies, 25(2), 197-210. https://doi.org/10.1177/1548051817738940

Rodríguez-Espíndola, O., Cuevas-Romo, A., Chowdhury, S., Díaz-Acevedo, N., Albores, P., Despoudi, S., Malesios, C. y Dey, P. 2022. The role of circular economy principles and sustainable-oriented innovation to enhance social, economic and environmental performance: Evidence from Mexican SMEs. International Journal of Production Economics, 248(February), 108495. https://doi.org/10.1016/j.ijpe.2022.108495

Le Roy, J. y Rioux, L. 2013. The mediating role of workplace attachment in the relationship between organizational commitment and organizational citizenship behavior. Revue Internationale de Psychologie Sociale, 25(3-4), 211-233. https://bit.ly/3KLCZxV

Saenz, C. 2023. Corporate social responsibility strategies beyond the sphere of influence: Cases from the Peruvian mining industry. Resources Policy, 80(November 2022), 103187. https://doi.org/10.1016/j.resourpol.2022.103187

Schwarz, G., Newman, A., Yu, J. y Michaels, V. 2023. Psychological entitlement and organizational citizenship behaviors: the roles of employee involvement climate and affective organizational commitment. International Journal of Human Resource Management, 34(1), 197-222. https://doi.org/10.1080/09585192.2021.1962388

Scrima, F. 2015. The convergent-discriminant validity of the Workplace Attachment Scale (WAS). Journal of Environmental Psychology, 43, 24–29. https://doi.org/10.1016/j.jenvp.2015.05.009

Takacs, F., Brunner, D. y Frankenberger, K. 2022. Barriers to a circular economy in small- and medium-sized enterprises and their integration in a sustainable strategic management framework. Journal of Cleaner Production, 362(May), 132227. https://doi.org/10.1016/j.jclepro.2022.132227

UNESCO. 2015. Informe mundial sobre ciencias sociales 2013: Cambio ambientales globales.

United Nations. 2018. Challenges and strategies for sustainable development in Latin America and the Caribbean. In Sustainable Development Group of the United Nations.

Urbach N. y Ahlemann, F. 2010. Structural equation modeling in information systems research using partial least squares. Journal of Information Technology Theory and Application JITTA, 11(2), 5-40. https://bit.ly/3qnCF1q

Valenzuela-Fernández, L., Guerra-Velásquez, M., Escobar-Farfán, M. y García-Salirrosas, E. E. 2022. Influence of COVID-19 on environmental awareness, sustainable consumption, and social responsibility in Latin American Countries. Sustainability (Switzerland), 14(19). https://doi.org/10.3390/su141912754

Wang, H., Han, X. y Li, J. 2021. Supervisor Narcissism and Employee Performance: A Moderated Mediation Model of Affective Organizational Commitment and Power Distance Orientation. Basic and Applied Social Psychology, 43(1), 14-29. https://doi.org/10.1080/01973533.2020.1810042

Yadav, R. S., Dash, S. S., Chakraborty, S. y Kumar, M. 2018. Perceived CSR and corporate reputation: the mediating role of employee trust. Vikalpa, 43(3), 139-151. https://doi.org/10.1177/0256090918794823

Zhou, J. y Jin, S. 2023. Corporate environmental protection behavior and sustainable development: the moderating role of green investors and green executive cognition. International Journal of Environmental Research and Public Health, 20(5). https://doi.org/10.3390/ijerph20054179

Zhu, L. y Lo, K. 2022. Workplace attachment and the eco-restructuring of people-workplace relationships in China’s extractive forestry. Extractive Industries and Society, 10(June), 1-5. https://doi.org/10.1016/j.exis.2022.101072

Zientara, P. y Zamojska, A. 2018. Green organizational climates and employee pro-environmental behaviour in the hotel industry. Journal of Sustainable Tourism, 26(7), 1142–1159. https://doi.org/10.1080/09669582.2016.1206554

 

 

Anexo 1

Instrumento para recolección de los datos