Revista de Ciencias Sociales (RCS)
Vol. XXXII, No. 3, Julio-Septiembre 2026. pp. 409-423
FCES - LUZ ● ISSN: 1315-9518 ● ISSN-E: 2477-9431
Como citar: Peralta-Eugenio, G.,
Henostroza-Billalobos, L. M., y Morales-García, M. (2026). Medición
cuantitativa del liderazgo servicial en la educación: Una revisión sistemática.
Revista De Ciencias Sociales, XXXII(3), 409-423.
Medición cuantitativa del liderazgo
servicial en la educación: Una revisión sistemática
Peralta-Eugenio, Gutember*
Henostroza-Billalobos,
Luis Miguel**
Morales-García,
Mardel***
Resumen
El
liderazgo servicial ha adquirido una relevancia creciente en el ámbito
educativo debido a su énfasis en el desarrollo integral de las personas, la
ética y el fortalecimiento de las comunidades académicas. Este estudio tuvo
como objetivo analizar la medición cuantitativa del liderazgo servicial en el
ámbito educativo mediante revisión sistemática. El diseño de revisión
sistemática orientó la estrategia de búsqueda, teniendo como principales bases
de datos consultadas Scopus y Web of Science. Tras aplicar los criterios de
selección se incluyeron 24 estudios instrumentales. De estos estudios, el 83,33%
realizó análisis factorial confirmatorio, el 45,83% incluyó análisis factorial
exploratorio junto con análisis factorial confirmatorio, y el 16% llevó a cabo
únicamente análisis factorial exploratorio. La fiabilidad se estimó
principalmente mediante el alfa de Cronbach, aunque algunos estudios también
emplearon el coeficiente Omega. La mitad de las investigaciones presentó
evidencias de validez en relación con otras variables, tales como validez
convergente, discriminante y de criterio. Esta revisión pone de relieve los
principales hallazgos psicométricos y analiza sus implicaciones prácticas para
el avance de estudios empíricos, evidenciando un creciente interés
internacional por la medición del liderazgo servicial, lo cual se refleja en la
diversidad geográfica, poblacional y metodológica de los estudios revisados.
Palabras clave: Liderazgo servicial; propiedades psicométricas;
evidencias de validez; fiabilidad; estructura factorial.
* Doctorando en Educación con mención en Gestión Educativa en la Universidad Peruana Unión, Lima, Perú. Magíster en Intervención Psicológica. Licenciado en Psicología. Docente en la Universidad Peruana Unión, Lima, Perú. E-mail: gutember.peralta@upeu.edu.pe ORCID: https://orcid.org/0000-0002-1177-6088
** Maestrante en Educación con mención en Docencia e Investigación. Licenciado en Psicología. Docente en la Universidad Peruana Unión, Lima, Perú. E-mail: luis.henostroza@upeu.edu.pe ORCID: https://orcid.org/0000-0002-0321-9249
*** Magister en Educación con mención en Investigación y Docencia. Investigador RENACYT (Nivel III). Docente en la Universidad Peruana Unión, Lima, Perú. E-mail: mardelmorales@upeu.edu.pe ORCID: https://orcid.org/0000-0002-6413-1072
Recibido: 2026-02-26 • Aceptado: 2026-05-16
Quantitative measurement of servant leadership in education: A systematic review
Abstract
Servant leadership has gained increasing relevance in education due to its emphasis on the holistic development of individuals, ethics, and the strengthening of academic communities. This study aimed to analyze the quantitative measurement of servant leadership in education through a systematic review. The systematic review design guided the search strategy, with Scopus and Web of Science being the primary databases consulted. After applying the selection criteria, 24 instrumental studies were included. Of these studies, 83.33% performed confirmatory factor analysis, 45.83% included exploratory factor analysis along with confirmatory factor analysis, and 16% conducted only exploratory factor analysis. Reliability was primarily estimated using Cronbach’s alpha, although some studies also employed the Omega coefficient. Half of the studies presented evidence of validity in relation to other variables, such as convergent, discriminant, and criterion validity. This review highlights the main psychometric findings and analyzes their practical implications for the advancement of empirical studies, demonstrating a growing international interest in the measurement of servant leadership, which is reflected in the geographical, population, and methodological diversity of the studies reviewed.
