Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1447
https://doi.org/10.69639/arandu.v13i3.2482
Desarrollo y validación psicométrica de la Escala de Falso
Liderazgo (FLS-13): la discrepancia entre la imagen directiva
proyectada y las conductas percibidas
Development and Psychometric Validation of the False Leadership Scale (FLS-13):
Discrepancy Between Projected Managerial Image and Perceived Behaviors
Alexander Rudy Ayala Huamán
alexander.ayala@unmsm.edu.pe
https://orcid.org/0000-0001-7655-0154
Universidad Nacional Mayor de San Marcos
Perú – Lima
Mervin Ediana De Souza Cañari
mervin.desouza@unmsm.edu.pe
https://orcid.org/0009-0006-4728-5252
Universidad Nacional Mayor de San Marcos
Perú – Lima
Artículo recibido: 10 julio 2026- Aceptado para publicación:16 agosto 2026
Conflictos de intereses: Ninguno que declarar.
RESUMEN
El liderazgo destructivo constituye un riesgo psicosocial relevante para las organizaciones; sin
embargo, existen limitaciones para evaluar la discrepancia entre la imagen directiva proyectada y
las conductas percibidas por los colaboradores. El objetivo fue desarrollar la False Leadership
Scale (FLS-13) y obtener evidencias de su validez y confiabilidad. Se realizó un estudio
instrumental en dos fases independientes. En la fase exploratoria participaron 56 profesionales,
quienes evaluaron la validez de contenido, la estructura factorial y la consistencia interna del
instrumento. Posteriormente, se efectuó un análisis factorial confirmatorio (AFC) con una
muestra independiente de 158 participantes. La validez de contenido alcanzó un V de Aiken
global de .84. La matriz exploratoria mostró adecuada factorizabilidad (KMO = .930; χ² de
Bartlett(78) = 837, p < .001), mientras que el análisis paralelo respaldó una estructura unifactorial,
con cargas entre .724 y .917. El AFC, mediante DWLS, mostró un ajuste adecuado del modelo
unifactorial reespecificado con dos covarianzas residuales conceptualmente justificadas: χ²(63) =
137, p < .001, CFI = .962, TLI = .953, SRMR = .032 y RMSEA = .086, IC 90% [.066, .106]. Las
cargas factoriales oscilaron entre .766 y .880. Asimismo, se obtuvo evidencia favorable de validez
convergente (AVE = .677), confiabilidad compuesta (CR = .965) y consistencia interna (α = .962;
ω = .962). Los resultados respaldan inicialmente la estructura unidimensional de la FLS-13,
aunque se requieren nuevas investigaciones para examinar su estabilidad, invariancia y
diferenciación respecto de constructos próximos.
Palabras clave: liderazgo destructivo, liderazgo tóxico, liderazgo oscuro, falso liderazgo,
organizaciones
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1448
ABSTRACT
Destructive leadership constitutes a relevant psychosocial risk for organizations; however,
limitations remain in assessing the discrepancy between the managerial image projected by those
in leadership positions and the behaviors perceived by their collaborators. The objective was to
develop the False Leadership Scale (FLS-13) and obtain evidence of its validity and reliability.
An instrumental study was conducted in two independent phases. In the exploratory phase, 56
professionals participated and evaluated the instrument’s content validity, factorial structure, and
internal consistency. Subsequently, confirmatory factor analysis (CFA) was conducted with an
independent sample of 158 participants. Content validity reached an overall Aiken’s V of .84.
The exploratory matrix showed adequate factorability (KMO = .930; Bartlett’s χ²(78) = 837, p <
.001), while parallel analysis supported a unidimensional structure, with factor loadings ranging
from .724 to .917. The CFA, using diagonally weighted least squares (DWLS), showed adequate
fit for the re-specified unidimensional model with two conceptually justified residual covariances:
χ²(63) = 137, p < .001, CFI = .962, TLI = .953, SRMR = .032, and RMSEA = .086, 90% CI [.066,
.106]. Factor loadings ranged from .766 to .880. Favorable evidence was also obtained for
convergent validity (AVE = .677), composite reliability (CR = .965), and internal consistency (α
= .962; ω = .962). The results provide initial support for the unidimensional structure of the FLS-
13, although further research is needed to examine its stability, measurement invariance, and
differentiation from conceptually related constructs.
Keywords: destructive leadership, toxic leadership, dark leadership, false leadership,
organizations
Todo el contenido de la Revista Científica Internacional Arandu UTIC publicado en este sitio está disponible bajo
licencia Creative Commons Atribution 4.0 International.
ABSTRACT
Destructive leadership constitutes a relevant psychosocial risk for organizations; however,
limitations remain in assessing the discrepancy between the managerial image projected by those
in leadership positions and the behaviors perceived by their collaborators. The objective was to
develop the False Leadership Scale (FLS-13) and obtain evidence of its validity and reliability.
An instrumental study was conducted in two independent phases. In the exploratory phase, 56
professionals participated and evaluated the instrument’s content validity, factorial structure, and
internal consistency. Subsequently, confirmatory factor analysis (CFA) was conducted with an
independent sample of 158 participants. Content validity reached an overall Aiken’s V of .84.
The exploratory matrix showed adequate factorability (KMO = .930; Bartlett’s χ²(78) = 837, p <
.001), while parallel analysis supported a unidimensional structure, with factor loadings ranging
from .724 to .917. The CFA, using diagonally weighted least squares (DWLS), showed adequate
fit for the re-specified unidimensional model with two conceptually justified residual covariances:
χ²(63) = 137, p < .001, CFI = .962, TLI = .953, SRMR = .032, and RMSEA = .086, 90% CI [.066,
.106]. Factor loadings ranged from .766 to .880. Favorable evidence was also obtained for
convergent validity (AVE = .677), composite reliability (CR = .965), and internal consistency (α
= .962; ω = .962). The results provide initial support for the unidimensional structure of the FLS-
13, although further research is needed to examine its stability, measurement invariance, and
differentiation from conceptually related constructs.
Keywords: destructive leadership, toxic leadership, dark leadership, false leadership,
organizations
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Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1449
INTRODUCCIÓN
El liderazgo constituye un fenómeno central en el estudio de las organizaciones por su
función en los procesos de influencia y en la consecución de objetivos colectivos. Su comprensión
evolucionó desde perspectivas centradas en las características del líder hacia enfoques que
incorporan la interacción entre líderes, seguidores y contexto. Northouse (2022) concibe el
liderazgo como un proceso mediante el cual un individuo influye en un grupo para alcanzar un
objetivo común, perspectiva que enfatiza su naturaleza relacional. Burns (1978) distinguió formas
de liderazgo sustentadas en diferentes relaciones de influencia, mientras que Bass (1985) amplió
esta perspectiva mediante el desarrollo del liderazgo transformacional. Posteriormente, Avolio et
al. (2009) revisaron los avances y desafíos acumulados en la investigación del liderazgo, Lord et
al. (2017) enfatizaron su carácter dinámico y Carton (2022) planteó la necesidad de avanzar hacia
una mayor precisión en la explicación de los comportamientos de liderazgo.
El predominio de perspectivas orientadas al liderazgo favorable impulsó modelos como
el transformacional (Bass & Avolio, 1994), el auténtico, sustentado en autoconocimiento y
transparencia relacional (Avolio & Gardner, 2005), y el ético, vinculado con la conducta
normativamente apropiada y su promoción entre los seguidores (Brown & Treviño, 2006). Desde
el liderazgo de servicio, Gandolfi y Stone (2018) destacaron la orientación hacia las personas y
los objetivos compartidos. En conjunto, estos enfoques ampliaron el análisis del liderazgo más
allá de los resultados institucionales, incorporando las relaciones y experiencias de quienes
reciben su influencia.
Esta ampliación resulta relevante porque los comportamientos de liderazgo se relacionan
no solo con el desempeño, sino también con el bienestar de los trabajadores. Inceoglu et al. (2018)
identificaron mecanismos sociales-cognitivos, motivacionales, afectivos, relacionales y de
identificación mediante los cuales el comportamiento del líder puede incidir en el bienestar.
Asimismo, Schneider et al. (2013) señalaron el papel del liderazgo en la comprensión de la cultura
y el funcionamiento organizacional. Por ello, el análisis contemporáneo del liderazgo requiere
considerar tanto la conducta directiva como la forma en que esta es experimentada por los
colaboradores.
Sin embargo, el desarrollo de la evidencia empírica reveló que los problemas
organizacionales no podían explicarse únicamente por la ausencia de liderazgo positivo.
Determinadas prácticas directivas pueden deteriorar tanto el funcionamiento institucional como
el bienestar de los trabajadores, impulsando el estudio del denominado lado oscuro del liderazgo
(Hogan & Kaiser, 2005; Lord et al., 2017; Carton, 2022). En este marco surgieron constructos
como la petty tyranny (Ashforth, 1994), la supervisión abusiva (Tepper, 2000) y el liderazgo
destructivo, entendido como comportamientos sistemáticos que perjudican a la organización y/o
a sus miembros (Einarsen et al., 2007). Asimismo, el modelo del Triángulo Tóxico amplió esta
INTRODUCCIÓN
El liderazgo constituye un fenómeno central en el estudio de las organizaciones por su
función en los procesos de influencia y en la consecución de objetivos colectivos. Su comprensión
evolucionó desde perspectivas centradas en las características del líder hacia enfoques que
incorporan la interacción entre líderes, seguidores y contexto. Northouse (2022) concibe el
liderazgo como un proceso mediante el cual un individuo influye en un grupo para alcanzar un
objetivo común, perspectiva que enfatiza su naturaleza relacional. Burns (1978) distinguió formas
de liderazgo sustentadas en diferentes relaciones de influencia, mientras que Bass (1985) amplió
esta perspectiva mediante el desarrollo del liderazgo transformacional. Posteriormente, Avolio et
al. (2009) revisaron los avances y desafíos acumulados en la investigación del liderazgo, Lord et
al. (2017) enfatizaron su carácter dinámico y Carton (2022) planteó la necesidad de avanzar hacia
una mayor precisión en la explicación de los comportamientos de liderazgo.
El predominio de perspectivas orientadas al liderazgo favorable impulsó modelos como
el transformacional (Bass & Avolio, 1994), el auténtico, sustentado en autoconocimiento y
transparencia relacional (Avolio & Gardner, 2005), y el ético, vinculado con la conducta
normativamente apropiada y su promoción entre los seguidores (Brown & Treviño, 2006). Desde
el liderazgo de servicio, Gandolfi y Stone (2018) destacaron la orientación hacia las personas y
los objetivos compartidos. En conjunto, estos enfoques ampliaron el análisis del liderazgo más
allá de los resultados institucionales, incorporando las relaciones y experiencias de quienes
reciben su influencia.
Esta ampliación resulta relevante porque los comportamientos de liderazgo se relacionan
no solo con el desempeño, sino también con el bienestar de los trabajadores. Inceoglu et al. (2018)
identificaron mecanismos sociales-cognitivos, motivacionales, afectivos, relacionales y de
identificación mediante los cuales el comportamiento del líder puede incidir en el bienestar.
Asimismo, Schneider et al. (2013) señalaron el papel del liderazgo en la comprensión de la cultura
y el funcionamiento organizacional. Por ello, el análisis contemporáneo del liderazgo requiere
considerar tanto la conducta directiva como la forma en que esta es experimentada por los
colaboradores.
Sin embargo, el desarrollo de la evidencia empírica reveló que los problemas
organizacionales no podían explicarse únicamente por la ausencia de liderazgo positivo.
Determinadas prácticas directivas pueden deteriorar tanto el funcionamiento institucional como
el bienestar de los trabajadores, impulsando el estudio del denominado lado oscuro del liderazgo
(Hogan & Kaiser, 2005; Lord et al., 2017; Carton, 2022). En este marco surgieron constructos
como la petty tyranny (Ashforth, 1994), la supervisión abusiva (Tepper, 2000) y el liderazgo
destructivo, entendido como comportamientos sistemáticos que perjudican a la organización y/o
a sus miembros (Einarsen et al., 2007). Asimismo, el modelo del Triángulo Tóxico amplió esta
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perspectiva al explicar los resultados destructivos mediante la interacción entre líderes, seguidores
susceptibles y contextos organizacionales propicios (Padilla et al., 2007).
Dentro de esta corriente, Schmidt (2008) desarrolló la Toxic Leadership Scale (TLS),
identificando cinco dimensiones del liderazgo tóxico: supervisión abusiva, liderazgo autoritario,
narcisismo, autopromoción e imprevisibilidad. De manera complementaria, Paulhus y Williams
(2002) conceptualizaron la Dark Triad de la personalidad a partir del narcisismo, el
maquiavelismo y la psicopatía, ampliando el estudio de rasgos socialmente aversivos vinculados
al comportamiento humano. Estos desarrollos evidencian que el lado oscuro del liderazgo
comprende manifestaciones diferenciadas pero relacionadas y abren la necesidad de examinar
formas disfuncionales que podrían no estar plenamente representadas por los constructos
existentes. En efecto, el liderazgo destructivo se ha relacionado con actitudes laborales negativas
y afectaciones del bienestar (Schyns & Schilling, 2013), mientras que los comportamientos de
liderazgo pueden incidir en la salud ocupacional mediante mecanismos motivacionales, afectivos,
cognitivos y relacionales (Inceoglu et al., 2018).
Esta problemática adquiere especial relevancia en las organizaciones de salud,
caracterizadas por elevada complejidad, presión emocional, limitaciones de recursos y
permanente coordinación interdisciplinaria. En estos escenarios, las decisiones y conductas
directivas pueden repercutir sobre el bienestar de los trabajadores, el funcionamiento de los
equipos y los procesos asistenciales, mientras que los líderes contribuyen a configurar el clima y
la cultura organizacional (Schneider et al., 2017). La evidencia internacional ha documentado,
además, experiencias de intimidación, menosprecio y acoso entre profesionales sanitarios (Camm
et al., 2023), así como condiciones organizacionales capaces de favorecer el silencio de los
trabajadores y limitar la expresión de problemas y preocupaciones relevantes (Morrison, 2014).
Persiste, sin embargo, un vacío en la evaluación de formas de conducción, que no
necesariamente se manifiestan mediante comportamientos abiertamente hostiles o abusivos.
Mientras constructos como el liderazgo destructivo, la supervisión abusiva y el liderazgo tóxico
cuentan con una trayectoria conceptual consolidada, permanece menos explorada la discrepancia
entre la imagen positiva, ética o comprometida que proyecta quien ejerce funciones directivas y
las conductas que sus colaboradores perciben en la interacción cotidiana. Esta brecha adquiere
relevancia ante la necesidad de avanzar hacia conceptualizaciones más específicas del liderazgo
(Avolio et al., 2009; Lord et al., 2017; Carton, 2022).
