Spanish (pdf)
Article in xml format
Article references
Automatic translation
Send this article by e-mail
Cited by SciELO 
Similars in
SciELO 
Permalink
1. Introducción
En cualquier ámbito científico es necesaria la creación e implementación de instrumentos de medición fiables, válidos y con una estructura precisa y bien establecida. El ámbito educativo no es la excepción, debido a que su estructura dinámica exige la presencia de distintos procesos de medición, entre ellos, los relacionados con la gestión y el liderazgo.
El liderazgo y, especialmente, el liderazgo distribuido han ganado mucha credibilidad en los últimos años. En efecto, autores como (Gunter y Ribbins, 2003) han observado que en el campo de la investigación educativa la idea del liderazgo distribuido ha recibido una creciente atención. (Gibb, 1954) en un intento por comprender la sinergia de los procesos de influencia en grupos formales e informales utilizó la expresión liderazgo distribuido originada cuando dos o más personas comparten roles, responsabilidades y funciones de liderazgo. La literatura sobre liderazgo educativo señala que la dirección de las escuelas debe distribuirse entre los miembros del equipo de un establecimiento educativo (Bennett, Wise, Woods, y Harvey, 2003; Bush y Glover, 2003 y Harris, 2004).
2. Breve marco de referencia
2.1 Aspectos teóricos del liderazgo distribuido
Los fundamentos teóricos respecto del liderazgo distribuido se encuentran en la teoría de la actividad y de la cognición distribuida. Derivadas de estas teorías se observan dos grandes discusiones conceptuales: La de Spillane quien se ha basado en gran medida en la cognición distribuida para generar un liderazgo distribuido y la de Gronn quien ha utilizado la teoría de la actividad para orientar su trabajo. (Spillane, 2006) considera que el liderazgo distribuido se compone de dos elementos esenciales: el líder-plus y el aspecto práctica. El líder-plus se refiere al reconocimiento de que la dirección y la gestión de las escuelas pueden involucrar varias personas y el aspecto de la práctica, se refiere a la incorporación de las acciones de los líderes individuales en la interacción entre líderes, seguidores y su situación.
Esto último implica una distribución social del liderazgo en donde las funciones de dirección se desarrollan sobre el trabajo de un grupo de personas y las tareas son logradas a través de la interacción entre varios líderes. En este sentido, el contexto social y las interrelaciones que se producen son una parte integral de la actividad de liderazgo distribuido. Para estudiar el liderazgo distribuido, (Spillane, 2006) señala que la investigación no sólo debe estudiar "qué" es distribuido, sino también "cómo" el liderazgo es distribuido, es decir, el aspecto de la práctica.
Para (Gronn, 2002) el liderazgo distribuido es entendido como una propiedad emergente de un grupo o red de individuos que interactúan. La acción concertada de personas que trabajan juntas se lleva a cabo dentro de un patrón de relaciones interpersonales donde los miembros del grupo pueden congregar sus conocimientos. Esto provoca una situación en donde la cantidad de energía creada es mayor que la suma de las acciones individuales.
2.2 Algunos estudios realizados
En consideración con los elementos teóricos referidos, exponemos algunos estudios de liderazgo distribuido. Una de las propuestas es la de (Gutiérrez y Gallegos, 2013) quienes formularon un sistema de categorías para medir este tipo de liderazgo en las comunicaciones escritas sincrónicas y asincrónicas, obtuvieron una confiabilidad del instrumento de α=0,878.
La Organización para la Cooperación y el Desarrollo Económico (OCDE) ofrece una fuerte evidencia con respecto al favorable influjo que tienen las mejoras políticas y prácticas del liderazgo escolar sobre los resultados escolares. Una de las áreas propuestas por la OCDE es la práctica de distribuir el liderazgo al interior de las escuelas (10 ítems). En Chile, (López y Gallegos, 2014) realizaron un estudio en la Región Metropolitana con una muestra correspondiente a 425 docentes (243 pertenecientes a escuelas públicas y 182 a establecimientos privados), encontraron una consistencia interna alfa de Cronbach para la dimensión "prácticas de distribución de liderazgo" de 0,898. Los análisis factoriales confirmatorios se emplearon para estimar la bondad de ajuste del modelo. Se utilizaron los índices: CFI=0,990; NFI=0,970; RMSEA=0,038, que refieren un buen ajuste global del modelo conjunto. Estos resultados informan de la validez de la estructura factorial de la dimensión.