Keywords: Servant leadership; psychometric properties; validity evidence; reliability; factor structure.
Introducción
El
Liderazgo Servicial (LS) se sustenta en el principio de anteponer el bienestar
colectivo a los intereses individuales, promoviendo un enfoque de liderazgo
centrado en las personas, orientado al desarrollo, la ética y el empoderamiento
de los seguidores (Eva et al., 2019). Este modelo ha sido progresivamente
consolidado como un marco teórico y práctico capaz de fortalecer la cohesión
organizacional, el sentido de pertenencia y el desarrollo integral de los
individuos en diversos contextos, incluidos los ámbitos corporativo y educativo
(Chen et al., 2015; Ngah et al., 2023; Ramdan et al., 2024; Sihombing et al.,
2024).
En
el sector educativo, el LS se ha vinculado con resultados positivos tales como
el incremento de la motivación, la mejora del rendimiento académico y la
disminución de las intenciones de abandono escolar, posicionándolo como un
enfoque particularmente pertinente para afrontar los desafíos de un entorno
caracterizado por su complejidad, dinamismo y constante transformación (Evans,
2001; Walumbwa et al., 2010 González y Rada, 2017; Campos-Soto et al., 2019;
Esen et al., 2020; Vela-Quico et al., 2020; Chávez et al., 2022), situación que
evidencia la necesidad de análisis específicos en el ámbito educativo (Kainde y
Mandagi, 2023).
Al
respecto, la producción científica ha experimentado una expansión sostenida,
reflejada en un volumen creciente de investigaciones y metaanálisis, que
evidencian su consolidación como un campo de estudio relevante. Sin embargo,
pese al crecimiento de la investigación, persiste una brecha en la
conceptualización y evaluación psicométrica del Liderazgo Servicial (LS) en
educación, a pesar de su potencial para transformar las prácticas pedagógicas
(Mcquade et al., 2021).
Revisiones previas han identificado un número
considerable de instrumentos desarrollados a lo largo de varias décadas; sin
embargo, una parte significativa de estas herramientas presenta limitaciones en
cuanto a su validación psicométrica y coherencia conceptual (Zubairu, 2020).
Por ello, la proliferación de instrumentos no garantiza, por sí sola, una
medición adecuada del constructo, puesto que un instrumento óptimo debe
demostrar propiedades psicométricas sólidas, particularmente en términos de
fiabilidad y validez (Gocen y Sen, 2021).
De
manera complementaria, la investigación existente se ha centrado principalmente
en la construcción de marcos teóricos y escalas de medición, lo que ha
permitido sentar las bases para evaluar la aplicabilidad del LS como enfoque de
liderazgo sostenible (Parris y Peachey, 2013). Sin embargo, los análisis de
alcance temporal amplio han subrayado la necesidad de avanzar hacia modelos de
medición más rigurosos y teóricamente integrados, capaces de ofrecer evidencia
empírica consistente en contextos diversos (Eva et al., 2019), dado que los
estudios empíricos desarrollados en diversos países, presentan una notable
heterogeneidad metodológica (Aboramadan et al., 2020).
En
este sentido, resulta fundamental delimitar con precisión el dominio conceptual
del LS mediante una evaluación sistemática de sus fundamentos teóricos, a fin
de fortalecer la consistencia y utilidad de futuras investigaciones (Mcquade et
al., 2021; Schreiber y Cramer, 2022). Por tanto, una revisión sistemática
centrada en educación resulta clave para integrar la evidencia empírica
disponible e identificar fortalezas y limitaciones metodológicas que orienten
futuras investigaciones (Cronin et al., 2018; Gupta et al., 2018).
En
este marco, el objetivo del estudio es analizar la medición cuantitativa del
liderazgo servicial en el ámbito educativo mediante revisión sistemática, para
la caracterización de los instrumentos existentes, la sistematización de sus
enfoques metodológicos y la valoración crítica de la evidencia empírica
disponible sobre sus propiedades psicométricas en el ámbito educativo.
1.
Metodología
El
estudio de revisión sistemática se llevó a cabo siguiendo las directrices
establecidas en el marco PRISMA (Moher et al., 2009). En julio de 2024, se
realizaron búsquedas en las bases de datos Scopus
y Web of Science Core Collection (WoSCC),
seleccionadas por su alta calidad y su amplia cobertura de literatura académica
(Codina et al., 2020; Pedraza-Navarro y Sánchez-Serrano, ٢٠٢٢). Para cada base de datos se
introdujo una ecuación de búsqueda específica.