Construcción teórica y delimitación conceptual del Falso Liderazgo frente a constructos
La expansión de constructos asociados al lado oscuro del liderazgo ha contribuido a
comprender sus diversas manifestaciones, aunque también ha puesto de relieve dificultades para
su delimitación conceptual y medición. Akinyele y Chen (2025) advirtieron falta de uniformidad
en la conceptualización del liderazgo tóxico y en las dimensiones consideradas por sus
instrumentos. Schmidt (2008), mediante la Toxic Leadership Scale, lo operacionalizó en cinco
perspectiva al explicar los resultados destructivos mediante la interacción entre líderes, seguidores
susceptibles y contextos organizacionales propicios (Padilla et al., 2007).
Dentro de esta corriente, Schmidt (2008) desarrolló la Toxic Leadership Scale (TLS),
identificando cinco dimensiones del liderazgo tóxico: supervisión abusiva, liderazgo autoritario,
narcisismo, autopromoción e imprevisibilidad. De manera complementaria, Paulhus y Williams
(2002) conceptualizaron la Dark Triad de la personalidad a partir del narcisismo, el
maquiavelismo y la psicopatía, ampliando el estudio de rasgos socialmente aversivos vinculados
al comportamiento humano. Estos desarrollos evidencian que el lado oscuro del liderazgo
comprende manifestaciones diferenciadas pero relacionadas y abren la necesidad de examinar
formas disfuncionales que podrían no estar plenamente representadas por los constructos
existentes. En efecto, el liderazgo destructivo se ha relacionado con actitudes laborales negativas
y afectaciones del bienestar (Schyns & Schilling, 2013), mientras que los comportamientos de
liderazgo pueden incidir en la salud ocupacional mediante mecanismos motivacionales, afectivos,
cognitivos y relacionales (Inceoglu et al., 2018).
Esta problemática adquiere especial relevancia en las organizaciones de salud,
caracterizadas por elevada complejidad, presión emocional, limitaciones de recursos y
permanente coordinación interdisciplinaria. En estos escenarios, las decisiones y conductas
directivas pueden repercutir sobre el bienestar de los trabajadores, el funcionamiento de los
equipos y los procesos asistenciales, mientras que los líderes contribuyen a configurar el clima y
la cultura organizacional (Schneider et al., 2017). La evidencia internacional ha documentado,
además, experiencias de intimidación, menosprecio y acoso entre profesionales sanitarios (Camm
et al., 2023), así como condiciones organizacionales capaces de favorecer el silencio de los
trabajadores y limitar la expresión de problemas y preocupaciones relevantes (Morrison, 2014).
Persiste, sin embargo, un vacío en la evaluación de formas de conducción, que no
necesariamente se manifiestan mediante comportamientos abiertamente hostiles o abusivos.
Mientras constructos como el liderazgo destructivo, la supervisión abusiva y el liderazgo tóxico
cuentan con una trayectoria conceptual consolidada, permanece menos explorada la discrepancia
entre la imagen positiva, ética o comprometida que proyecta quien ejerce funciones directivas y
las conductas que sus colaboradores perciben en la interacción cotidiana. Esta brecha adquiere
relevancia ante la necesidad de avanzar hacia conceptualizaciones más específicas del liderazgo
(Avolio et al., 2009; Lord et al., 2017; Carton, 2022).
Construcción teórica y delimitación conceptual del Falso Liderazgo frente a constructos
La expansión de constructos asociados al lado oscuro del liderazgo ha contribuido a
comprender sus diversas manifestaciones, aunque también ha puesto de relieve dificultades para
su delimitación conceptual y medición. Akinyele y Chen (2025) advirtieron falta de uniformidad
en la conceptualización del liderazgo tóxico y en las dimensiones consideradas por sus
instrumentos. Schmidt (2008), mediante la Toxic Leadership Scale, lo operacionalizó en cinco
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1451
dimensiones: supervisión abusiva, liderazgo autoritario, narcisismo, autopromoción e
imprevisibilidad. Desde una perspectiva más amplia, Carton (2022) cuestionó las
conceptualizaciones que agrupan múltiples comportamientos en constructos agregados y planteó
la necesidad de avanzar hacia una mayor especificidad conductual.
En este marco, la consolidación de constructos previos no descarta la existencia de
fenómenos aún insuficientemente delimitados por las categorías disponibles. Particular interés
adquiere la discrepancia percibida entre la imagen proyectada por quien ejerce funciones
directivas y las conductas que sus colaboradores le atribuyen en la interacción cotidiana. Esta
incongruencia imagen–conducta configura el núcleo conceptual propuesto del Falso Liderazgo y
sustenta la necesidad de examinar empíricamente su estructura y diferenciación frente a
constructos relacionados.
El Falso Liderazgo se inscribe en las manifestaciones disfuncionales del liderazgo, pero
se distingue por situar dicha discrepancia percibida como su elemento central. La supervisión
abusiva se concentra en conductas hostiles verbales y no verbales del supervisor (Tepper, 2000);
el liderazgo tóxico comprende supervisión abusiva, autoritarismo, narcisismo, autopromoción e
imprevisibilidad (Schmidt, 2008); y el liderazgo destructivo abarca comportamientos sistemáticos
capaces de perjudicar a la organización y/o a sus miembros (Einarsen et al., 2007). En
consecuencia, la incongruencia imagen–conducta fundamenta conceptualmente el desarrollo de
una medida específica para la evaluación empírica del Falso Liderazgo.
Propuesta conceptual del Falso Liderazgo
En respuesta al vacío identificado, la presente investigación propone el Falso Liderazgo
como un constructo centrado en la discrepancia percibida entre la imagen que proyecta quien
ejerce funciones directivas y las conductas que sus colaboradores le atribuyen. Se define como un
patrón percibido de incongruencia entre una imagen de legitimidad, ética, transparencia, cercanía,
responsabilidad o compromiso y comportamientos interpretados como inconsistentes con ella,
expresados mediante manipulación, favoritismo, evasión de responsabilidades, apropiación de
resultados, desatención de las necesidades del personal o utilización estratégica de las relaciones
de poder. Esta discrepancia imagen–conducta constituye el núcleo conceptual propuesto para su
evaluación empírica, diferenciándolo conceptualmente de manifestaciones centradas en
conductas perjudiciales, abusivas o disfuncionales descritas en el liderazgo destructivo (Einarsen
et al., 2007), el liderazgo tóxico (Schmidt, 2008) y la supervisión abusiva (Tepper, 2000).
dimensiones: supervisión abusiva, liderazgo autoritario, narcisismo, autopromoción e
imprevisibilidad. Desde una perspectiva más amplia, Carton (2022) cuestionó las
conceptualizaciones que agrupan múltiples comportamientos en constructos agregados y planteó
la necesidad de avanzar hacia una mayor especificidad conductual.
En este marco, la consolidación de constructos previos no descarta la existencia de
fenómenos aún insuficientemente delimitados por las categorías disponibles. Particular interés
adquiere la discrepancia percibida entre la imagen proyectada por quien ejerce funciones
directivas y las conductas que sus colaboradores le atribuyen en la interacción cotidiana. Esta
incongruencia imagen–conducta configura el núcleo conceptual propuesto del Falso Liderazgo y
sustenta la necesidad de examinar empíricamente su estructura y diferenciación frente a
constructos relacionados.
El Falso Liderazgo se inscribe en las manifestaciones disfuncionales del liderazgo, pero
se distingue por situar dicha discrepancia percibida como su elemento central. La supervisión
abusiva se concentra en conductas hostiles verbales y no verbales del supervisor (Tepper, 2000);
el liderazgo tóxico comprende supervisión abusiva, autoritarismo, narcisismo, autopromoción e
imprevisibilidad (Schmidt, 2008); y el liderazgo destructivo abarca comportamientos sistemáticos
capaces de perjudicar a la organización y/o a sus miembros (Einarsen et al., 2007). En
consecuencia, la incongruencia imagen–conducta fundamenta conceptualmente el desarrollo de
una medida específica para la evaluación empírica del Falso Liderazgo.
Propuesta conceptual del Falso Liderazgo
En respuesta al vacío identificado, la presente investigación propone el Falso Liderazgo
como un constructo centrado en la discrepancia percibida entre la imagen que proyecta quien
ejerce funciones directivas y las conductas que sus colaboradores le atribuyen. Se define como un
patrón percibido de incongruencia entre una imagen de legitimidad, ética, transparencia, cercanía,
responsabilidad o compromiso y comportamientos interpretados como inconsistentes con ella,
expresados mediante manipulación, favoritismo, evasión de responsabilidades, apropiación de
resultados, desatención de las necesidades del personal o utilización estratégica de las relaciones
de poder. Esta discrepancia imagen–conducta constituye el núcleo conceptual propuesto para su
evaluación empírica, diferenciándolo conceptualmente de manifestaciones centradas en
conductas perjudiciales, abusivas o disfuncionales descritas en el liderazgo destructivo (Einarsen
et al., 2007), el liderazgo tóxico (Schmidt, 2008) y la supervisión abusiva (Tepper, 2000).
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1452
Tabla 1
Delimitación Conceptual
Constructo Referente Núcleo conceptual Diferencia respecto del Falso
Liderazgo
Supervisión
abusiva
Tepper
(2000)
Percepción sostenida de
conductas hostiles
verbales y no verbales del
supervisor
La hostilidad constituye el
núcleo; no requiere discrepancia
entre imagen proyectada y
conducta percibida
Liderazgo
destructivo
Einarsen et
al. (2007)
Conductas sistemáticas y
repetidas que perjudican
a la organización y/o a
sus miembros
Constituye un dominio amplio;
la incongruencia imagen–
conducta no constituye
necesariamente su elemento
definitorio
Liderazgo
tóxico
Schmidt
(2008)
Supervisión abusiva,
autoritarismo, narcisismo,
autopromoción e
imprevisibilidad
Es multidimensional y se centra
en patrones disfuncionales; el
Falso Liderazgo propone como
núcleo la discrepancia percibida
imagen–conducta
Liderazgo
narcisista
Rosenthal &
Pittinsky
(2006)
Influencia de necesidades
y rasgos narcisistas sobre
el ejercicio del liderazgo
Se centra principalmente en
características narcisistas del
líder, no en la discrepancia
percibida entre representación y
comportamiento
Liderazgo
despótico
De Hoogh &
Den Hartog
(2008)
Autoritarismo,
dominación y orientación
hacia intereses personales
Su núcleo se encuentra en el
ejercicio autoritario y
autointeresado del poder
Falso
Liderazgo
Propuesta
del presente
estudio
Discrepancia percibida
entre la imagen directiva
proyectada y las
conductas atribuidas al
líder
La incongruencia imagen–
conducta constituye la unidad
conceptual central propuesta
Nota. La diferenciación presentada es de naturaleza conceptual. El presente estudio aporta evidencia inicial sobre la
estructura interna de la FLS-13, pero no establece todavía su validez discriminante frente a todos los constructos
relacionados. Esta deberá examinarse en investigaciones posteriores mediante la aplicación simultánea de instrumentos
consolidados de liderazgo destructivo, tóxico y supervisión abusiva.
MATERIALES Y MÉTODOS
Se realizó un estudio instrumental orientado al desarrollo y evaluación de las propiedades
psicométricas de la False Leadership Scale (FLS-13), diseñada para evaluar el Falso Liderazgo
percibido en contextos organizacionales. La evaluación se desarrolló en dos fases independientes:
una exploratoria con 56 participantes, destinada a examinar la factorizabilidad y estructura inicial
mediante AFE, y una confirmatoria con 158 participantes, orientada a contrastar la estructura
unidimensional mediante AFC. Este diseño responde a las recomendaciones para el desarrollo y
evaluación de instrumentos de medición y obtención de evidencias de validez y confiabilidad
(AERA et al., 2014; Muñiz & Fonseca-Pedrero, 2019).
Considerando la naturaleza ordinal de los 13 reactivos de la FLS-13, evaluados mediante
una escala Likert de cinco categorías, el AFC se estimó mediante mínimos cuadrados ponderados
diagonalmente (DWLS). El ajuste se evaluó conjuntamente mediante χ², CFI, TLI, SRMR y
RMSEA con su respectivo intervalo de confianza, además de examinar las cargas factoriales
Tabla 1
Delimitación Conceptual
Constructo Referente Núcleo conceptual Diferencia respecto del Falso
Liderazgo
Supervisión
abusiva
Tepper
(2000)
Percepción sostenida de
conductas hostiles
verbales y no verbales del
supervisor
La hostilidad constituye el
núcleo; no requiere discrepancia
entre imagen proyectada y
conducta percibida
Liderazgo
destructivo
Einarsen et
al. (2007)
Conductas sistemáticas y
repetidas que perjudican
a la organización y/o a
sus miembros
Constituye un dominio amplio;
la incongruencia imagen–
conducta no constituye
necesariamente su elemento
definitorio
Liderazgo
tóxico
Schmidt
(2008)
Supervisión abusiva,
autoritarismo, narcisismo,
autopromoción e
imprevisibilidad
Es multidimensional y se centra
en patrones disfuncionales; el
Falso Liderazgo propone como
núcleo la discrepancia percibida
imagen–conducta
Liderazgo
narcisista
Rosenthal &
Pittinsky
(2006)
Influencia de necesidades
y rasgos narcisistas sobre
el ejercicio del liderazgo
Se centra principalmente en
características narcisistas del
líder, no en la discrepancia
percibida entre representación y
comportamiento
Liderazgo
despótico
De Hoogh &
Den Hartog
(2008)
Autoritarismo,
dominación y orientación
hacia intereses personales
Su núcleo se encuentra en el
ejercicio autoritario y
autointeresado del poder
Falso
Liderazgo
Propuesta
del presente
estudio
Discrepancia percibida
entre la imagen directiva
proyectada y las
conductas atribuidas al
líder
La incongruencia imagen–
conducta constituye la unidad
conceptual central propuesta
Nota. La diferenciación presentada es de naturaleza conceptual. El presente estudio aporta evidencia inicial sobre la
estructura interna de la FLS-13, pero no establece todavía su validez discriminante frente a todos los constructos
relacionados. Esta deberá examinarse en investigaciones posteriores mediante la aplicación simultánea de instrumentos
consolidados de liderazgo destructivo, tóxico y supervisión abusiva.
MATERIALES Y MÉTODOS
Se realizó un estudio instrumental orientado al desarrollo y evaluación de las propiedades
psicométricas de la False Leadership Scale (FLS-13), diseñada para evaluar el Falso Liderazgo
percibido en contextos organizacionales. La evaluación se desarrolló en dos fases independientes:
una exploratoria con 56 participantes, destinada a examinar la factorizabilidad y estructura inicial
mediante AFE, y una confirmatoria con 158 participantes, orientada a contrastar la estructura
unidimensional mediante AFC. Este diseño responde a las recomendaciones para el desarrollo y
evaluación de instrumentos de medición y obtención de evidencias de validez y confiabilidad
(AERA et al., 2014; Muñiz & Fonseca-Pedrero, 2019).