(Ortega, Rocha y Hernández, 2013) diseñaron un cuestionario con 83 ítems denominado: Inventario de Prácticas de Liderazgo Distribuido (IPLD). Las respuestas de dicho cuestionario se presentan en un escalonamiento tipo Likert con cinco niveles, que van desde "totalmente en desacuerdo" a "totalmente en acuerdo". Para determinarla confiabilidad del inventario se utilizó alfa de Cronbach, obteniéndose un valor α = 0,830. La muestra utilizada en este estudio fue de 774 docentes de Educación Básica de Victoria de Durango (México).
Por su parte, (I-Hua Chang, 2011) realizó estudios sobre liderazgo distribuido en escuelas primarias de Taiwán en una muestra de 1500 profesores. Para ello, utilizó el instrumento "The Elementary School Distributed Leadership Scale", que fue desarrollado a partir de los estudios de (Ritchie y Woods, 2007) y (Hulpia, Devos y Rosseel, 2009) quienes utilizaron en su construcción las dimensiones: Open leadership, Members of the Dynamicand Participation, Situational Atmosphere, compuesta de 20 ítems. Los análisis factoriales exploratorios se realizaron utilizando una rotación varimax, que explica un 71,44% de la varianza. La confiabilidad para las dimensiones de la escala fue de 0,872; 0,917 y 0,760 respectivamente.
2.3 Funciones del DLI
(Hulpia et al., 2009) crearon el inventario de liderazgo distribuido (DLI) a partir de las siguientes funciones: Apoyo y Supervisión a los docentes, Cooperación de los equipos de liderazgo y Participación en la toma de decisiones. En relación con el apoyo a las personas, esta perspectiva se relaciona con la promoción profesional, desarrollo y la provisión de incentivos para los docentes (Hallinger, 2003). La supervisión a los docentes, garantiza que los docentes sean fieles a los objetivos y procesos de la escuela (Heller y Faristone, 1995). Quienes ocupan algún cargo formal de liderazgo, específicamente el Director y el Equipo de Dirección, realizan las funciones de apoyo y supervisión movidos por la fuerza de la Visión Organizacional (De Maeyer, Rymenans, Van Petegem, Van den Bergh y Rijlaarsdam, 2007), que se traduce en un comportamiento de apoyo (Hoy y Tarter, 1997), en proporcionar apoyo educativo y proveer estimulación intelectual (Leithwood y Jantzi, 1999).
Otra función considerada para la construcción del DLI es la dimensión cooperación de los equipos de liderazgo. Para (Hackman, 2002), la cooperación del equipo se agrupa en tres elementos: la cohesión del grupo, la orientación hacia la meta y la claridad derol.
En relación con la cohesión del grupo, (Buelens, Van Den Broeck, Vanderheyden, Kreitner, y Kincki, 2006) sostienen que esta es un proceso mediante el cual la unión emerge para trascender las diferencias y motivaciones particulares. Allí se refleja la apertura de los miembros del equipo, la confianza mutua, la comunicación y la cooperación (Holtz, 2004). Con respecto a la orientación hacia la meta, autores como (Briggs & Wohlstetter, 2003) que refieren a una visión y misión que es claramente formulada y compartida por todos los miembros del equipo, encontraron que la mayoría de los grupos exitosos son aquellos enquesusmiembroscompartenunavisióncomún.Finalmentelaclaridadderol,eslapresencia de la división de funciones claras y estructuras de gestión bien definidas. Autores como (Sander, 2006) y (Wise, 2001), encontraron que la ambigüedad de rol, ocurre cuando la gente no sabe lo que se espera de ellos y esto da lugar a la ineficacia del equipo.
Por último, la tercera función que considera (Hulpia et al., 2009), es la participación en la toma de decisiones. (Muijs y Harris, 2006) afirmaron que la toma de decisiones compartida se relaciona con que a los docentes se les entrega la responsabilidad de tomar decisiones en nombre de la escuela. Para (Leithwood, Jantzi, y Steinbach, 1999) este hecho refleja el grado en que los docentes participan del proceso de toma de decisiones en la escuela, donde se supone que estos procesos deben representar el enfoque central del grupo. Según (Sergiovanni, 1984), este enfoque participativo tendrá éxito en la unidad del grupo y permitirá aliviar la presión sobre los directores de escuela. Sin embargo, otros estudios no encontraron relación significativa entre la toma decisiones participativas y los resultados de la organización (Bogler y Somech, 2004).