A
continuación, el Cuadro ١
presenta de manera sistemática las ecuaciones de búsqueda empleadas en la
presente revisión, detallando las bases de datos consultadas, los campos de
búsqueda utilizados y los descriptores combinados. Esta información permite
garantizar la transparencia, reproducibilidad y rigor metodológico del proceso
de identificación y selección de estudios incluidos en el análisis sistemático.
Cuadro 1
Ecuaciones de búsqueda utilizadas en la revisión sistemática
|
Base de datos |
Campo de búsqueda |
Ecuación de búsqueda |
|
Scopus |
TITLE-ABS-KEY |
(“Factor Structure” OR “Validation” OR “Validity” OR “Reliability” OR “Psychometry” OR “psychometric” OR “Psychometric properties” OR “invariance” OR “Factorial analysis” OR “Exploratory” OR “confirmatory” OR “Scale” OR “Questionnaire” OR “Inventory”) AND (“servant leadership” OR “server leader”) |
|
Web of Science Core Collection (WoSCC) |
TS (Topic) |
(Factor Structure OR Validation OR Validity OR Reliability OR Psychometry OR psychometric OR Psychometric properties OR invariance OR Factorial analysis OR Exploratory OR confirmatory OR Scale OR Questionnaire OR Inventory) AND (servant leadership OR server leader) |
Fuente: Elaboración propia, ٢٠٢٦.
El
Cuadro 1, refleja una estrategia de búsqueda amplia y sistemática, diseñada
para maximizar la recuperación de estudios relevantes sobre la medición
psicométrica del liderazgo servicial. El uso de múltiples descriptores
metodológicos y conceptuales, combinados mediante operadores booleanos,
garantiza una alta sensibilidad y cobertura temática. Asimismo, la aplicación
diferenciada de campos de búsqueda en Scopus
y WoSCC refuerza la rigurosidad, reproducibilidad y solidez metodológica de la
revisión sistemática.
A
continuación, el Cuadro 2 sintetiza de manera estructurada la codificación de
las estrategias de búsqueda y los criterios de selección aplicados en la
revisión sistemática.
Cuadro 2
Codificación de las estrategias de búsqueda y criterios de selección
|
Elemento |
Scopus |
Web of Science Core Collection (WoSCC) |
|
Base de datos |
Scopus |
WoS Core Collection |
|
Campo de búsqueda |
TITLE-ABS-KEY |
TS (Topic) |
|
Términos psicométricos |
Factor Structure, Validation, Validity, Reliability, Psychometry, Psychometric properties, invariance, Factorial analysis, Exploratory, confirmatory, Scale, Questionnaire, Inventory |
Factor Structure, Validation, Validity, Reliability, Psychometry, Psychometric properties, invariance, Factorial analysis, Exploratory, confirmatory, Scale, Questionnaire, Inventory |
|
Términos de liderazgo |
servant leadership, server leader |
servant leadership, server leader |
|
Tipo de documento |
Publicaciones en versión final |
Publicaciones en versión final |
|
Periodo temporal |
Enero 2003 – Julio 2024 |
Enero 2010 – Julio 2024 |
|
Registros identificados |
336 |
441 |
|
Documentos incluidos finales |
- |
24 (total combinado) |
Fuente: Elaboración propia, ٢٠٢٦
a partir de la estrategia de búsqueda diseñada según las directrices del modelo
PRISMA.
Los
documentos fueron revisados de manera independiente por los autores y
seleccionados mediante consenso, lo que permitió identificar inicialmente 777
registros en Scopus y WoSCC. Tras la
eliminación de duplicados, se cribaron 607 estudios, de los cuales 580 fueron
excluidos tras la revisión de títulos y resúmenes según criterios metodológicos
y poblacionales. Finalmente, luego de la evaluación a texto completo, se
incluyeron 24 estudios que cumplieron con los criterios de elegibilidad para el
análisis.
La
Figura I, muestra de manera esquemática el proceso de identificación, cribado,
elegibilidad e inclusión de los estudios considerados en la revisión
sistemática, siguiendo las directrices del modelo PRISMA.