Considerando la naturaleza ordinal de los 13 reactivos de la FLS-13, evaluados mediante
una escala Likert de cinco categorías, el AFC se estimó mediante mínimos cuadrados ponderados
diagonalmente (DWLS). El ajuste se evaluó conjuntamente mediante χ², CFI, TLI, SRMR y
RMSEA con su respectivo intervalo de confianza, además de examinar las cargas factoriales
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1453
estandarizadas. El uso de DWLS resulta apropiado para el análisis factorial de indicadores
ordinales (Li, 2016; Kline, 2023).
Participantes
Participaron trabajadores de instituciones del sistema público de salud peruano,
distribuidos en dos muestras independientes: 56 participantes en la fase exploratoria y 158 en la
fase confirmatoria. Se incluyeron profesionales asistenciales con vínculo laboral vigente,
permanencia mínima de seis meses y consentimiento informado. Se excluyeron cuestionarios
incompletos o con patrones de respuesta inconsistentes, así como participantes en situación de
suspensión perfecta o imperfecta de labores durante la recolección de datos.
Desarrollo del instrumento
La construcción de la False Leadership Scale (FLS-13) se sustentó en una revisión crítica
de la literatura sobre las principales manifestaciones disfuncionales del liderazgo, incluyendo el
liderazgo destructivo, el liderazgo tóxico, la supervisión abusiva, el liderazgo despótico y el
liderazgo narcisista (Einarsen et al., 2007; Schmidt, 2008; Tepper, 2000; De Hoogh & Den
Hartog, 2008; Rosenthal & Pittinsky, 2006). A partir del análisis y delimitación de estos
constructos se identificó un espacio conceptual insuficientemente representado: la discrepancia
percibida entre la imagen que proyecta quien ejerce funciones directivas y las conductas que sus
colaboradores le atribuyen en la interacción cotidiana. Esta discrepancia constituyó el núcleo
conceptual para la formulación del Falso Liderazgo y orientó la construcción de los reactivos de
la FLS-13.
La elaboración del banco inicial de reactivos siguió recomendaciones metodológicas para
el desarrollo de instrumentos psicométricos (Boateng et al., 2018; Muñiz & Fonseca-Pedrero,
2019). Los reactivos fueron formulados procurando claridad, pertinencia y correspondencia con
la definición conceptual propuesta, mediante expresiones comprensibles y evitando
ambigüedades, dobles negaciones y formulaciones innecesariamente complejas. La construcción
de los ítems se orientó a representar manifestaciones de la discrepancia imagen–conducta
percibida en el ejercicio del liderazgo, incluyendo incongruencias relacionadas con el bienestar
del personal, la participación en las decisiones, la imparcialidad, la responsabilidad, el
reconocimiento, los intereses organizacionales y las relaciones de poder. La versión sometida a
evaluación psicométrica quedó conformada por 13 reactivos, correspondientes a la FLS-13.
Los 13 reactivos fueron evaluados mediante una escala tipo Likert de cinco categorías de
respuesta, desde 1 (Totalmente en desacuerdo) hasta 5 (Totalmente de acuerdo). La puntuación
se estableció en sentido directo, de modo que puntuaciones más elevadas representan una mayor
percepción de Falso Liderazgo en quien ejerce funciones directivas.
estandarizadas. El uso de DWLS resulta apropiado para el análisis factorial de indicadores
ordinales (Li, 2016; Kline, 2023).
Participantes
Participaron trabajadores de instituciones del sistema público de salud peruano,
distribuidos en dos muestras independientes: 56 participantes en la fase exploratoria y 158 en la
fase confirmatoria. Se incluyeron profesionales asistenciales con vínculo laboral vigente,
permanencia mínima de seis meses y consentimiento informado. Se excluyeron cuestionarios
incompletos o con patrones de respuesta inconsistentes, así como participantes en situación de
suspensión perfecta o imperfecta de labores durante la recolección de datos.
Desarrollo del instrumento
La construcción de la False Leadership Scale (FLS-13) se sustentó en una revisión crítica
de la literatura sobre las principales manifestaciones disfuncionales del liderazgo, incluyendo el
liderazgo destructivo, el liderazgo tóxico, la supervisión abusiva, el liderazgo despótico y el
liderazgo narcisista (Einarsen et al., 2007; Schmidt, 2008; Tepper, 2000; De Hoogh & Den
Hartog, 2008; Rosenthal & Pittinsky, 2006). A partir del análisis y delimitación de estos
constructos se identificó un espacio conceptual insuficientemente representado: la discrepancia
percibida entre la imagen que proyecta quien ejerce funciones directivas y las conductas que sus
colaboradores le atribuyen en la interacción cotidiana. Esta discrepancia constituyó el núcleo
conceptual para la formulación del Falso Liderazgo y orientó la construcción de los reactivos de
la FLS-13.
La elaboración del banco inicial de reactivos siguió recomendaciones metodológicas para
el desarrollo de instrumentos psicométricos (Boateng et al., 2018; Muñiz & Fonseca-Pedrero,
2019). Los reactivos fueron formulados procurando claridad, pertinencia y correspondencia con
la definición conceptual propuesta, mediante expresiones comprensibles y evitando
ambigüedades, dobles negaciones y formulaciones innecesariamente complejas. La construcción
de los ítems se orientó a representar manifestaciones de la discrepancia imagen–conducta
percibida en el ejercicio del liderazgo, incluyendo incongruencias relacionadas con el bienestar
del personal, la participación en las decisiones, la imparcialidad, la responsabilidad, el
reconocimiento, los intereses organizacionales y las relaciones de poder. La versión sometida a
evaluación psicométrica quedó conformada por 13 reactivos, correspondientes a la FLS-13.
Los 13 reactivos fueron evaluados mediante una escala tipo Likert de cinco categorías de
respuesta, desde 1 (Totalmente en desacuerdo) hasta 5 (Totalmente de acuerdo). La puntuación
se estableció en sentido directo, de modo que puntuaciones más elevadas representan una mayor
percepción de Falso Liderazgo en quien ejerce funciones directivas.
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1454
Evidencias de validez de contenido
Las evidencias de validez de contenido de la FLS-13 se obtuvieron mediante el juicio de
tres expertos en psicometría, metodología de la investigación y liderazgo organizacional, quienes
evaluaron los reactivos según los criterios de claridad, coherencia, pertinencia y relevancia. Este
procedimiento permitió examinar la correspondencia entre el contenido de los reactivos y el
dominio conceptual que se pretendía representar. El grado de acuerdo se estimó mediante la V de
Aiken, empleada para cuantificar la valoración de los jueces respecto de la adecuación y
representatividad del contenido (Escobar-Pérez & Cuervo-Martínez, 2008; Merino-Soto & Livia-
Segovia, 2009). Las observaciones formuladas por los expertos permitieron realizar ajustes de
redacción antes del estudio piloto, procurando mejorar la precisión y comprensión de los reactivos
sin alterar su correspondencia con la definición conceptual del Falso Liderazgo.
Procedimiento
La recolección de datos se realizó con profesionales asistenciales de instituciones
públicas de salud del Perú, mediante participación voluntaria, anónima y confidencial.
Previamente, los participantes fueron informados sobre los objetivos y la naturaleza académica
del estudio y otorgaron su consentimiento informado. La investigación se desarrolló conforme a
los principios éticos de la Declaración de Helsinki (WMA, 2013) y a las normas nacionales
aplicables a la investigación científica.
Análisis estadístico
Los análisis psicométricos se realizaron en jamovi. Se calcularon estadísticos descriptivos
y se examinó la factorizabilidad mediante el índice KMO y la prueba de esfericidad de Bartlett.
La dimensionalidad de la FLS-13 se evaluó mediante AFE con extracción por mínimos cuadrados,
rotación Oblimin y análisis paralelo para determinar el número de factores (Horn, 1965; Hayton
et al., 2004). La estructura obtenida se contrastó en una muestra independiente mediante AFC con
estimación DWLS, dada la naturaleza ordinal de los reactivos, evaluándose el ajuste mediante χ²,
CFI, TLI, RMSEA y SRMR (Brown, 2015; Kline, 2023). La consistencia interna se estimó
mediante α de Cronbach y ω de McDonald como indicadores complementarios de confiabilidad
(McDonald, 1999; Hayes & Coutts, 2020).
Consideraciones éticas
La investigación respetó los principios de autonomía, beneficencia, no maleficencia y
justicia. La participación fue completamente voluntaria y todos los participantes otorgaron su
consentimiento informado antes de responder el cuestionario. Se garantizó el anonimato, la
confidencialidad de la información y el uso exclusivo de los datos con fines científicos. Los
resultados fueron analizados de manera agregada, evitando cualquier posibilidad de identificación
individual de los participantes.
Evidencias de validez de contenido
Las evidencias de validez de contenido de la FLS-13 se obtuvieron mediante el juicio de
tres expertos en psicometría, metodología de la investigación y liderazgo organizacional, quienes
evaluaron los reactivos según los criterios de claridad, coherencia, pertinencia y relevancia. Este
procedimiento permitió examinar la correspondencia entre el contenido de los reactivos y el
dominio conceptual que se pretendía representar. El grado de acuerdo se estimó mediante la V de
Aiken, empleada para cuantificar la valoración de los jueces respecto de la adecuación y
representatividad del contenido (Escobar-Pérez & Cuervo-Martínez, 2008; Merino-Soto & Livia-
Segovia, 2009). Las observaciones formuladas por los expertos permitieron realizar ajustes de
redacción antes del estudio piloto, procurando mejorar la precisión y comprensión de los reactivos
sin alterar su correspondencia con la definición conceptual del Falso Liderazgo.
Procedimiento
La recolección de datos se realizó con profesionales asistenciales de instituciones
públicas de salud del Perú, mediante participación voluntaria, anónima y confidencial.
Previamente, los participantes fueron informados sobre los objetivos y la naturaleza académica
del estudio y otorgaron su consentimiento informado. La investigación se desarrolló conforme a
los principios éticos de la Declaración de Helsinki (WMA, 2013) y a las normas nacionales
aplicables a la investigación científica.
Análisis estadístico
Los análisis psicométricos se realizaron en jamovi. Se calcularon estadísticos descriptivos
y se examinó la factorizabilidad mediante el índice KMO y la prueba de esfericidad de Bartlett.
La dimensionalidad de la FLS-13 se evaluó mediante AFE con extracción por mínimos cuadrados,
rotación Oblimin y análisis paralelo para determinar el número de factores (Horn, 1965; Hayton
et al., 2004). La estructura obtenida se contrastó en una muestra independiente mediante AFC con
estimación DWLS, dada la naturaleza ordinal de los reactivos, evaluándose el ajuste mediante χ²,
CFI, TLI, RMSEA y SRMR (Brown, 2015; Kline, 2023). La consistencia interna se estimó
mediante α de Cronbach y ω de McDonald como indicadores complementarios de confiabilidad
(McDonald, 1999; Hayes & Coutts, 2020).
Consideraciones éticas
La investigación respetó los principios de autonomía, beneficencia, no maleficencia y
justicia. La participación fue completamente voluntaria y todos los participantes otorgaron su
consentimiento informado antes de responder el cuestionario. Se garantizó el anonimato, la
confidencialidad de la información y el uso exclusivo de los datos con fines científicos. Los
resultados fueron analizados de manera agregada, evitando cualquier posibilidad de identificación
individual de los participantes.
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1455
RESULTADOS Y DISCUSIÓN
Desarrollo y refinamiento inicial de la False Leadership Scale (FLS-13)
La False Leadership Scale (FLS-13) fue desarrollada mediante un proceso sistemático de
construcción psicométrica, siguiendo recomendaciones para el diseño de instrumentos de
medición (Boateng et al., 2018; Muñiz & Fonseca-Pedrero, 2019). La formulación de los reactivos
partió de la delimitación conceptual del Falso Liderazgo frente a constructos relacionados,
definiendo como núcleo la discrepancia percibida entre la imagen proyectada por quien ejerce
funciones directivas y las conductas que sus colaboradores le atribuyen. Los indicadores se
elaboraron procurando claridad semántica, precisión conceptual y correspondencia con el
constructo.
La versión preliminar fue sometida a juicio de expertos, quienes evaluaron la claridad,
coherencia, pertinencia y relevancia de los reactivos. Sus observaciones permitieron realizar
ajustes antes del estudio piloto, obteniéndose una versión de 13 ítems con escala Likert de cinco
categorías, desde 1 (Totalmente en desacuerdo) hasta 5 (Totalmente de acuerdo).
Evidencias de validez de contenido
La validez de contenido de la False Leadership Scale (FLS-13) fue examinada mediante
juicio de expertos, procedimiento que permite valorar la correspondencia y representatividad de
los reactivos respecto del constructo que se pretende medir (Escobar-Pérez & Cuervo-Martínez,
2008). Tres expertos evaluaron los 13 reactivos considerando los criterios de claridad, coherencia,
pertinencia y relevancia. El grado de acuerdo entre sus valoraciones se cuantificó mediante el
coeficiente V de Aiken, índice empleado para estimar la validez de contenido a partir de las
puntuaciones otorgadas por los jueces a los reactivos (Aiken, 1980; Merino-Soto & Livia-
Segovia, 2009).
Tabla 1
V de Aiken global según criterio de evaluación de la FLS-13
Criterio evaluado V de Aiken
Claridad 0.87
Coherencia 0.85
Pertinencia 0.84
Relevancia 0.82
V de Aiken global 0.84
Los coeficientes fueron V = .87 para claridad, V = .85 para coherencia, V = .84 para
pertinencia y V = .82 para relevancia, con una V de Aiken global = .84. En conjunto, los valores
superiores a .80 evidenciaron una valoración favorable del contenido de los reactivos por parte de
los jueces (Merino-Soto & Livia-Segovia, 2009).
RESULTADOS Y DISCUSIÓN
Desarrollo y refinamiento inicial de la False Leadership Scale (FLS-13)
La False Leadership Scale (FLS-13) fue desarrollada mediante un proceso sistemático de
construcción psicométrica, siguiendo recomendaciones para el diseño de instrumentos de
medición (Boateng et al., 2018; Muñiz & Fonseca-Pedrero, 2019). La formulación de los reactivos
partió de la delimitación conceptual del Falso Liderazgo frente a constructos relacionados,
definiendo como núcleo la discrepancia percibida entre la imagen proyectada por quien ejerce
funciones directivas y las conductas que sus colaboradores le atribuyen. Los indicadores se
elaboraron procurando claridad semántica, precisión conceptual y correspondencia con el
constructo.
La versión preliminar fue sometida a juicio de expertos, quienes evaluaron la claridad,
coherencia, pertinencia y relevancia de los reactivos. Sus observaciones permitieron realizar
ajustes antes del estudio piloto, obteniéndose una versión de 13 ítems con escala Likert de cinco
categorías, desde 1 (Totalmente en desacuerdo) hasta 5 (Totalmente de acuerdo).