Dada la relevancia de la validez estructural de cualquier escala de medida como afirman (Hulpia et al., 2009), es fundamental que la incertidumbre con respecto a la dimensionalidad del DLI sea resuelta, a través de una validez factorial, con el propósito de analizar la estructura factorial del instrumento a nivel exploratorio y confirmatorio. Cabe expresar que en Chile no existe evidencia publicada respecto de la utilización de análisis factoriales confirmatorios sobre el DLI. Esto refleja la necesidad de poner a prueba, al amparo de estas metodologías, este instrumento, pues el propósito es ayudar a delimitar de mejor manera las dimensiones de este tipo de liderazgo.
Según lo anterior, este estudio asumió como objetivo analizar la estructura factorial y la consistencia interna del DLI en una muestra de docentes chilenos. El presente trabajo puede considerarse como un estudio instrumental de acuerdo con la clasificación de las investigaciones propuestas por (Montero y León, 2007).
3. Método
3.1 Participantes
Participaron voluntariamente 511 docentes chilenos (379 Mujeres, 74,1%; y 132 Hombres, 25,8%), de colegios primarios, con un rango de edad de entre 23 y 65 años, una edad media de 35,5 años y una desviación estándar de 4,6 años. El registro de años de experiencia como docente se distribuye desde 1 a 50 años, con lo cual el promedio es de 15 años. Respecto al tipo de establecimiento, 28 (66,7%) son Colegios públicos y 14 (33,3%) son Colegios privados. El muestreo fue incidental y no tuvieron incentivo académico por su colaboración.
3.2 Instrumento
El instrumento de liderazgo distribuido reportado aquí es una adaptación de la escala original del "The Distributed Leadership Inventory" (DLI), propuesta por Hulpia et al. (2009), que consiste en una escala compuesta por 42 ítems tipo Likert. Estos están distribuidos en seis escalas: Cooperación de los equipos de liderazgo (10 ítems, α= 0,93), Apoyo del director (10 ítems, α=0,93), Apoyo del equipo de gestión (10 ítems, α=0,91), Supervisión del director (3 ítems, α=0,83), Supervisión del equipo de gestión (3 ítems, α=0,79) y participación en el proceso de toma de decisiones (6 ítems, α=0.93 ), con categorías de 0 a 4 (Tabla 1). Las categorías 0 y 4 tienen anclajes de respuesta específicas para cada ítem y la categoría 2 representa una posición neutra. Cabe señalar que el inventario DLI no presenta evidencias de validez en español. En el presente estudio se tradujo la escala publicada en ingles por (Hulpia et al, 2009), siguiendo el método estándar de back-traslatión y ajustando algunos ítems a la jerga chilena.
3.3 Procedimiento y análisis de datos
El cumplimiento del protocolo que incluía el inventario DLI se llevó a cabo en los establecimientos educativos donde los docentes desarrollaban su actividad, en horarios lectivos y bajo la supervisión de los autores. Se aseguró el anonimato y la confidencialidad de los resultados, se resolvieron las dudas relativas al procedimiento y se insistió en la sinceridad de las respuestas para maximizar la validez de la información obtenida. El tiempo promedio del cumplimiento del protocolo fue de 15minutos.
La estrategia de análisis de datos consistió en la realización de un análisis factorial exploratorio (AFE) y luego con el objetivo de revalidar el modelo, se procedió a aplicar uno confirmatorio por medio de ecuaciones estructurales para estudiar la validez del constructo del inventario.
El AFE se llevó a cabo con rotación Varimax (Nunnally y Bernstein, 1994; Rennie, 1997) y normalización de Kaiser Mayer Olkin (KMO), que es uno de los análisis más frecuentes. El empleo de este método de rotación estuvo determinado en que no se partía de una concepción a priori de la estructura factorial de la escala, en la que se pretendía que la solución obtenida fuera lo más simple y estable posible.
Además de los criterios relativos a las pruebas KMO, de esfericidad de Bartlett y auto valor superior a 1, se consideraron los siguientes criterios para la depuración de la escala: (1) cada factor debía explicar al menos un 5,0% de la varianza total, (2) la carga factorial de los ítems en los factores debía ser igual o superior a 0,5, (3) los ítems debían saturar en un solo factor y (4) los factores debían presentar una consistencia interna superior a 0.7 (Nunnally y Bernstein, 1994). El AFE (Yela,1997) se realizó en el programa SPSS 15.0 para Windows y para comprobar la bondad de ajuste de los datos - modelo se llevó a cabo un Análisis Factorial Confirmatorio (AFC) con el programa LISREL 8.8 para Windows.