Fuente: Elaboración propia, 2026
a partir de la revisión sistemática realizada siguiendo las recomendaciones del
modelo PRISMA.
Figura I: Diagrama de flujo del proceso de búsqueda,
cribado y selección de los estudios
La
Figura I, ilustra de manera clara y secuencial el proceso de identificación,
cribado, elegibilidad e inclusión de los estudios, conforme a las directrices
del modelo PRISMA. El diagrama evidencia una búsqueda exhaustiva en bases de
datos de alto impacto, seguida de un proceso sistemático de depuración que
permitió eliminar duplicados y registros no pertinentes. Asimismo, se observa
una aplicación rigurosa de los criterios de inclusión y exclusión en la fase de
evaluación a texto completo
2.
Resultados y discusión
En
esta sección se presenta de manera sistemática los principales hallazgos
derivados de la revisión, organizados en función de las características
generales de los estudios incluidos y de los instrumentos de liderazgo
servicial analizados. El Cuadro 3, sintetiza las características generales de
los instrumentos de liderazgo servicial incluidos en la revisión, detallando
información relativa a los autores, el país de estudio, el tamaño muestral, la
edad de los participantes y la población objetivo.
Cuadro 3
Características generales de los instrumentos de liderazgo servicial
incluidos en la revisión
|
Autor(es) y año |
País |
Tamaño muestral (N) |
Edad media (DE) / Rango |
Población objetivo |
|
Dennis y Winston (2003) |
Estados Unidos |
514 participantes |
31–60 años |
Principalmente estudiantes de posgrado |
|
Barbuto y Wheeler (2006) |
Estados Unidos |
80 líderes y 388 evaluadores |
M = 51 años |
Líderes y participantes en talleres de
liderazgo |
|
Sendjaya et al. (2008) |
Australia |
277 estudiantes |
No reportado |
Estudiantes de posgrado |
|
Liden et al. (2008) |
Estados Unidos |
298 estudiantes |
No reportado |
Estudiantes de pregrado |
|
Van Dierendonck y Nuijten (2011) |
Países Bajos |
679 participantes (estudiantes y docentes) |
M = 40.6 (DE = 12.1) |
Estudiantes de maestría, docentes de
secundaria y otros |
|
Reed et al. (2011) |
Estados Unidos |
218 académicos |
No reportado |
Estudiantes universitarios y egresados |
|
Mahembe y Engelbrecht (2013) |
Sudáfrica |
288 docentes |
41–50 años |
Docentes de educación primaria y secundaria |
|
Winston y Fields (2015) |
Estados Unidos |
443 adultos (36% académicos) |
M = 45 años |
Académicos, clérigos y profesionales |
|
Winston y Fields (2015) |
Estados Unidos |
947 estudiantes |
Pregrado: M = 22.96; Posgrado: M = 23.48 |
Estudiantes de educación superior |
|
Ekinci (2015) |
Turquía |
363 docentes |
No reportado |
Docentes de educación primaria |
|
Xu et al. (2015) |
Estados Unidos |
956 directores escolares |
M = 55 años |
Directores de educación básica (K–12) |
|
Zhang et al. (2016) |
China |
2.089 docentes |
No reportado |
Docentes de primaria y secundaria |
|
Rivera et al. (2017) |
México, España y Costa Rica |
1.659 estudiantes |
9–25 años (según país) |
Estudiantes universitarios |
|
Van Dierendonck et al. (2017) |
Europa (8 países) |
5.201 participantes |
M = 41.3 (DE = 10.6) |
Empleados de diversos sectores, incluido educación |
|
Sendjaya et al. (2019) |
Australia e Indonesia |
1.530 participantes |
Docentes < 40; Estudiantes: M = 19.5 (DE = 1.50) |
Docentes y estudiantes universitarios |
|
Qiu y Dooley (2019) |
China |
600 estudiantes |
No reportado |
Estudiantes de educación superior |
|
Latif y Marimon (2019) |
España |
148 académicos |
M = 48.3 (DE = 9.3) |
Docentes universitarios |
|
Ortiz-Gómez et al. (2020) |
España |
463 colaboradores |
Acad.: M = 41.0; Social: M = 38.1 |
Centros educativos y sociales |
|
Gocen y Sen (2021) |
Turquía y otros países |
461 docentes |
M = 35.4 (DE = 9.9) |
Docentes de educación inicial, primaria y secundaria |
|
Takamatsu (2022) |
EE. UU. y Japón |
1.214 atletas |
Japón: M = 16.8; EE. UU.: M = 20.8 |
Estudiantes-atletas de secundaria y universidad |
|
Ghasemy et al. (2021) |
Malasia |
1.864 docentes |
30–60 años |
Docentes de secundaria y educación superior |
|
Teh et al. (2022) |
Malasia |
1.420 docentes |
No reportado |
Docentes de secundaria |
|
Edú-Valsania et al. (2023) |
España |
727 empleados |
M = 35.82 (DE = 9.93) |
Empleados de diversos sectores, incluido educación |
|
Van Dierendonck et al. (2023) |
China |
463 participantes |
25–51 años |
Egresados de programas de negocios |
Fuente: Elaboración propia, 2026.