Evidencias de validez de contenido
La validez de contenido de la False Leadership Scale (FLS-13) fue examinada mediante
juicio de expertos, procedimiento que permite valorar la correspondencia y representatividad de
los reactivos respecto del constructo que se pretende medir (Escobar-Pérez & Cuervo-Martínez,
2008). Tres expertos evaluaron los 13 reactivos considerando los criterios de claridad, coherencia,
pertinencia y relevancia. El grado de acuerdo entre sus valoraciones se cuantificó mediante el
coeficiente V de Aiken, índice empleado para estimar la validez de contenido a partir de las
puntuaciones otorgadas por los jueces a los reactivos (Aiken, 1980; Merino-Soto & Livia-
Segovia, 2009).
Tabla 1
V de Aiken global según criterio de evaluación de la FLS-13
Criterio evaluado V de Aiken
Claridad 0.87
Coherencia 0.85
Pertinencia 0.84
Relevancia 0.82
V de Aiken global 0.84
Los coeficientes fueron V = .87 para claridad, V = .85 para coherencia, V = .84 para
pertinencia y V = .82 para relevancia, con una V de Aiken global = .84. En conjunto, los valores
superiores a .80 evidenciaron una valoración favorable del contenido de los reactivos por parte de
los jueces (Merino-Soto & Livia-Segovia, 2009).
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1456
Tabla 2
V de Aiken por reactivo y criterio de evaluación de la FLS-13
Ítem Claridad Coherencia Pertinencia Relevancia
FL1 0.89 0.89 1.00 0.89
FL2 0.89 0.89 0.78 0.78
FL3 0.89 0.78 0.78 0.89
FL4 0.78 0.78 0.78 0.78
FL5 1.00 1.00 0.89 0.89
FL6 0.89 0.89 0.78 0.78
FL7 0.89 0.89 0.89 0.89
FL8 0.89 0.89 0.89 0.89
FL9 0.78 0.78 0.78 0.78
FL10 1.00 0.78 0.78 0.78
FL11 0.67 0.67 0.67 0.78
FL12 1.00 1.00 1.00 0.78
FL13 0.78 0.78 0.89 0.78
Total 0.87 0.85 0.84 0.82
Los coeficientes por reactivo oscilaron entre V = .67 y 1.00 en claridad, coherencia y
pertinencia, y entre V = .78 y .89 en relevancia. FL11 presentó los valores más bajos (V = .67;
relevancia = .78), por lo que fue revisado y conservado para su evaluación psicométrica posterior.
Dado el reducido número de expertos, la interpretación de la V de Aiken puede complementarse
mediante intervalos de confianza (Penfield & Giacobbi, 2004; Merino-Soto & Livia-Segovia,
2009).
Análisis factorial exploratorio AFE - Estudio piloto (n = 56)
Se realizó un estudio piloto con 56 profesionales asistenciales del sistema público de
salud para examinar preliminarmente el comportamiento de los reactivos, la estructura interna y
la consistencia de la FLS-13, etapa recomendada antes de su evaluación en una muestra
independiente (Boateng et al., 2018; Muñiz & Fonseca-Pedrero, 2019).
Consistencia interna preliminar de la FLS-13
Tabla 3
Consistencia interna preliminar de la FLS-13 en el estudio piloto (n = 56)
M DE
Alfa de
Cronbach
(α)
ω de
McDonald
escala 2.98 1.13 0.97 0.971
En el estudio piloto (n = 56), la FLS-13 presentó una media global de 2.98 (DE = 1.13).
La consistencia interna de las puntuaciones fue elevada, con un coeficiente α de Cronbach = .970
y un coeficiente ω de McDonald = .971. La proximidad entre ambos coeficientes aporta evidencia
convergente sobre la confiabilidad de las puntuaciones de la escala. La estimación conjunta de α
y ω resulta pertinente debido a que ambos coeficientes se sustentan en supuestos diferentes
respecto de la relación entre los reactivos y el constructo latente (McDonald, 1999; Hayes &
Coutts, 2020).
Tabla 2
V de Aiken por reactivo y criterio de evaluación de la FLS-13
Ítem Claridad Coherencia Pertinencia Relevancia
FL1 0.89 0.89 1.00 0.89
FL2 0.89 0.89 0.78 0.78
FL3 0.89 0.78 0.78 0.89
FL4 0.78 0.78 0.78 0.78
FL5 1.00 1.00 0.89 0.89
FL6 0.89 0.89 0.78 0.78
FL7 0.89 0.89 0.89 0.89
FL8 0.89 0.89 0.89 0.89
FL9 0.78 0.78 0.78 0.78
FL10 1.00 0.78 0.78 0.78
FL11 0.67 0.67 0.67 0.78
FL12 1.00 1.00 1.00 0.78
FL13 0.78 0.78 0.89 0.78
Total 0.87 0.85 0.84 0.82
Los coeficientes por reactivo oscilaron entre V = .67 y 1.00 en claridad, coherencia y
pertinencia, y entre V = .78 y .89 en relevancia. FL11 presentó los valores más bajos (V = .67;
relevancia = .78), por lo que fue revisado y conservado para su evaluación psicométrica posterior.
Dado el reducido número de expertos, la interpretación de la V de Aiken puede complementarse
mediante intervalos de confianza (Penfield & Giacobbi, 2004; Merino-Soto & Livia-Segovia,
2009).
Análisis factorial exploratorio AFE - Estudio piloto (n = 56)
Se realizó un estudio piloto con 56 profesionales asistenciales del sistema público de
salud para examinar preliminarmente el comportamiento de los reactivos, la estructura interna y
la consistencia de la FLS-13, etapa recomendada antes de su evaluación en una muestra
independiente (Boateng et al., 2018; Muñiz & Fonseca-Pedrero, 2019).
Consistencia interna preliminar de la FLS-13
Tabla 3
Consistencia interna preliminar de la FLS-13 en el estudio piloto (n = 56)
M DE
Alfa de
Cronbach
(α)
ω de
McDonald
escala 2.98 1.13 0.97 0.971
En el estudio piloto (n = 56), la FLS-13 presentó una media global de 2.98 (DE = 1.13).
La consistencia interna de las puntuaciones fue elevada, con un coeficiente α de Cronbach = .970
y un coeficiente ω de McDonald = .971. La proximidad entre ambos coeficientes aporta evidencia
convergente sobre la confiabilidad de las puntuaciones de la escala. La estimación conjunta de α
y ω resulta pertinente debido a que ambos coeficientes se sustentan en supuestos diferentes
respecto de la relación entre los reactivos y el constructo latente (McDonald, 1999; Hayes &
Coutts, 2020).
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1457
Adecuación de la matriz de correlaciones para el análisis factorial
Tabla 4
Adecuación de los datos para el análisis factorial exploratorio de la FLS-13 (n = 56)
Indicador Resultado
KMO global 0.93
MSA mínimo 0.897
MSA máximo 0.957
Bartlett, χ²(78) 837
p < .001
La factorizabilidad de los datos fue favorable, con KMO global = .930 e índices MSA
entre .897 y .957. Asimismo, la prueba de esfericidad de Bartlett resultó significativa, χ²(78) =
837, p < .001, respaldando la pertinencia de realizar el análisis factorial (Kaiser, 1974; Hair et al.,
2022).
Tabla 5
Cargas factoriales y unicidades de los reactivos de la FLS-13 en el análisis factorial exploratorio
(n = 56)
Cargas de los Factores
Factor
1 Unicidad
07.- Mi jefe proyecta una imagen de responsabilidad; sin embargo, evita asumir su
responsabilidad cuando ocurren problemas en el área.
0.92 0.16
05.- Mi jefe afirma priorizar los objetivos institucionales, pero sus decisiones
benefician más sus intereses personales que los de la institución.
0.91 0.17
02.- Mi jefe afirma promover la participación del personal, pero toma decisiones sin
considerar las opiniones del equipo.
0.91 0.18
06.- Mi jefe utiliza a personas de su confianza para influir en las decisiones del
equipo.
0.90 0.19
03.- Mi jefe mantiene una imagen positiva frente a sus superiores, pero con su
personal toma decisiones de manera autoritaria.
0.89 0.21
10.-Mi jefe toma decisiones sin considerar el impacto sobre los trabajadores. 0.88 0.23
08.- Mi jefe destaca el esfuerzo del equipo, pero ante sus superiores se atribuye los
resultados positivos obtenidos.
0.85 0.28
09.-Mi jefe evita resolver oportunamente los conflictos laborales cuando ello puede
afectar su imagen personal.
0.85 0.28
04.- Mi jefe afirma actuar con imparcialidad, pero otorga un trato preferencial a
determinados trabajadores.
0.83 0.30
11.- Mi jefe presta poca atención a las necesidades de los trabajadores. 0.80 0.36
01.- Mi jefe dice preocuparse por el bienestar del personal, pero sus acciones
demuestran lo contrario.
0.78 0.40
13.- Mi jefe no reconoce el esfuerzo del personal, aun cuando trabaja en
condiciones difíciles.
0.78 0.40
12.- Mi jefe prioriza el cumplimiento de los objetivos y las metas, sin considerar las
dificultades que enfrenta el personal.
0.72 0.48
Nota. El método de extracción ‘Residuo mínimo’ se usó en combinación con una rotación ‘oblimin’
El AFE mediante mínimos residuos (MINRES) con rotación Oblimin mostró cargas
factoriales entre λ = .724 y .917; las mayores correspondieron a FL7 (.917), FL5 (.910) y FL2
(.907), y la menor a FL12 (.724), evidenciando una adecuada representación de los reactivos en
Adecuación de la matriz de correlaciones para el análisis factorial
Tabla 4
Adecuación de los datos para el análisis factorial exploratorio de la FLS-13 (n = 56)
Indicador Resultado
KMO global 0.93
MSA mínimo 0.897
MSA máximo 0.957
Bartlett, χ²(78) 837
p < .001
La factorizabilidad de los datos fue favorable, con KMO global = .930 e índices MSA
entre .897 y .957. Asimismo, la prueba de esfericidad de Bartlett resultó significativa, χ²(78) =
837, p < .001, respaldando la pertinencia de realizar el análisis factorial (Kaiser, 1974; Hair et al.,
2022).
Tabla 5
Cargas factoriales y unicidades de los reactivos de la FLS-13 en el análisis factorial exploratorio
(n = 56)
Cargas de los Factores
Factor
1 Unicidad
07.- Mi jefe proyecta una imagen de responsabilidad; sin embargo, evita asumir su
responsabilidad cuando ocurren problemas en el área.
0.92 0.16
05.- Mi jefe afirma priorizar los objetivos institucionales, pero sus decisiones
benefician más sus intereses personales que los de la institución.
0.91 0.17
02.- Mi jefe afirma promover la participación del personal, pero toma decisiones sin
considerar las opiniones del equipo.
0.91 0.18
06.- Mi jefe utiliza a personas de su confianza para influir en las decisiones del
equipo.
0.90 0.19
03.- Mi jefe mantiene una imagen positiva frente a sus superiores, pero con su
personal toma decisiones de manera autoritaria.
0.89 0.21
10.-Mi jefe toma decisiones sin considerar el impacto sobre los trabajadores. 0.88 0.23
08.- Mi jefe destaca el esfuerzo del equipo, pero ante sus superiores se atribuye los
resultados positivos obtenidos.
0.85 0.28
09.-Mi jefe evita resolver oportunamente los conflictos laborales cuando ello puede
afectar su imagen personal.
0.85 0.28
04.- Mi jefe afirma actuar con imparcialidad, pero otorga un trato preferencial a
determinados trabajadores.
0.83 0.30
11.- Mi jefe presta poca atención a las necesidades de los trabajadores. 0.80 0.36
01.- Mi jefe dice preocuparse por el bienestar del personal, pero sus acciones
demuestran lo contrario.
0.78 0.40
13.- Mi jefe no reconoce el esfuerzo del personal, aun cuando trabaja en
condiciones difíciles.
0.78 0.40
12.- Mi jefe prioriza el cumplimiento de los objetivos y las metas, sin considerar las
dificultades que enfrenta el personal.
0.72 0.48
Nota. El método de extracción ‘Residuo mínimo’ se usó en combinación con una rotación ‘oblimin’
El AFE mediante mínimos residuos (MINRES) con rotación Oblimin mostró cargas
factoriales entre λ = .724 y .917; las mayores correspondieron a FL7 (.917), FL5 (.910) y FL2
(.907), y la menor a FL12 (.724), evidenciando una adecuada representación de los reactivos en
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1458
el factor (Costello & Osborne, 2005; Hair et al., 2022). Las unicidades oscilaron entre .160 y .476,
indicando que el factor común explicó entre 52.4% y 84.0% de la varianza de los reactivos
(Fabrigar et al., 1999; Hair et al., 2022). No se identificaron indicadores que justificaran la
eliminación de reactivos, por lo que se conservaron los 13 ítems. La retención factorial se
complementó mediante análisis paralelo, procedimiento recomendado frente al uso exclusivo de
criterios tradicionales (Hayton et al., 2004).
Determinación del número de factores mediante análisis paralelo
El número de factores a retener se determinó mediante análisis paralelo, comparando los
autovalores empíricos con los obtenidos a partir de matrices de datos aleatorios. Este
procedimiento constituye una alternativa más robusta que la aplicación exclusiva de criterios
tradicionales de retención factorial, al permitir identificar los factores cuyos autovalores exceden
los esperados por azar (Horn, 1965; Hayton et al., 2004).
Figura 1
Gráfica de Sedimentación
El análisis paralelo mostró que únicamente el primer autovalor empírico superó al
simulado, respaldando la retención de un único factor y, por tanto, la estructura unidimensional
propuesta para la FLS-13. Este criterio constituye un procedimiento empírico recomendado para
determinar el número de factores a retener en el AFE (Horn, 1965; Hayton et al., 2004).
Validación de la FLS-13 mediante Análisis Factorial Confirmatorio (n = 158)
Se realizó una segunda fase de validación con una muestra independiente de 158
trabajadores del sistema público de salud, lo que permitió contrastar mediante AFC la estructura
unidimensional identificada previamente y reducir el riesgo de sobreajuste asociado con la
reutilización de la muestra exploratoria (Brown, 2015; Kline, 2023). Se evaluaron las cargas
factoriales estandarizadas, los índices de ajuste, la consistencia interna y la validez convergente
de la FLS-13.
el factor (Costello & Osborne, 2005; Hair et al., 2022). Las unicidades oscilaron entre .160 y .476,
indicando que el factor común explicó entre 52.4% y 84.0% de la varianza de los reactivos
(Fabrigar et al., 1999; Hair et al., 2022). No se identificaron indicadores que justificaran la
eliminación de reactivos, por lo que se conservaron los 13 ítems. La retención factorial se
complementó mediante análisis paralelo, procedimiento recomendado frente al uso exclusivo de
criterios tradicionales (Hayton et al., 2004).