4. Resultados
4.1 Análisis Factorial Exploratorio
Las puntuaciones medias de los ítems del DLI fueron altas, considerando que el rango de respuestas es de 0 a 4 (Tabla 1). La media más baja fue la del ítem 40, M=2,58, relativo a la estructura de comités efectivos para la toma de decisiones. En el mismo rango de puntuación media, en torno al valor 2, se hallaron los ítems 39, M=2,65 y 42, M=2,66. El primero relativo a una adecuada participación en la toma de decisiones en los establecimientos educativos y el segundo, relativo a un adecuado nivel de autonomía en la toma de decisiones. El resto de las puntuaciones medias estuvieron alrededor del 3. Asimismo, todos los ítems correlacionaron positiva y significativamente con la puntuación total de la escala.
Se procedió al proceso de reducción de la escala mediante el AFE. Para ello se aplicaron los criterios de depuración de la escala, hasta que se obtuvo una solución terminal satisfactoria (Tabla 2). En todos los casos, el estadístico KMO y el test de Bartlett indicaron que se podía aplicar el análisis factorial exploratorio.
El resultado fue una escala de 35 ítems con alta consistencia interna, α = 0,970 y con cinco factores de primer orden (Tabla 3). Al factor 1 (ítems1, 2, 3, 4, 6, 7, 8, 9) lo denominamos Cooperación del equipo de liderazgo; al factor 2 (ítems 11, 12, 13, 14, 15,16,
17, 19, 20): Apoyo del director; al factor 3 (ítems 21, 23, 24, 25, 26, 27, 28, 29, 30): Apoyo del equipo de gestión; al factor 4 (ítems 31, 32, 33): Supervisión del director; y por último, al factor 5 (ítems 37, 38, 39, 40, 41, 42): Participación en el proceso de toma de decisiones. La dimensión Supervisión del equipo de gestión (ítems 34, 35, 36) alcanzó una saturación mínima, por lo tanto se rechaza el factor, porque no alcanzó α mínimo (Tabla 2). Un análisis decorrelaciónentrefactoresmostróqueestosseencuentransignificativamenterelacionados. La dimensión Cooperación del equipo de liderazgo se asocia positivamente con la dimensión Apoyo del Director (r=0,749; ρ˂0,010); al Apoyo del equipo de gestión (r=0,756; ρ˂0,010); a la Supervisión del Director (r=0,632; ρ˂0,010) y a la Participación en la toma de decisiones (r=0,711; ρ˂0,010). El Apoyo del Director se correlaciona positivamente con el Apoyo del equipo de gestión (r= 0,714; ρ˂0,010); con la Supervisión del Director (r=0,708; ρ˂0,010) y con la Participación en la toma de decisiones (r=0,754; r= ρ˂0,010). El apoyo del equipo de gestión se correlaciona positivamente con la Supervisión del Director (r= 0,613; ρ˂0,010) y con la Participación en la toma de decisiones (r= 0,733; ρ˂0,010). La supervisión del Director se asocia positivamente con la Participación en la toma de decisiones (r=0,664; ρ˂0,010). Estos datos se tuvieron en consideración en el análisis factorial confirmatorio.
Tabla 1: Estadísticos descriptivos de los ítems del DLI y correlaciones con la escala
Nota * P < 0.05 (bilateral)
4.2 Análisis Factorial Confirmatorio
Con el propósito de ratificar el modelo anteriormente obtenido (Tabla 3) se procedió a aplicar un análisis factorial confirmatorio para el modelo de cinco factores relacionados (Figura 1). Se programó el método de estimación de máxima verosimilitud para indagar sobre las variables y sus relaciones. En un primer estudio, la información que entrega LISREL (Linear Structural Relations) (Jöerskog, Sörbom, 1993) en relación a los índices de bondad de ajuste en el modelo inicial exceden los límites aceptables: i) La prueba de chi-cuadrado de ajuste mínimo del modelo no fue significativa (x2 = 1508,240, ρ>0,050); ii). El intervalo de confianza para el error cuadrático de aproximación RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) (Browne y Cudeck, 1993), cuyo valor es de 0,135, muy superior a 0,050 conduce a rechazar el error de marginalidad de la hipótesis para un ajuste aceptable. Los análisis de los índices como: CFI (Comparative Fit Index) NFI (Normal Fit Index) propuestos por (Bentler, Dudgeon, 1996) y el presentado por (Jöreskog y Sörbom, 1989) GFI (Goodness of fit index), muestran valores por debajo de 0,900, los cuales no son considerados buenos, mientras que x2 normado (Jöreskog y Sorböm, 1996) presenta un valor de 5,860, que se puede interpretar como un ajuste marginal.