El Cuadro 3, evidencia una marcada diversidad geográfica y contextual en la aplicación de los instrumentos de liderazgo servicial, con estudios desarrollados en América, Europa, Asia, Oceanía y África, lo que confirma su alcance internacional y relevancia transversal (Dennis y Winston, 2003; Van Dierendonck y Nuijten, 2011; Zhang et al., 2016). No obstante, esta amplitud geográfica se acompaña de una notable heterogeneidad muestral, tanto en tamaño como en características de los participantes, lo que puede incidir en la comparabilidad de los resultados psicométricos entre estudios. En este sentido, investigaciones con muestras amplias y multiculturales aportan mayor solidez empírica, aunque también exigen evaluaciones más rigurosas de equivalencia y estabilidad del constructo (Van Dierendonck et al., 2017; Sendjaya et al., 2019).
Por otra parte, la variedad de poblaciones objetivo que incluye estudiantes de distintos niveles, docentes, directivos escolares y profesionales vinculados a contextos educativos, pone de manifiesto la versatilidad del liderazgo servicial como constructo aplicable a múltiples roles y etapas del desarrollo profesional (Barbuto y Wheeler, 2006; Gocen y Sen, 2021). Sin embargo, la ausencia recurrente de información sociodemográfica clave, como la edad, limita la posibilidad de realizar análisis comparativos más precisos y de evaluar la invariancia entre subgrupos. En consecuencia, los hallazgos subrayan la necesidad de fortalecer la estandarización en el reporte de las características muestrales para avanzar hacia una medición más rigurosa y consistente del liderazgo servicial en el ámbito educativo (Latif y Marimon, 2019; Edú-Valsania et al., 2023).
A continuación, el Cuadro 4 presenta de manera sintética la estructura factorial y los indicadores de consistencia interna de los instrumentos de liderazgo servicial incluidos en la revisión. Así mismo, permite comparar los métodos de análisis empleados, los modelos factoriales identificados y los coeficientes de fiabilidad reportados, proporcionando una visión integrada de la solidez psicométrica de los instrumentos analizados.