Determinación del número de factores mediante análisis paralelo
El número de factores a retener se determinó mediante análisis paralelo, comparando los
autovalores empíricos con los obtenidos a partir de matrices de datos aleatorios. Este
procedimiento constituye una alternativa más robusta que la aplicación exclusiva de criterios
tradicionales de retención factorial, al permitir identificar los factores cuyos autovalores exceden
los esperados por azar (Horn, 1965; Hayton et al., 2004).
Figura 1
Gráfica de Sedimentación
El análisis paralelo mostró que únicamente el primer autovalor empírico superó al
simulado, respaldando la retención de un único factor y, por tanto, la estructura unidimensional
propuesta para la FLS-13. Este criterio constituye un procedimiento empírico recomendado para
determinar el número de factores a retener en el AFE (Horn, 1965; Hayton et al., 2004).
Validación de la FLS-13 mediante Análisis Factorial Confirmatorio (n = 158)
Se realizó una segunda fase de validación con una muestra independiente de 158
trabajadores del sistema público de salud, lo que permitió contrastar mediante AFC la estructura
unidimensional identificada previamente y reducir el riesgo de sobreajuste asociado con la
reutilización de la muestra exploratoria (Brown, 2015; Kline, 2023). Se evaluaron las cargas
factoriales estandarizadas, los índices de ajuste, la consistencia interna y la validez convergente
de la FLS-13.
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1459
Características de la muestra de validación (n = 158)
Tabla 6
Características de la muestra de validación de la FLS-13
Característica n %
Sexo
Femenino 113 71.5
Masculino 45 28.5
Sector
EsSalud 106 67.1
MINSA 21 13.3
Otras instituciones 31 19.6
Ocupación
Enfermería 86 54.4
Técnico de enfermería 34 21.5
Médico 18 11.4
Auxiliar 13 8.2
Personal
administrativo 7 4.4
Región
Junín 97 61.4
Moquegua 31 19.6
Pasco 19 12
Huánuco 11 7
Régimen laboral
Decreto Legislativo
728 62 39.2
CAS 60 38
Locación de servicios 24 15.2
Decreto Legislativo
276 12 7.6
La muestra confirmatoria estuvo conformada por 158 participantes, con edades entre 20 y
70 años (M = 41.85; DE = 12.98). Predominaron las mujeres (71.5%), los participantes de EsSalud
(67.1%), los profesionales de enfermería (54.4%) y los procedentes de Junín (61.4%). Respecto
al régimen laboral, las mayores proporciones correspondieron al Decreto Legislativo 728 (39.2%)
y CAS (38.0%). Las características completas de la muestra se presentan en la Tabla 6.
Análisis descriptivo de los reactivos
Tabla 7
Estadísticos descriptivos de los reactivos de la FLS-13 en la muestra de validación
Descriptivas
Asimetría Curtosis
Media DE Asimetría EE Curtosis EE
FL1 3.12 1.33 -0.2236 0.193 -1.05 0.384
FL2 3.00 1.31 -0.0687 0.193 -1.11 0.384
FL3 3.01 1.36 -0.0694 0.193 -1.17 0.384
FL4 2.87 1.35 0.0756 0.193 -1.21 0.384
Características de la muestra de validación (n = 158)
Tabla 6
Características de la muestra de validación de la FLS-13
Característica n %
Sexo
Femenino 113 71.5
Masculino 45 28.5
Sector
EsSalud 106 67.1
MINSA 21 13.3
Otras instituciones 31 19.6
Ocupación
Enfermería 86 54.4
Técnico de enfermería 34 21.5
Médico 18 11.4
Auxiliar 13 8.2
Personal
administrativo 7 4.4
Región
Junín 97 61.4
Moquegua 31 19.6
Pasco 19 12
Huánuco 11 7
Régimen laboral
Decreto Legislativo
728 62 39.2
CAS 60 38
Locación de servicios 24 15.2
Decreto Legislativo
276 12 7.6
La muestra confirmatoria estuvo conformada por 158 participantes, con edades entre 20 y
70 años (M = 41.85; DE = 12.98). Predominaron las mujeres (71.5%), los participantes de EsSalud
(67.1%), los profesionales de enfermería (54.4%) y los procedentes de Junín (61.4%). Respecto
al régimen laboral, las mayores proporciones correspondieron al Decreto Legislativo 728 (39.2%)
y CAS (38.0%). Las características completas de la muestra se presentan en la Tabla 6.
Análisis descriptivo de los reactivos
Tabla 7
Estadísticos descriptivos de los reactivos de la FLS-13 en la muestra de validación
Descriptivas
Asimetría Curtosis
Media DE Asimetría EE Curtosis EE
FL1 3.12 1.33 -0.2236 0.193 -1.05 0.384
FL2 3.00 1.31 -0.0687 0.193 -1.11 0.384
FL3 3.01 1.36 -0.0694 0.193 -1.17 0.384
FL4 2.87 1.35 0.0756 0.193 -1.21 0.384
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1460
FL5 2.66 1.37 0.1432 0.193 -1.3 0.384
FL6 2.86 1.3 -0.0203 0.193 -1.12 0.384
FL7 2.77 1.33 0.0816 0.193 -1.13 0.384
FL8 2.81 1.31 0.0286 0.193 -1.11 0.384
FL9 2.84 1.24 -0.1373 0.193 -1.02 0.384
FL10 2.85 1.28 0.0159 0.193 -1.11 0.384
FL11 2.91 1.3 -0.1385 0.193 -1.18 0.384
FL12 3.06 1.33 -0.1057 0.193 -1.13 0.384
FL13 2.89 1.38 0.0594 0.193 -1.21 0.384
Previamente al AFC, se examinó el comportamiento descriptivo de los 13 reactivos de la
FLS-13 en la muestra de validación (n = 158). Las medias oscilaron entre 2.66 (FL5) y 3.12 (FL1),
con desviaciones estándar entre 1.24 y 1.38, mientras que la asimetría varió entre −0.224 y 0.143
y la curtosis entre −1.30 y −1.02, evidenciando variabilidad en las respuestas, baja asimetría y
distribuciones moderadamente aplanadas. Considerando estas características y la naturaleza
ordinal de la escala Likert de cinco categorías, el AFC se estimó mediante DWLS, procedimiento
apropiado para indicadores ordinales (Brown, 2015; Kline, 2023; Li, 2016).
Análisis factorial confirmatorio de la FLS-13
Con el propósito de contrastar la estructura unidimensional identificada en la fase
exploratoria, se especificó un modelo factorial confirmatorio de un solo factor latente y 13
indicadores observados, utilizando la muestra independiente de validación (n = 158). Debido a la
naturaleza ordinal de los reactivos, el modelo fue estimado mediante mínimos cuadrados
ponderados diagonalmente (DWLS).
La evaluación del ajuste global consideró de manera conjunta el estadístico χ², el
Comparative Fit Index (CFI), el Tucker-Lewis Index (TLI), el Root Mean Square Error of
Approximation (RMSEA) y el Standardized Root Mean Square Residual (SRMR), dado que la
valoración de un modelo confirmatorio no debe sustentarse en un único índice de ajuste (Brown,
2015; Kline, 2023).
Tabla 8
Índices de ajuste del modelo unifactorial inicial de la FLS-13 (n = 158)
Prueba Para un Ajuste Exacto
χ² gl p
204 65 <.001
Medidas de Ajuste
IC 90% del RMSEA
CFI TLI SRMR RMSEA Inferior Superior
0.929 0.915 0.0363 0.116 0.0985 0.135
El modelo unifactorial inicial presentó un estadístico χ²(65) = 204, p < .001. Los índices
incrementales mostraron valores de CFI = .929 y TLI = .915, mientras que el SRMR fue de .036.
FL5 2.66 1.37 0.1432 0.193 -1.3 0.384
FL6 2.86 1.3 -0.0203 0.193 -1.12 0.384
FL7 2.77 1.33 0.0816 0.193 -1.13 0.384
FL8 2.81 1.31 0.0286 0.193 -1.11 0.384
FL9 2.84 1.24 -0.1373 0.193 -1.02 0.384
FL10 2.85 1.28 0.0159 0.193 -1.11 0.384
FL11 2.91 1.3 -0.1385 0.193 -1.18 0.384
FL12 3.06 1.33 -0.1057 0.193 -1.13 0.384
FL13 2.89 1.38 0.0594 0.193 -1.21 0.384
Previamente al AFC, se examinó el comportamiento descriptivo de los 13 reactivos de la
FLS-13 en la muestra de validación (n = 158). Las medias oscilaron entre 2.66 (FL5) y 3.12 (FL1),
con desviaciones estándar entre 1.24 y 1.38, mientras que la asimetría varió entre −0.224 y 0.143
y la curtosis entre −1.30 y −1.02, evidenciando variabilidad en las respuestas, baja asimetría y
distribuciones moderadamente aplanadas. Considerando estas características y la naturaleza
ordinal de la escala Likert de cinco categorías, el AFC se estimó mediante DWLS, procedimiento
apropiado para indicadores ordinales (Brown, 2015; Kline, 2023; Li, 2016).
Análisis factorial confirmatorio de la FLS-13
Con el propósito de contrastar la estructura unidimensional identificada en la fase
exploratoria, se especificó un modelo factorial confirmatorio de un solo factor latente y 13
indicadores observados, utilizando la muestra independiente de validación (n = 158). Debido a la
naturaleza ordinal de los reactivos, el modelo fue estimado mediante mínimos cuadrados
ponderados diagonalmente (DWLS).
La evaluación del ajuste global consideró de manera conjunta el estadístico χ², el
Comparative Fit Index (CFI), el Tucker-Lewis Index (TLI), el Root Mean Square Error of
Approximation (RMSEA) y el Standardized Root Mean Square Residual (SRMR), dado que la
valoración de un modelo confirmatorio no debe sustentarse en un único índice de ajuste (Brown,
2015; Kline, 2023).
Tabla 8
Índices de ajuste del modelo unifactorial inicial de la FLS-13 (n = 158)
Prueba Para un Ajuste Exacto
χ² gl p
204 65 <.001
Medidas de Ajuste
IC 90% del RMSEA
CFI TLI SRMR RMSEA Inferior Superior
0.929 0.915 0.0363 0.116 0.0985 0.135
El modelo unifactorial inicial presentó un estadístico χ²(65) = 204, p < .001. Los índices
incrementales mostraron valores de CFI = .929 y TLI = .915, mientras que el SRMR fue de .036.
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1461
Por su parte, el RMSEA alcanzó un valor de .116, con un IC del 90% [.099, .135]. En conjunto,
los índices evidenciaron un comportamiento heterogéneo del ajuste: el SRMR presentó un valor
favorable, mientras que el CFI y el TLI mostraron una aproximación razonable a los valores de
referencia; sin embargo, el RMSEA indicó un desajuste del modelo unifactorial inicial.
Dado que la evaluación del ajuste factorial debe considerar conjuntamente múltiples
indicadores y evitar decisiones sustentadas exclusivamente en puntos de corte rígidos (Brown,
2015; Kline, 2023), se procedió a examinar las fuentes específicas de desajuste mediante los
índices de modificación, considerando únicamente aquellas posibles reespecificaciones que
contaran con justificación conceptual.
Evaluación y reespecificación del modelo confirmatorio
Tabla 9
Covarianzas residuales
Covarianzas Residuales
Estimador EE Z p Estimador
Estándar
FL1 FL1 0.737 0.0879 8.38 <.001 0.421
FL2 0.249 0.0553 4.50 <.001 0.433
FL2 FL2 0.448 0.0568 7.89 <.001 0.262
FL4 FL4 0.600 0.0734 8.17 <.001 0.327
FL3 FL3 0.663 0.0800 8.29 <.001 0.367
FL5 FL5 0.423 0.0550 7.68 <.001 0.226
FL6 FL6 0.476 0.0595 7.99 <.001 0.284
FL7 FL7 0.380 0.0501 7.59 <.001 0.216
FL8 FL8 0.522 0.0644 8.10 <.001 0.307
FL9 FL9 0.586 0.0704 8.32 <.001 0.381
FL10 FL10 0.429 0.0544 7.88 <.001 0.265
FL11 0.254 0.0520 4.89 <.001 0.485
FL11 FL11 0.642 0.0775 8.28 <.001 0.382
FL12 FL12 0.741 0.0885 8.38 <.001 0.424
FL13 FL13 0.729 0.0879 8.30 <.001 0.387
El análisis del modelo inicial condujo a incorporar dos covarianzas residuales entre FL1–
FL2 y FL10–FL11, cuyos estimadores estandarizados fueron .433 (Z = 4.50, p < .001) y .485 (Z
Por su parte, el RMSEA alcanzó un valor de .116, con un IC del 90% [.099, .135]. En conjunto,
los índices evidenciaron un comportamiento heterogéneo del ajuste: el SRMR presentó un valor
favorable, mientras que el CFI y el TLI mostraron una aproximación razonable a los valores de
referencia; sin embargo, el RMSEA indicó un desajuste del modelo unifactorial inicial.
Dado que la evaluación del ajuste factorial debe considerar conjuntamente múltiples
indicadores y evitar decisiones sustentadas exclusivamente en puntos de corte rígidos (Brown,
2015; Kline, 2023), se procedió a examinar las fuentes específicas de desajuste mediante los
índices de modificación, considerando únicamente aquellas posibles reespecificaciones que
contaran con justificación conceptual.
Evaluación y reespecificación del modelo confirmatorio
Tabla 9
Covarianzas residuales
Covarianzas Residuales
Estimador EE Z p Estimador
Estándar
FL1 FL1 0.737 0.0879 8.38 <.001 0.421
FL2 0.249 0.0553 4.50 <.001 0.433
FL2 FL2 0.448 0.0568 7.89 <.001 0.262
FL4 FL4 0.600 0.0734 8.17 <.001 0.327
FL3 FL3 0.663 0.0800 8.29 <.001 0.367
FL5 FL5 0.423 0.0550 7.68 <.001 0.226
FL6 FL6 0.476 0.0595 7.99 <.001 0.284
FL7 FL7 0.380 0.0501 7.59 <.001 0.216
FL8 FL8 0.522 0.0644 8.10 <.001 0.307
FL9 FL9 0.586 0.0704 8.32 <.001 0.381
FL10 FL10 0.429 0.0544 7.88 <.001 0.265
FL11 0.254 0.0520 4.89 <.001 0.485
FL11 FL11 0.642 0.0775 8.28 <.001 0.382
FL12 FL12 0.741 0.0885 8.38 <.001 0.424
FL13 FL13 0.729 0.0879 8.30 <.001 0.387
El análisis del modelo inicial condujo a incorporar dos covarianzas residuales entre FL1–
FL2 y FL10–FL11, cuyos estimadores estandarizados fueron .433 (Z = 4.50, p < .001) y .485 (Z
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1462
= 4.89, p < .001), respectivamente. Su inclusión se sustentó en la proximidad semántica de los
reactivos: FL1–FL2 comparten contenido relacionado con la discrepancia entre una intención
favorable expresada por el directivo y su actuación posterior, mientras que FL10–FL11 reflejan
la limitada consideración de las necesidades y consecuencias sobre los trabajadores. Estas
asociaciones fueron interpretadas como varianza específica compartida no explicada
completamente por el factor general, y no como evidencia de factores adicionales.