Cuadro 4
Estructura factorial y consistencia interna de
los instrumentos de liderazgo servicial incluidos en la revisión
|
Autor(es) y año |
Método de análisis |
Número de factores / modelo |
Fiabilidad por factor (α / ω) |
Fiabilidad total (α / ω) |
|
Dennis y Winston (2003) |
AFE |
Tres factores |
α = 0.89 – 0.97 |
No reportado |
|
Barbuto y Wheeler (2006) |
AFE, AFC |
Cinco factores |
Líderes: α = 0.68 – 0.87; Evaluadores: α = 0.82 – 0.92 |
No reportado |
|
Sendjaya et al. (2008) |
AFC |
Seis factores |
α = 0.72 – 0.93 |
No reportado |
|
Liden et al. (2008) |
AFE |
Siete factores |
α = 0.89 – 0.91 |
No reportado |
|
Van Dierendonck y Nuijten (2011) |
AFE, AFC |
Ocho factores |
α = 0.87 – 0.94 |
No reportado |
|
Reed et al. (2011) |
AFE, AFC |
Cinco factores |
α = 0.90 – 0.95 |
No reportado |
|
Mahembe y Engelbrecht (2013) |
AFC |
Cinco factores |
α = 0.87 – 0.93 |
α = 0.97 |
|
Winston y Fields (2015) |
AFE, AFC |
Modelo unidimensional / alternativo |
No reportado |
α = 0.96 |
|
Winston y Fields (2015) |
AFC |
Unidimensional |
No reportado |
Pregrado: α = 0.80; Posgrado: α = 0.81; Con experiencia: α = 0.89 |
|
Ekinci (2015) |
AFE, AFC |
Seis factores |
α = 0.75 – 0.94 |
No reportado |
|
Xu et al. (2015) |
AFC, IF |
Cinco factores |
α = 0.74 – 0.85 |
No reportado |
|
Zhang et al. (2016) |
AFC, AFC multinivel |
Cinco factores |
α = 0.88 – 0.93 |
No reportado |
|
Rivera et al. (2017) |
AFE, AFC |
Unidimensional / dos factores |
México: α = 0.80 – 0.82; España y Costa Rica: NR |
México: α = 0.85; España: α =0 .85; Costa Rica: α = 0.84 |
|
Van Dierendonck et al. (2017) |
AFC, IF |
Cinco factores |
α > 0.70 |
α = 0.95 |
|
Sendjaya et al. (2019) |
AFC |
Unidimensional / dos factores |
No reportado |
Docentes: α = 0.89; Estudiantes: α = 0.80 |
|
Qiu y Dooley (2019) |
AFE, TRI |
Seis factores |
ω > 0.70 |
No reportado |
|
Latif y Marimon (2019) |
AFE, AFC |
Siete factores |
α = 0.91 – 0.96 |
No reportado |
|
Ortiz-Gómez et al. (2020) |
AFE, AFC |
Tres factores |
α = 0.83 – 0.87 |
α = .091 |
|
Gocen y Sen (2021) |
AFC, TRI |
Unidimensional |
No reportado |
α = 0.85; ω = 0.86 |
|
Takamatsu (2022) |
AFE, AFC |
Seis factores |
α = 0.80 – 0.95; ω = 0.84 – 0.94 |
No reportado |
|
Ghasemy et al. (2021) |
AFC, AFC multinivel |
Siete / cinco factores |
α = 0.82 – 0.87 |
No reportado |
|
Teh et al. (2022) |
AFE, AFC |
Cinco factores |
ω = 0.77 – 0.90 |
No reportado |
|
Edú-Valsania et al. (2023) |
AFC |
Siete factores |
α = 0.87 – 0.94 |
α = 0.97 |
|
Van Dierendonck et al. (2023) |
AFE, AFC |
Unidimensional |
No reportado |
ω = 0.85 – 0.96; α = 0.84 – 0.97 |
Nota: AFE = Análisis Factorial
Exploratorio; AFC = Análisis Factorial Confirmatorio; IF = Invariancia
Factorial; AFC multinivel = Análisis Factorial Confirmatorio Multinivel; TRI =
Teoría de Respuesta al Ítem; NR = No reportado.
Fuente: Elaboración propia, ٢٠٢٦.
El Cuadro 4, revela una elevada variabilidad en la conceptualización factorial del liderazgo servicial, con modelos que oscilan entre estructuras unidimensionales y soluciones multifactoriales de hasta ocho dimensiones, lo que evidencia la ausencia de un consenso teórico definitivo en su operacionalización (Dennis y Winston, 2003; Van Dierendonck y Nuijten, 2011; Latif y Marimon, 2019). No obstante, la utilización combinada de análisis factorial exploratorio y confirmatorio en numerosos estudios refuerza la solidez de la validez estructural, particularmente cuando se incorporan pruebas de invariancia factorial y enfoques multinivel en contextos educativos diversos (Xu et al., 2015; Zhang et al., 2016; Van Dierendonck et al., 2017).
En cuanto a la consistencia interna, los coeficientes de fiabilidad reportados se sitúan mayoritariamente en rangos adecuados y elevados, tanto a nivel dimensional como global, lo que respalda la coherencia interna de los instrumentos analizados (Mahembe y Engelbrecht, 2013; Edú-Valsania et al., 2023). Sin embargo, la omisión recurrente de indicadores de fiabilidad total en varios estudios limita la comparación directa entre escalas y dificulta la evaluación integral de su rendimiento psicométrico. Asimismo, la incorporación progresiva de coeficientes alternativos al alfa de Cronbach y de modelos basados en la teoría de respuesta al ítem, refleja un avance metodológico relevante, aunque todavía heterogéneo, en la medición del liderazgo servicial (Qiu y Dooley, 2019; Gocen y Sen, 2021; Van Dierendonck et al., 2023).
El Cuadro 5, presenta de manera sistemática las evidencias de validez en relación con otras variables reportadas por los estudios incluidos en la revisión; asimismo, sintetiza los distintos tipos de validez convergente, discriminante y de criterio, así como los principales resultados empíricos asociados, permitiendo evaluar el grado de solidez y coherencia externa de los instrumentos de liderazgo servicial analizados.
Cuadro 5
Evidencias de validez en relación con otras
variables de los instrumentos de liderazgo servicial
|
Estudio |
Tipo de evidencia |
Resultados principales |
|
Barbuto y Wheeler (2006) |
EVCV |
Liderazgo transformacional (líderes: r = 0.43–0.73; evaluadores: r = 0.25–0.65); intercambio líder–miembro (r = 0.38–0.73). |
|
EVCR |
Esfuerzo extra (r = 0.16–0.56), satisfacción (r = 0.23–0.44) y efectividad (r = 0.27–0.60), según rol del informante. |
|
|
Van Dierendonck y Nuijten (2011) |
EVCV |
Liderazgo ético (r = 0.32–0.81); liderazgo servicial (Ehrhart, 2004: r = 0.31–0.85; Liden et al., 2008: r = 0.38–0.85), excepto responsabilidad. |
|
EVCR |
Compromiso organizacional (r = 0.14–0.60). |
|
|
Winston y Fields (2015) |
EVCV |
Liderazgo transformacional (r = 0.58–0.94) y SL-7 (r = 0.49–0.91). |
|
EVDC |
Independencia conceptual frente al liderazgo transformacional y transaccional. |
|
|
EVCR |
Influencia de liderazgos transformacional y transaccional sobre el modelo unidimensional. |
|
|
Liden et al. (2008) |
EVCV |
SL-28: pregrado (r = 0.95), posgrado (r = 0.95), con experiencia (r = 0.89); AVE = 0.63. |
|
EVDC |
AVE superior a correlaciones con claridad de metas, procesos y potencia de equipo. |
|
|
Xu et al. (2015) |
EVCV |
AVE mujeres = 0.40–0.55; hombres = 0.43–0.60. |
|
EVDC |
AVE superior a correlaciones interfactoriales al cuadrado. |
|
|
Zhang et al. (2016) |
EVCR |
Satisfacción laboral individual (r = 0.36–0.46) y organizacional (r = 0.61–0.87). |
|
Rivera et al. (2017) |
EVCR |
Autoeficacia (β = 0.69). |
|
Sendjaya et al. (2019) |
EVCR |
Docentes: confianza (β = 0.72); estudiantes: compromiso afectivo (β = 0.52). |
|
Qiu y Dooley (2019) |
EVCV |
AVE = 0.593–0.752. |
|
EVDC |
AVE superior a correlaciones interfactoriales al cuadrado. |
|
|
Latif y Marimon (2019) |
EVCV |
AVE = 0.753–0.888. |
|
EVDC |
AVE superior a correlaciones con satisfacción vital y profesional. |
|
|
Ortiz-Gómez et al. (2020) |
EVCV |
Liderazgo auténtico (r = 0.57–0.72) y transaccional (r = 0.69–0.85). |
|
EVDC |
Diferenciación frente a autenticidad, engagement, flourishing y bienestar subjetivo. |
|
|
EVCR |
Variables organizacionales y demográficas explican el liderazgo servicial. |
|
|
Gocen y Sen (2021) |
EVCV |
AVE = 0.470. |
|
Takamatsu, 2022 |
EVCV |
AVE = 0.72–0.81. |
|
EVDC |
AVE superior a correlaciones interfactoriales al cuadrado. |
|
|
EVCR |
Satisfacción con el entrenador (r = 0.60–0.69). |
|
|
Ghasemy et al. (2021) |
EVCV |
AVE = 0.551–.0620. |
|
Teh et al. (2022) |
EVCV |
AVE = 0.77–0.90. |
|
EVDC |
AVE superior a correlaciones interfactoriales al cuadrado. |
|
|
Edú-Valsania et al. (2023) |
EVCV |
AVE = 0.81–0.87. |
|
EVDC |
AVE superior a correlaciones interfactoriales al cuadrado. |
|
|
EVCR |
Dimensiones MLSS predicen identificación organizacional y compartición de conocimiento. |
|
|
Van Dierendonck et al. (2023) |
EVCV |
Correlaciones entre medidas de liderazgo servicial (r =0 .79–0.92). |
|
EVCR |
Predicción de autonomía, compromiso organizacional, pertenencia e identidad personal. |
Fuente: Elaboración propia, ٢٠٢٦.