Tras la reespecificación, el ajuste mejoró de CFI = .929, TLI = .915, SRMR = .036 y
RMSEA = .116 a CFI = .962, TLI = .953, SRMR = .032 y RMSEA = .086, IC 90% [.066, .106],
con χ²(63) = 137, p < .001. Aunque el RMSEA permaneció por encima de criterios más estrictos,
la valoración conjunta de los índices respaldó la plausibilidad de la estructura unidimensional de
13 reactivos, dado que el ajuste factorial debe interpretarse considerando múltiples indicadores y
no un único criterio (Hu & Bentler, 1999; Brown, 2015; Kline, 2023). No obstante, la estabilidad
de las covarianzas residuales identificadas deberá examinarse en muestras independientes.
Tabla 10
Comparación de los índices de ajuste del modelo inicial y reespecificado de la FLS-13
Modelo χ² gl p CFI TLI SRMR RMSEA IC 90%
RMSEA
Inicial 204 65 < .001 0.929 0.915 0.036 0.116 [.099, .135]
Reespecificado 137 63 < .001 0.962 0.953 0.032 0.086 [.066, .106]
El modelo unifactorial inicial presentó indicadores de ajuste heterogéneos, con χ²(65) =
204, p < .001, CFI = .929, TLI = .915, SRMR = .036 y RMSEA = .116, IC 90% [.099, .135]. Si
bien el SRMR mostró un valor favorable y los índices incrementales evidenciaron una
aproximación razonable al ajuste, el RMSEA indicó la presencia de discrepancias residuales que
justificaron examinar posibles fuentes localizadas de desajuste. En consecuencia, se evaluó la
reespecificación del modelo considerando conjuntamente criterios estadísticos y la
correspondencia conceptual entre los reactivos, evitando introducir modificaciones sustentadas
exclusivamente en la mejora de los índices de ajuste (Brown, 2015; Kline, 2023).
La reespecificación incorporó las covarianzas residuales entre FL1–FL2 y FL10–FL11.
La primera asociación se consideró conceptualmente justificable debido a que ambos reactivos
expresan una discrepancia entre una declaración favorable del directivo y una actuación posterior
incongruente: preocupación por el bienestar del personal frente a acciones contrarias (FL1), y
promoción de la participación frente a decisiones que omiten las opiniones del equipo (FL2). Por
su parte, FL10 y FL11 comparten contenido referido a la consideración de las necesidades y
consecuencias sobre los trabajadores, al evaluar respectivamente la toma de decisiones sin
considerar su impacto y la escasa atención prestada a las necesidades del personal. En este sentido,
las covarianzas residuales fueron interpretadas como varianza específica compartida entre
reactivos de contenido próximo, no explicada completamente por el factor general.
= 4.89, p < .001), respectivamente. Su inclusión se sustentó en la proximidad semántica de los
reactivos: FL1–FL2 comparten contenido relacionado con la discrepancia entre una intención
favorable expresada por el directivo y su actuación posterior, mientras que FL10–FL11 reflejan
la limitada consideración de las necesidades y consecuencias sobre los trabajadores. Estas
asociaciones fueron interpretadas como varianza específica compartida no explicada
completamente por el factor general, y no como evidencia de factores adicionales.
Tras la reespecificación, el ajuste mejoró de CFI = .929, TLI = .915, SRMR = .036 y
RMSEA = .116 a CFI = .962, TLI = .953, SRMR = .032 y RMSEA = .086, IC 90% [.066, .106],
con χ²(63) = 137, p < .001. Aunque el RMSEA permaneció por encima de criterios más estrictos,
la valoración conjunta de los índices respaldó la plausibilidad de la estructura unidimensional de
13 reactivos, dado que el ajuste factorial debe interpretarse considerando múltiples indicadores y
no un único criterio (Hu & Bentler, 1999; Brown, 2015; Kline, 2023). No obstante, la estabilidad
de las covarianzas residuales identificadas deberá examinarse en muestras independientes.
Tabla 10
Comparación de los índices de ajuste del modelo inicial y reespecificado de la FLS-13
Modelo χ² gl p CFI TLI SRMR RMSEA IC 90%
RMSEA
Inicial 204 65 < .001 0.929 0.915 0.036 0.116 [.099, .135]
Reespecificado 137 63 < .001 0.962 0.953 0.032 0.086 [.066, .106]
El modelo unifactorial inicial presentó indicadores de ajuste heterogéneos, con χ²(65) =
204, p < .001, CFI = .929, TLI = .915, SRMR = .036 y RMSEA = .116, IC 90% [.099, .135]. Si
bien el SRMR mostró un valor favorable y los índices incrementales evidenciaron una
aproximación razonable al ajuste, el RMSEA indicó la presencia de discrepancias residuales que
justificaron examinar posibles fuentes localizadas de desajuste. En consecuencia, se evaluó la
reespecificación del modelo considerando conjuntamente criterios estadísticos y la
correspondencia conceptual entre los reactivos, evitando introducir modificaciones sustentadas
exclusivamente en la mejora de los índices de ajuste (Brown, 2015; Kline, 2023).
La reespecificación incorporó las covarianzas residuales entre FL1–FL2 y FL10–FL11.
La primera asociación se consideró conceptualmente justificable debido a que ambos reactivos
expresan una discrepancia entre una declaración favorable del directivo y una actuación posterior
incongruente: preocupación por el bienestar del personal frente a acciones contrarias (FL1), y
promoción de la participación frente a decisiones que omiten las opiniones del equipo (FL2). Por
su parte, FL10 y FL11 comparten contenido referido a la consideración de las necesidades y
consecuencias sobre los trabajadores, al evaluar respectivamente la toma de decisiones sin
considerar su impacto y la escasa atención prestada a las necesidades del personal. En este sentido,
las covarianzas residuales fueron interpretadas como varianza específica compartida entre
reactivos de contenido próximo, no explicada completamente por el factor general.
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1463
Como se observa en la Tabla 9, el modelo reespecificado mostró una mejora sustancial
respecto del modelo inicial, χ²(63) = 137, p < .001, CFI = .962, TLI = .953, SRMR = .032 y
RMSEA = .086, IC 90% [.066, .106]. Particularmente, el CFI y el TLI superaron .95 y el SRMR
permaneció en un nivel favorable, mientras que el RMSEA disminuyó de .116 a .086. Aunque
este último indicador permaneció por encima de criterios más estrictos de ajuste, la valoración
conjunta de los índices mostró una mejora consistente del modelo reespecificado.
Estos resultados respaldan la plausibilidad de una estructura unidimensional de la FLS-
13, manteniendo los 13 reactivos y reconociendo la presencia de varianza residual compartida
entre dos pares de indicadores conceptualmente relacionados.
Cargas factoriales y evidencias de validez convergente
Los 13 reactivos presentaron cargas factoriales estandarizadas entre λ = .766 y .880, sin
indicadores que justificaran su eliminación. Asimismo, se obtuvo AVE = .677 y CR = .965,
valores que aportan evidencia favorable de validez convergente y confiabilidad compuesta de la
FLS-13 (Fornell & Larcker, 1981; Hair et al., 2022).
Tabla 11
Cargas factoriales estandarizadas de la FLS-13 en el modelo confirmatorio reespecificado
Factor Indicador Estimador EE Estimador
Estándar
Factor 1
FL1 1.029 0.0889 0.778
FL2 1.133 0.0829 0.866
FL3 1.061 0.0896 0.790
FL4 1.106 0.0888 0.817
FL5 1.200 0.0860 0.877
FL6 1.088 0.0836 0.840
FL7 1.167 0.0833 0.880
FL8 1.078 0.0849 0.827
FL9 0.969 0.0831 0.781
FL10 1.107 0.0805 0.870
FL11 1.044 0.0857 0.805
FL12 1.013 0.0895 0.766
FL13 1.086 0.0916 0.791
Nota. λ = carga factorial estandarizada; AVE = varianza media extraída; CR = confiabilidad compuesta. Los valores
de AVE y CR fueron calculados a partir de las cargas factoriales estandarizadas del modelo confirmatorio
reespecificado. AVE = .677; CR = .965.
Consistencia interna de la FLS-13 en la muestra confirmatoria
Tabla 12
Consistencia interna de la FLS-13 en la muestra confirmatoria (n = 158)
Escala N.º de ítems α de Cronbach ω de McDonald
FLS-13 13 .962 .962
Como se observa en la Tabla 9, el modelo reespecificado mostró una mejora sustancial
respecto del modelo inicial, χ²(63) = 137, p < .001, CFI = .962, TLI = .953, SRMR = .032 y
RMSEA = .086, IC 90% [.066, .106]. Particularmente, el CFI y el TLI superaron .95 y el SRMR
permaneció en un nivel favorable, mientras que el RMSEA disminuyó de .116 a .086. Aunque
este último indicador permaneció por encima de criterios más estrictos de ajuste, la valoración
conjunta de los índices mostró una mejora consistente del modelo reespecificado.
Estos resultados respaldan la plausibilidad de una estructura unidimensional de la FLS-
13, manteniendo los 13 reactivos y reconociendo la presencia de varianza residual compartida
entre dos pares de indicadores conceptualmente relacionados.
Cargas factoriales y evidencias de validez convergente
Los 13 reactivos presentaron cargas factoriales estandarizadas entre λ = .766 y .880, sin
indicadores que justificaran su eliminación. Asimismo, se obtuvo AVE = .677 y CR = .965,
valores que aportan evidencia favorable de validez convergente y confiabilidad compuesta de la
FLS-13 (Fornell & Larcker, 1981; Hair et al., 2022).
Tabla 11
Cargas factoriales estandarizadas de la FLS-13 en el modelo confirmatorio reespecificado
Factor Indicador Estimador EE Estimador
Estándar
Factor 1
FL1 1.029 0.0889 0.778
FL2 1.133 0.0829 0.866
FL3 1.061 0.0896 0.790
FL4 1.106 0.0888 0.817
FL5 1.200 0.0860 0.877
FL6 1.088 0.0836 0.840
FL7 1.167 0.0833 0.880
FL8 1.078 0.0849 0.827
FL9 0.969 0.0831 0.781
FL10 1.107 0.0805 0.870
FL11 1.044 0.0857 0.805
FL12 1.013 0.0895 0.766
FL13 1.086 0.0916 0.791
Nota. λ = carga factorial estandarizada; AVE = varianza media extraída; CR = confiabilidad compuesta. Los valores
de AVE y CR fueron calculados a partir de las cargas factoriales estandarizadas del modelo confirmatorio
reespecificado. AVE = .677; CR = .965.
Consistencia interna de la FLS-13 en la muestra confirmatoria
Tabla 12
Consistencia interna de la FLS-13 en la muestra confirmatoria (n = 158)
Escala N.º de ítems α de Cronbach ω de McDonald
FLS-13 13 .962 .962
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1464
En la muestra confirmatoria (n = 158), la FLS-13 evidenció una elevada consistencia
interna, con valores de α de Cronbach = .962 y ω de McDonald = .962. La coincidencia entre
ambos coeficientes proporciona evidencia convergente sobre la precisión de las puntuaciones
obtenidas mediante los 13 reactivos.
La estimación conjunta de α y ω permite complementar la evaluación de la confiabilidad,
dado que ambos coeficientes se sustentan en supuestos diferentes respecto de la relación entre los
indicadores y el constructo latente (McDonald, 1999; Hayes & Coutts, 2020). En conjunto, estos
resultados respaldan la adecuada consistencia interna de la FLS-13 en la muestra independiente
utilizada para la fase confirmatoria.
Modelo final de la False Leadership Scale (FLS-13)
A partir de las evidencias obtenidas en las fases exploratoria y confirmatoria, se estableció
como solución final de la False Leadership Scale (FLS-13) una estructura unidimensional
integrada por 13 reactivos. En la muestra confirmatoria (n = 158), todos los indicadores mostraron
cargas factoriales estandarizadas elevadas (λ = .766–.880), por lo que no fue necesario eliminar
reactivos durante la especificación del modelo final.
El modelo confirmatorio reespecificado incorporó las covarianzas residuales entre FL1–
FL2 y FL10–FL11, sustentadas en la proximidad conceptual y el contenido compartido de dichos
pares de reactivos. Esta especificación mostró una mejora respecto del modelo inicial, alcanzando
χ²(63) = 137, p < .001, CFI = .962, TLI = .953, SRMR = .032 y RMSEA = .086, IC 90% [.066,
.106]. En consecuencia, la reespecificación permitió conservar la totalidad de los reactivos y
mantener la estructura de un único factor latente.
De manera complementaria, la varianza media extraída (AVE = .677) y la confiabilidad
compuesta (CR = .965) aportaron evidencia favorable de validez convergente y consistencia del
constructo. Asimismo, los coeficientes α de Cronbach = .962 y ω de McDonald = .962 obtenidos
en la muestra confirmatoria respaldaron la consistencia interna de las puntuaciones. En conjunto,
estos resultados proporcionan evidencia favorable sobre la estructura interna, validez convergente
y confiabilidad de las puntuaciones de la FLS-13 en la muestra estudiada, sustentando la solución
unidimensional propuesta.
En la muestra confirmatoria (n = 158), la FLS-13 evidenció una elevada consistencia
interna, con valores de α de Cronbach = .962 y ω de McDonald = .962. La coincidencia entre
ambos coeficientes proporciona evidencia convergente sobre la precisión de las puntuaciones
obtenidas mediante los 13 reactivos.
La estimación conjunta de α y ω permite complementar la evaluación de la confiabilidad,
dado que ambos coeficientes se sustentan en supuestos diferentes respecto de la relación entre los
indicadores y el constructo latente (McDonald, 1999; Hayes & Coutts, 2020). En conjunto, estos
resultados respaldan la adecuada consistencia interna de la FLS-13 en la muestra independiente
utilizada para la fase confirmatoria.
Modelo final de la False Leadership Scale (FLS-13)
A partir de las evidencias obtenidas en las fases exploratoria y confirmatoria, se estableció
como solución final de la False Leadership Scale (FLS-13) una estructura unidimensional
integrada por 13 reactivos. En la muestra confirmatoria (n = 158), todos los indicadores mostraron
cargas factoriales estandarizadas elevadas (λ = .766–.880), por lo que no fue necesario eliminar
reactivos durante la especificación del modelo final.
El modelo confirmatorio reespecificado incorporó las covarianzas residuales entre FL1–
FL2 y FL10–FL11, sustentadas en la proximidad conceptual y el contenido compartido de dichos
pares de reactivos. Esta especificación mostró una mejora respecto del modelo inicial, alcanzando
χ²(63) = 137, p < .001, CFI = .962, TLI = .953, SRMR = .032 y RMSEA = .086, IC 90% [.066,
.106]. En consecuencia, la reespecificación permitió conservar la totalidad de los reactivos y
mantener la estructura de un único factor latente.
De manera complementaria, la varianza media extraída (AVE = .677) y la confiabilidad
compuesta (CR = .965) aportaron evidencia favorable de validez convergente y consistencia del
constructo. Asimismo, los coeficientes α de Cronbach = .962 y ω de McDonald = .962 obtenidos
en la muestra confirmatoria respaldaron la consistencia interna de las puntuaciones. En conjunto,
estos resultados proporcionan evidencia favorable sobre la estructura interna, validez convergente
y confiabilidad de las puntuaciones de la FLS-13 en la muestra estudiada, sustentando la solución
unidimensional propuesta.
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1465
Figura 2
Modelo unidimensional del Constructo y la FLS-13 mediante análisis factorial confirmatorio
Resumen de las propiedades psicométricas
En conjunto, los resultados obtenidos proporcionaron evidencia favorable sobre las
propiedades psicométricas de la False Leadership Scale (FLS-13). La evaluación mediante juicio
de expertos mostró niveles adecuados de validez de contenido. Posteriormente, el estudio piloto
(n = 56) evidenció una adecuada factorizabilidad de la matriz de correlaciones y respaldó una
estructura unidimensional de 13 reactivos mediante el análisis paralelo y el análisis factorial
exploratorio. Asimismo, la escala presentó elevada consistencia interna en esta fase.
En una muestra independiente de validación (n = 158), el análisis factorial confirmatorio
corroboró la estructura unidimensional propuesta. Tras una reespecificación conceptualmente
justificada mediante la incorporación de las covarianzas residuales FL1–FL2 y FL10–FL11, el
modelo presentó una mejora sustancial de los índices de ajuste. Las cargas factoriales
estandarizadas del modelo final fueron elevadas (λ = .766–.880), mientras que el AVE = .677 y
la CR = .965 aportaron evidencia favorable de validez convergente y confiabilidad compuesta.
Adicionalmente, la consistencia interna en la muestra confirmatoria fue elevada (α = .962; ω =
.962). En conjunto, estos hallazgos respaldan la estructura interna y la confiabilidad de las
puntuaciones de la FLS-13 en la población estudiada.
Tabla 13
Resumen psicométrico del estudio (n = 158)
Propiedad psicométrica Evidencia obtenida Resultado
Validez de contenido V de Aiken global 0.84
Claridad V de Aiken 0.87
Coherencia V de Aiken 0.85
Pertinencia V de Aiken 0.84
Relevancia V de Aiken 0.82
Figura 2
Modelo unidimensional del Constructo y la FLS-13 mediante análisis factorial confirmatorio
Resumen de las propiedades psicométricas
En conjunto, los resultados obtenidos proporcionaron evidencia favorable sobre las
propiedades psicométricas de la False Leadership Scale (FLS-13). La evaluación mediante juicio
de expertos mostró niveles adecuados de validez de contenido. Posteriormente, el estudio piloto
(n = 56) evidenció una adecuada factorizabilidad de la matriz de correlaciones y respaldó una
estructura unidimensional de 13 reactivos mediante el análisis paralelo y el análisis factorial
exploratorio. Asimismo, la escala presentó elevada consistencia interna en esta fase.
En una muestra independiente de validación (n = 158), el análisis factorial confirmatorio
corroboró la estructura unidimensional propuesta. Tras una reespecificación conceptualmente
justificada mediante la incorporación de las covarianzas residuales FL1–FL2 y FL10–FL11, el
modelo presentó una mejora sustancial de los índices de ajuste. Las cargas factoriales
estandarizadas del modelo final fueron elevadas (λ = .766–.880), mientras que el AVE = .677 y
la CR = .965 aportaron evidencia favorable de validez convergente y confiabilidad compuesta.
Adicionalmente, la consistencia interna en la muestra confirmatoria fue elevada (α = .962; ω =
.962). En conjunto, estos hallazgos respaldan la estructura interna y la confiabilidad de las
puntuaciones de la FLS-13 en la población estudiada.
Tabla 13
Resumen psicométrico del estudio (n = 158)
Propiedad psicométrica Evidencia obtenida Resultado
Validez de contenido V de Aiken global 0.84
Claridad V de Aiken 0.87
Coherencia V de Aiken 0.85
Pertinencia V de Aiken 0.84
Relevancia V de Aiken 0.82
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1466
Fase exploratoria (n = 56)
Adecuación muestral KMO global 0.93
Factorizabilidad Bartlett χ²(78) = 837, p <
.001
Dimensionalidad Análisis paralelo 1 factor
Estructura factorial AFE Unidimensional
Cargas factoriales AFE .724–.917
Unicidades AFE .160–.476
Consistencia interna α / ω .970 / .971
Fase confirmatoria (n = 158)
Modelo final AFC reespecificado χ²(63) = 137, p <
.001
Ajuste incremental CFI / TLI .962 / .953
Ajuste residual SRMR 0.032
Ajuste aproximado RMSEA (IC 90%) .086 [.066, .106]
Cargas factoriales AFC final .766–.880
Validez convergente AVE 0.677
Confiabilidad compuesta CR 0.965
Consistencia interna α / ω .962 / .962
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como propósito desarrollar y evaluar las propiedades
psicométricas de la False Leadership Scale (FLS-13) como medida del Falso Liderazgo percibido.
En conjunto, la evidencia obtenida mediante juicio de expertos, análisis paralelo, AFE y AFC
respalda inicialmente una estructura unidimensional de 13 reactivos. La convergencia entre
procedimientos exploratorios y confirmatorios resulta relevante en el desarrollo de instrumentos,
dado que la evaluación de la dimensionalidad constituye un componente fundamental para
determinar si la estructura empírica corresponde con la conceptualización del atributo que se
pretende medir (AERA et al., 2014; Boateng et al., 2018).
La estructura unidimensional identificada sugiere que los comportamientos representados
por los reactivos convergen en un atributo común, coherente con la conceptualización propuesta
del Falso Liderazgo como discrepancia percibida entre la imagen directiva proyectada y las
conductas atribuidas al líder. Este resultado adquiere particular significado al contrastarlo con los
modelos previamente desarrollados sobre el lado oscuro del liderazgo. La supervisión abusiva
sitúa su núcleo en la percepción sostenida de comportamientos hostiles verbales y no verbales del
supervisor (Tepper, 2000). Por su parte, Einarsen et al. (2007) conceptualizaron el liderazgo
destructivo como comportamientos sistemáticos y repetidos capaces de perjudicar a la
organización y/o a sus miembros. Schmidt (2008), en cambio, operacionalizó el liderazgo tóxico
mediante cinco dimensiones: supervisión abusiva, liderazgo autoritario, narcisismo,
autopromoción e imprevisibilidad. Frente a estos modelos, la FLS-13 focaliza su medición en la
incongruencia imagen–conducta, lo que responde a la necesidad planteada por Carton (2022) de
Fase exploratoria (n = 56)
Adecuación muestral KMO global 0.93
Factorizabilidad Bartlett χ²(78) = 837, p <
.001
Dimensionalidad Análisis paralelo 1 factor
Estructura factorial AFE Unidimensional
Cargas factoriales AFE .724–.917
Unicidades AFE .160–.476
Consistencia interna α / ω .970 / .971
Fase confirmatoria (n = 158)
Modelo final AFC reespecificado χ²(63) = 137, p <
.001
Ajuste incremental CFI / TLI .962 / .953
Ajuste residual SRMR 0.032
Ajuste aproximado RMSEA (IC 90%) .086 [.066, .106]
Cargas factoriales AFC final .766–.880
Validez convergente AVE 0.677
Confiabilidad compuesta CR 0.965
Consistencia interna α / ω .962 / .962
DISCUSIÓN
El presente estudio tuvo como propósito desarrollar y evaluar las propiedades
psicométricas de la False Leadership Scale (FLS-13) como medida del Falso Liderazgo percibido.
En conjunto, la evidencia obtenida mediante juicio de expertos, análisis paralelo, AFE y AFC
respalda inicialmente una estructura unidimensional de 13 reactivos. La convergencia entre
procedimientos exploratorios y confirmatorios resulta relevante en el desarrollo de instrumentos,
dado que la evaluación de la dimensionalidad constituye un componente fundamental para
determinar si la estructura empírica corresponde con la conceptualización del atributo que se
pretende medir (AERA et al., 2014; Boateng et al., 2018).
La estructura unidimensional identificada sugiere que los comportamientos representados
por los reactivos convergen en un atributo común, coherente con la conceptualización propuesta
del Falso Liderazgo como discrepancia percibida entre la imagen directiva proyectada y las
conductas atribuidas al líder. Este resultado adquiere particular significado al contrastarlo con los
modelos previamente desarrollados sobre el lado oscuro del liderazgo. La supervisión abusiva
sitúa su núcleo en la percepción sostenida de comportamientos hostiles verbales y no verbales del
supervisor (Tepper, 2000). Por su parte, Einarsen et al. (2007) conceptualizaron el liderazgo
destructivo como comportamientos sistemáticos y repetidos capaces de perjudicar a la
organización y/o a sus miembros. Schmidt (2008), en cambio, operacionalizó el liderazgo tóxico
mediante cinco dimensiones: supervisión abusiva, liderazgo autoritario, narcisismo,
autopromoción e imprevisibilidad. Frente a estos modelos, la FLS-13 focaliza su medición en la
incongruencia imagen–conducta, lo que responde a la necesidad planteada por Carton (2022) de
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1467
avanzar hacia una mayor especificidad en la conceptualización de los comportamientos de
liderazgo.
Los resultados del AFC aportaron evidencia adicional sobre esta estructura, aunque
requieren una interpretación prudente. La incorporación de covarianzas residuales entre FL1–FL2
y FL10–FL11, sustentada en la proximidad conceptual de estos pares, mejoró el ajuste del modelo
hasta alcanzar CFI = .962, TLI = .953 y SRMR = .032. Sin embargo, el RMSEA = .086, IC 90%
[.066, .106], permaneció por encima de criterios más estrictos. Dado que la evaluación de modelos
factoriales debe realizarse considerando conjuntamente los diferentes índices y no mediante
decisiones basadas en un único estadístico (Brown, 2015; Kline, 2023), estos resultados respaldan
la plausibilidad de la solución unidimensional, pero justifican continuar examinando su
estabilidad en muestras independientes.
La calidad del modelo de medición también estuvo respaldada por las cargas factoriales
estandarizadas de los 13 reactivos (λ = .766–.880), junto con AVE = .677 y CR = .965, valores
que aportan evidencia favorable de validez convergente y confiabilidad compuesta (Fornell &
Larcker, 1981; Hair et al., 2022). Asimismo, la elevada consistencia interna obtenida mediante α
de Cronbach y ω de McDonald respalda la coherencia de las puntuaciones de la escala, siendo
recomendable considerar ambos coeficientes de manera complementaria en la evaluación de la
confiabilidad (McDonald, 1999; Hayes & Coutts, 2020).
No obstante, la principal contribución del estudio debe situarse con cautela en el plano
conceptual y psicométrico. La estructura unidimensional identificada no demuestra por sí misma
que el Falso Liderazgo constituya un constructo empíricamente independiente del liderazgo
tóxico, destructivo o de la supervisión abusiva. Esta distinción es particularmente importante ante
la proliferación de constructos parcialmente superpuestos en la investigación del liderazgo y la
necesidad de evitar categorías redundantes (Carton, 2022). En consecuencia, los resultados
permiten sostener que la discrepancia imagen–conducta presenta una estructura interna
susceptible de medición mediante la FLS-13, pero su singularidad frente a constructos próximos
todavía requiere contrastación empírica.
Por ello, una etapa posterior deberá examinar simultáneamente la FLS-13 y medidas
consolidadas de liderazgo tóxico, supervisión abusiva y liderazgo destructivo para establecer su
validez discriminante, aspecto esencial para determinar si una nueva medida representa
efectivamente un atributo diferenciable de constructos conceptualmente próximos (Boateng et al.,
2018). Asimismo, su replicación en diferentes poblaciones y contextos organizacionales permitirá
establecer con mayor precisión la estabilidad y alcance de la estructura propuesta. En
consecuencia, la FLS-13 debe considerarse una medida con evidencia psicométrica inicial
favorable, cuya consolidación dependerá de la acumulación progresiva de nuevas evidencias de
validez.
Limitaciones
avanzar hacia una mayor especificidad en la conceptualización de los comportamientos de
liderazgo.
Los resultados del AFC aportaron evidencia adicional sobre esta estructura, aunque
requieren una interpretación prudente. La incorporación de covarianzas residuales entre FL1–FL2
y FL10–FL11, sustentada en la proximidad conceptual de estos pares, mejoró el ajuste del modelo
hasta alcanzar CFI = .962, TLI = .953 y SRMR = .032. Sin embargo, el RMSEA = .086, IC 90%
[.066, .106], permaneció por encima de criterios más estrictos. Dado que la evaluación de modelos
factoriales debe realizarse considerando conjuntamente los diferentes índices y no mediante
decisiones basadas en un único estadístico (Brown, 2015; Kline, 2023), estos resultados respaldan
la plausibilidad de la solución unidimensional, pero justifican continuar examinando su
estabilidad en muestras independientes.
La calidad del modelo de medición también estuvo respaldada por las cargas factoriales
estandarizadas de los 13 reactivos (λ = .766–.880), junto con AVE = .677 y CR = .965, valores
que aportan evidencia favorable de validez convergente y confiabilidad compuesta (Fornell &
Larcker, 1981; Hair et al., 2022). Asimismo, la elevada consistencia interna obtenida mediante α
de Cronbach y ω de McDonald respalda la coherencia de las puntuaciones de la escala, siendo
recomendable considerar ambos coeficientes de manera complementaria en la evaluación de la
confiabilidad (McDonald, 1999; Hayes & Coutts, 2020).
No obstante, la principal contribución del estudio debe situarse con cautela en el plano
conceptual y psicométrico. La estructura unidimensional identificada no demuestra por sí misma
que el Falso Liderazgo constituya un constructo empíricamente independiente del liderazgo
tóxico, destructivo o de la supervisión abusiva. Esta distinción es particularmente importante ante
la proliferación de constructos parcialmente superpuestos en la investigación del liderazgo y la
necesidad de evitar categorías redundantes (Carton, 2022). En consecuencia, los resultados
permiten sostener que la discrepancia imagen–conducta presenta una estructura interna
susceptible de medición mediante la FLS-13, pero su singularidad frente a constructos próximos
todavía requiere contrastación empírica.