El Cuadro 5, muestra que los instrumentos de liderazgo servicial presentan evidencias consistentes de validez convergente, sustentadas en asociaciones moderadas y altas con constructos conceptualmente relacionados, como el liderazgo transformacional, ético y auténtico, así como con otras escalas de liderazgo servicial previamente validadas (Barbuto y Wheeler, 2006; Liden et al., 2008; Van Dierendonck y Nuijten, 2011). Asimismo, los valores de varianza media extraída reportados en distintos estudios superan, en general, los criterios recomendados, lo que respalda la adecuada representación del constructo en sus dimensiones latentes (Xu et al., 2015; Latif y Marimon, 2019; Edú-Valsania et al., 2023).
Por otra parte, las evidencias de validez discriminante y de criterio, refuerzan la diferenciación conceptual del liderazgo servicial frente a otros estilos de liderazgo y confirman su capacidad explicativa sobre variables relevantes en contextos educativos. En este sentido, se observan relaciones significativas con satisfacción laboral, compromiso organizacional, confianza, autoeficacia, identificación organizacional y bienestar, lo que evidencia la pertinencia aplicada de los instrumentos analizados (Zhang et al., 2016; Sendjaya et al., 2019; Van Dierendonck et al., 2023). No obstante, la heterogeneidad en los criterios externos empleados sugiere la conveniencia de avanzar hacia modelos comparativos más integrados que fortalezcan la validez externa del constructo (Qiu y Dooley, 2019; Takamatsu, 2022).
Conclusiones
El presente estudio tuvo como propósito analizar de manera sistemática la medición cuantitativa del liderazgo servicial en el ámbito educativo, con énfasis en la caracterización de los instrumentos disponibles y en la evaluación crítica de sus propiedades psicométricas. A partir de la revisión de 24 estudios instrumentales, se constata que el objetivo planteado fue cumplido y que la evidencia analizada permite responder a la pregunta problema, al ofrecer una visión integrada y actualizada sobre el estado de la medición del liderazgo servicial en educación.
Los resultados evidencian un creciente interés internacional por la medición del liderazgo servicial, reflejado en la diversidad geográfica, poblacional y metodológica de los estudios revisados. Predominan los enfoques basados en análisis factorial confirmatorio, con estructuras factoriales heterogéneas que oscilan entre modelos unidimensionales y multifactoriales, así como coeficientes de fiabilidad generalmente adecuados. Asimismo, una proporción relevante de investigaciones reporta evidencias de validez convergente, discriminante y de criterio, lo que respalda la solidez psicométrica de varios instrumentos, aunque de manera desigual entre estudios.
No obstante, se identifican limitaciones importantes que deben ser consideradas. Entre ellas destacan la ausencia de consenso teórico en la operacionalización del constructo, la omisión recurrente de indicadores psicométricos clave como la fiabilidad total o la invariancia factorial, y la falta de estandarización en el reporte de variables sociodemográficas. Estas debilidades restringen la comparabilidad entre instrumentos y limitan la generalización de los hallazgos en distintos contextos educativos.
A partir de estos resultados, se proponen líneas futuras de investigación orientadas a fortalecer la medición del liderazgo servicial en educación. En particular, se recomienda el desarrollo y validación de instrumentos con fundamentos teóricos más integrados, la incorporación sistemática de análisis de invariancia entre grupos y contextos culturales, y el uso de enfoques psicométricos avanzados, como modelos multinivel y teoría de respuesta al ítem
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