Por ello, una etapa posterior deberá examinar simultáneamente la FLS-13 y medidas
consolidadas de liderazgo tóxico, supervisión abusiva y liderazgo destructivo para establecer su
validez discriminante, aspecto esencial para determinar si una nueva medida representa
efectivamente un atributo diferenciable de constructos conceptualmente próximos (Boateng et al.,
2018). Asimismo, su replicación en diferentes poblaciones y contextos organizacionales permitirá
establecer con mayor precisión la estabilidad y alcance de la estructura propuesta. En
consecuencia, la FLS-13 debe considerarse una medida con evidencia psicométrica inicial
favorable, cuya consolidación dependerá de la acumulación progresiva de nuevas evidencias de
validez.
Limitaciones
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1468
La FLS-13 fue validada en profesionales del sistema público de salud, por lo que su
generalización a otros contextos requiere cautela y replicación en muestras más amplias y
diversas. Asimismo, el diseño transversal impidió examinar la estabilidad temporal de las
puntuaciones. Aunque el modelo reespecificado mostró indicadores favorables (CFI = .962; TLI
= .953; SRMR = .032), el RMSEA = .086, IC 90% [.066, .106], y las covarianzas residuales FL1–
FL2 y FL10–FL11 requieren contrastación en nuevas muestras independientes. Al tratarse de un
constructo emergente, futuros estudios deberán examinar la validez discriminante frente a
constructos próximos, la invariancia factorial, la estabilidad test–retest, las relaciones con
variables externas y la capacidad predictiva de la FLS-13.
Implicancias prácticas
La FLS-13 constituye una medida breve con evidencias iniciales favorables de validez y
confiabilidad para evaluar la percepción de Falso Liderazgo en profesionales del sistema público
de salud. Su aplicación puede contribuir al estudio de la discrepancia entre la imagen de
integridad, responsabilidad o compromiso proyectada por quienes ejercen funciones directivas y
las prácticas percibidas por sus colaboradores, considerando que el liderazgo puede relacionarse
con el bienestar laboral (Inceoglu et al., 2018) y con el clima organizacional (Schneider et al.,
2013). Asimismo, permitirá examinar sus relaciones con variables como agotamiento,
compromiso, satisfacción, confianza, seguridad psicológica y comportamiento de voz, este último
especialmente relevante ante la importancia del silencio organizacional señalada por Morrison
(2014).
No obstante, dado su reciente desarrollo, las puntuaciones de la FLS-13 no deberían
utilizarse aisladamente para diagnósticos individuales ni decisiones administrativas, pues estos
usos requieren evidencia de validez suficiente (AERA, APA, & NCME, 2014). Su aplicación en
nuevas muestras y contextos permitirá ampliar la evidencia sobre su utilidad y establecer con
mayor precisión su diferenciación frente a constructos próximos, aspecto especialmente relevante
ante la necesidad de evitar constructos redundantes y favorecer una mayor precisión conceptual
en la investigación del liderazgo (Carton, 2022).
CONCLUSIONES
La False Leadership Scale (FLS-13) presentó evidencias psicométricas iniciales
favorables para la evaluación del falso liderazgo percibido en la población estudiada. La validez
de contenido mediante juicio de expertos, el análisis paralelo y el análisis factorial exploratorio
realizado en la muestra piloto (n = 56) respaldaron una estructura unidimensional de 13 reactivos,
que posteriormente fue contrastada mediante análisis factorial confirmatorio en una muestra
independiente (n = 158).
El modelo confirmatorio reespecificado, que incorporó las covarianzas residuales
conceptualmente justificadas entre FL1–FL2 y FL10–FL11, mostró una mejora sustancial
La FLS-13 fue validada en profesionales del sistema público de salud, por lo que su
generalización a otros contextos requiere cautela y replicación en muestras más amplias y
diversas. Asimismo, el diseño transversal impidió examinar la estabilidad temporal de las
puntuaciones. Aunque el modelo reespecificado mostró indicadores favorables (CFI = .962; TLI
= .953; SRMR = .032), el RMSEA = .086, IC 90% [.066, .106], y las covarianzas residuales FL1–
FL2 y FL10–FL11 requieren contrastación en nuevas muestras independientes. Al tratarse de un
constructo emergente, futuros estudios deberán examinar la validez discriminante frente a
constructos próximos, la invariancia factorial, la estabilidad test–retest, las relaciones con
variables externas y la capacidad predictiva de la FLS-13.
Implicancias prácticas
La FLS-13 constituye una medida breve con evidencias iniciales favorables de validez y
confiabilidad para evaluar la percepción de Falso Liderazgo en profesionales del sistema público
de salud. Su aplicación puede contribuir al estudio de la discrepancia entre la imagen de
integridad, responsabilidad o compromiso proyectada por quienes ejercen funciones directivas y
las prácticas percibidas por sus colaboradores, considerando que el liderazgo puede relacionarse
con el bienestar laboral (Inceoglu et al., 2018) y con el clima organizacional (Schneider et al.,
2013). Asimismo, permitirá examinar sus relaciones con variables como agotamiento,
compromiso, satisfacción, confianza, seguridad psicológica y comportamiento de voz, este último
especialmente relevante ante la importancia del silencio organizacional señalada por Morrison
(2014).
No obstante, dado su reciente desarrollo, las puntuaciones de la FLS-13 no deberían
utilizarse aisladamente para diagnósticos individuales ni decisiones administrativas, pues estos
usos requieren evidencia de validez suficiente (AERA, APA, & NCME, 2014). Su aplicación en
nuevas muestras y contextos permitirá ampliar la evidencia sobre su utilidad y establecer con
mayor precisión su diferenciación frente a constructos próximos, aspecto especialmente relevante
ante la necesidad de evitar constructos redundantes y favorecer una mayor precisión conceptual
en la investigación del liderazgo (Carton, 2022).
CONCLUSIONES
La False Leadership Scale (FLS-13) presentó evidencias psicométricas iniciales
favorables para la evaluación del falso liderazgo percibido en la población estudiada. La validez
de contenido mediante juicio de expertos, el análisis paralelo y el análisis factorial exploratorio
realizado en la muestra piloto (n = 56) respaldaron una estructura unidimensional de 13 reactivos,
que posteriormente fue contrastada mediante análisis factorial confirmatorio en una muestra
independiente (n = 158).
El modelo confirmatorio reespecificado, que incorporó las covarianzas residuales
conceptualmente justificadas entre FL1–FL2 y FL10–FL11, mostró una mejora sustancial
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1469
respecto del modelo inicial, alcanzando CFI = .962, TLI = .953, SRMR = .032 y RMSEA = .086,
IC 90% [.066, .106]. Asimismo, las cargas factoriales estandarizadas fueron elevadas (λ = .766–
.880), mientras que la varianza media extraída (AVE = .677) y la confiabilidad compuesta (CR =
.965) aportaron evidencia favorable de validez convergente y consistencia del modelo de
medición. La elevada consistencia interna observada en la muestra confirmatoria (α = .962; ω =
.962) complementó estas evidencias.
En conjunto, los resultados respaldan la interpretación de la FLS-13 como una medida
esencialmente unidimensional, orientada a evaluar la discrepancia percibida entre la imagen de
integridad, responsabilidad o compromiso proyectada por quienes ejercen funciones directivas y
determinadas prácticas experimentadas por sus colaboradores. No obstante, al tratarse de un
constructo emergente y de una primera validación, estos hallazgos deben entenderse como
evidencia inicial y no como una validación definitiva del instrumento.
La FLS-13 abre una línea de investigación para examinar empíricamente la relación del
falso liderazgo con variables relevantes del comportamiento organizacional, como el agotamiento
laboral, el compromiso laboral, la confianza organizacional, la satisfacción laboral, la seguridad
psicológica y el comportamiento de voz. Futuras investigaciones deberán replicar la estructura
factorial en muestras independientes, examinar específicamente la estabilidad de las covarianzas
residuales identificadas, evaluar la estabilidad temporal, la invariancia factorial y, de manera
especialmente relevante, aportar evidencia de validez discriminante frente a constructos
conceptualmente próximos, como el liderazgo tóxico, la supervisión abusiva y otras formas de
liderazgo destructivo.
respecto del modelo inicial, alcanzando CFI = .962, TLI = .953, SRMR = .032 y RMSEA = .086,
IC 90% [.066, .106]. Asimismo, las cargas factoriales estandarizadas fueron elevadas (λ = .766–
.880), mientras que la varianza media extraída (AVE = .677) y la confiabilidad compuesta (CR =
.965) aportaron evidencia favorable de validez convergente y consistencia del modelo de
medición. La elevada consistencia interna observada en la muestra confirmatoria (α = .962; ω =
.962) complementó estas evidencias.
En conjunto, los resultados respaldan la interpretación de la FLS-13 como una medida
esencialmente unidimensional, orientada a evaluar la discrepancia percibida entre la imagen de
integridad, responsabilidad o compromiso proyectada por quienes ejercen funciones directivas y
determinadas prácticas experimentadas por sus colaboradores. No obstante, al tratarse de un
constructo emergente y de una primera validación, estos hallazgos deben entenderse como
evidencia inicial y no como una validación definitiva del instrumento.
La FLS-13 abre una línea de investigación para examinar empíricamente la relación del
falso liderazgo con variables relevantes del comportamiento organizacional, como el agotamiento
laboral, el compromiso laboral, la confianza organizacional, la satisfacción laboral, la seguridad
psicológica y el comportamiento de voz. Futuras investigaciones deberán replicar la estructura
factorial en muestras independientes, examinar específicamente la estabilidad de las covarianzas
residuales identificadas, evaluar la estabilidad temporal, la invariancia factorial y, de manera
especialmente relevante, aportar evidencia de validez discriminante frente a constructos
conceptualmente próximos, como el liderazgo tóxico, la supervisión abusiva y otras formas de
liderazgo destructivo.
Vol. 13/ Núm. 3 2026 pág. 1470
Escala de Falso Liderazgo (FLS-13) ©
Las siguientes afirmaciones describen conductas y prácticas que usted puede percibir en la persona que ejerce
funciones directivas o de jefatura en su entorno laboral. Lea cada enunciado y señale su grado de acuerdo
considerando su experiencia habitual de trabajo. Seleccione una sola alternativa de respuesta, de 1 a 5.
Ítem Reactivo / Enunciado
Totalmente
en
desacuerdo
En
desacuerdo
Ni de
acuerdo ni
en
desacuerdo
De
acuerdo
Totalmente
de acuerdo
FL1
Mi jefe dice preocuparse por el bienestar del
personal, pero sus acciones demuestran lo
contrario.
1 2 3 4 5
FL2
Mi jefe afirma promover la participación del
personal, pero toma decisiones sin considerar
las opiniones del equipo.
1 2 3 4 5
FL3
Mi jefe mantiene una imagen positiva frente
a sus superiores, pero con su personal toma
decisiones de manera autoritaria.
1 2 3 4 5
FL4
Mi jefe afirma actuar con imparcialidad, pero
otorga un trato preferencial a determinados
trabajadores.
1 2 3 4 5
FL5
Mi jefe afirma priorizar los objetivos
institucionales, pero sus decisiones
benefician más sus intereses personales que
los de la institución.
1 2 3 4 5
FL6 Mi jefe utiliza a personas de su confianza
para influir en las decisiones del equipo. 1 2 3 4 5
FL7
Mi jefe proyecta una imagen de
responsabilidad; sin embargo, evita asumir su
responsabilidad cuando ocurren problemas
en el área.
1 2 3 4 5
FL8
Mi jefe destaca el esfuerzo del equipo, pero
ante sus superiores se atribuye los resultados
positivos obtenidos.
1 2 3 4 5
FL9
Mi jefe evita resolver oportunamente los
conflictos laborales cuando ello puede afectar
su imagen personal.
1 2 3 4 5
FL10 Mi jefe toma decisiones sin considerar el
impacto sobre los trabajadores. 1 2 3 4 5
FL11 Mi jefe presta poca atención a las
necesidades de los trabajadores. 1 2 3 4 5
FL12
Mi jefe prioriza el cumplimiento de los
objetivos y las metas, sin considerar las
dificultades que enfrenta el personal.
1 2 3 4 5
FL13 Mi jefe no reconoce el esfuerzo del personal,
aun cuando trabaja en condiciones difíciles. 1 2 3 4 5
© Ayala & Desouza (2026). La Escala de Falso Liderazgo (FLS-13) puede utilizarse gratuitamente para
investigaciones científicas sin fines comerciales. Su uso con fines comerciales y/o no científicos está prohibido, salvo
que se cuente con la autorización previa y por escrito de los autores.
Email articulos.alexander.ayala@gmail.com / alexander.ayala@essalud.gob.pe /
alexander.ayala@unmsm.edu.pe/mervin.desouza@unmsm.edu.pe
Escala de Falso Liderazgo (FLS-13) ©
Las siguientes afirmaciones describen conductas y prácticas que usted puede percibir en la persona que ejerce
funciones directivas o de jefatura en su entorno laboral. Lea cada enunciado y señale su grado de acuerdo
considerando su experiencia habitual de trabajo. Seleccione una sola alternativa de respuesta, de 1 a 5.
Ítem Reactivo / Enunciado
Totalmente
en
desacuerdo
En
desacuerdo
Ni de
acuerdo ni
en
desacuerdo
De
acuerdo
Totalmente
de acuerdo
FL1
Mi jefe dice preocuparse por el bienestar del
personal, pero sus acciones demuestran lo
contrario.
1 2 3 4 5
FL2
Mi jefe afirma promover la participación del
personal, pero toma decisiones sin considerar
las opiniones del equipo.
1 2 3 4 5
FL3
Mi jefe mantiene una imagen positiva frente
a sus superiores, pero con su personal toma
decisiones de manera autoritaria.
1 2 3 4 5
FL4
Mi jefe afirma actuar con imparcialidad, pero
otorga un trato preferencial a determinados
trabajadores.
1 2 3 4 5
FL5
Mi jefe afirma priorizar los objetivos
institucionales, pero sus decisiones
benefician más sus intereses personales que
los de la institución.
1 2 3 4 5
FL6 Mi jefe utiliza a personas de su confianza
para influir en las decisiones del equipo. 1 2 3 4 5
FL7
Mi jefe proyecta una imagen de
responsabilidad; sin embargo, evita asumir su
responsabilidad cuando ocurren problemas
en el área.
1 2 3 4 5
FL8
Mi jefe destaca el esfuerzo del equipo, pero
ante sus superiores se atribuye los resultados
positivos obtenidos.
1 2 3 4 5
FL9
Mi jefe evita resolver oportunamente los
conflictos laborales cuando ello puede afectar
su imagen personal.
1 2 3 4 5
FL10 Mi jefe toma decisiones sin considerar el
impacto sobre los trabajadores. 1 2 3 4 5
FL11 Mi jefe presta poca atención a las
necesidades de los trabajadores. 1 2 3 4 5
FL12
Mi jefe prioriza el cumplimiento de los
objetivos y las metas, sin considerar las
dificultades que enfrenta el personal.
1 2 3 4 5
FL13 Mi jefe no reconoce el esfuerzo del personal,
aun cuando trabaja en condiciones difíciles. 1 2 3 4 5
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