En relación con la búsqueda de estimaciones infractoras, se hallaron varianzas de error negativas, coeficientes estandarizados que exceden o están muy cerca de 1,0 o errores estándar muy elevados (Hair, Anderson, Rolph, Tatham y William, 2007), a partir de los resultados de estos análisis fue necesario eliminar los ítems (1, 2, 4, 7) del factor Cooperación del equipo de liderazgo. Los ítems (11, 12, 15, 16, 19) del factor Apoyo del director; los ítems (23, 24, 25, 27) del factor Apoyo del equipo de gestión; el ítems (31) del factor Supervisión del director y los ítems (37, 42) del factor Participación en el proceso de toma de decisiones, razón por la cual habrá que re-especificar el modelo hasta encontrar el que mejor se ajuste a los datos.
Consecutivamente, se realizó un conjunto de estudios que nos permitió determinar el modelo final (fig. 1). Los índices de bondad de ajuste resultantes son: estadístico x2 = 234,310, gl=137, ρ= 0,001, el intervalo de confianza (RMSEA) presenta un valor de 0,037, menor que 0,05, lo que conduce a aceptar el error de marginalidad de la hipótesis para un buen ajuste. En la búsqueda de estimaciones infractoras, no se encontraron varianzas de error negativa ni errores estándar elevados que excedieran los límites aceptables. Los índices de ajuste fueron adecuados: CFI=0,956; NFI=0,986; GFI=0,873; x2 normado=1,710.
En consecuencia, el modelo final (Fig. 1) aceptado, nos muestra la estructura de la escala resultante que denominamos The Distributed Leadership Inventory (DLI), la cual queda conformada por los cinco factores de primer orden correlacionados, Cooperación del Equipo de Liderazgo ([COOPERAC] ítems 3, 6, 8 y 9 de la escala original); Apoyo del Director ([APOYO_DI] ítems 13, 14, 17 y 20 de la escala original); Apoyo del Equipo de Gestión ([APOYO_EG] ítems 21, 26, 28, 29 y 30 de la escala original); Supervisión del Director ([SUPERVIS] ítems 31 y 32 de la escala original) y Participación en la Toma de Decisiones ([PARTICIP] ítems 38, 38, 40 y 41 de la escala original). La figura 1 muestra la solución estandarizada de este modelo.
Los coeficientes estandarizados se indican sobre las líneas que unen los ítems con los factores y los coeficientes de determinación, R2, que indican el porcentaje de varianza explicada, se muestran en la Tabla 4.
Tabla 4: Solución estandarizada del modelo
Nota. F1= factor COOPERAC, F2= factor APOYO_DI, F3=factor APOYO_EG, F4=factor SUPERVIS, F5= factor PARTICIP. ρ˂0.05
Como se puede apreciar en la Tabla 4 todos los parámetros de la solución estandarizada presentan valores aceptables. Para el primer factor COOPERAC (F1), el ítem 8 es el que tiene mayor carga en el factor y el que explicó el mayor porcentaje de varianza, seguido del 9, 6 y 3. Para el factor APOYO_DI (F2); el ítem 20 es el que tiene mayor carga en el factor y el que explicó mayor porcentaje de varianza, seguido del 14, 13 y 17; para el factor APOYO_EG (F3); el ítem 29 es el que posee mayor carga en el factor y el que explicó mayor porcentaje de varianza, seguido del 28, 30, 26 y 21; para el factor SUPERVIS (F4); el ítem 31 es el que posee mayor carga en el factor y el que explicó mayor porcentaje de varianza, seguido del 32. Para el factor PARTICIP (F5); el ítem 39 es el que tiene mayor carga en el factor y el que explicó mayor porcentaje de varianza, seguido del 40, 38 y 41.
El factor COOPERAC está relacionado con la cohesión del grupo, la presencia de una división de roles y una misión y visión compartida. El factor APOYO_DI está relacionado con la fuerza de la visión impulsada por el director y el apoyo que este ofrece a sus docentes. El factor APOYO_EG está relacionado con animar y proporcionar ayuda a los docentes. El factor SUPERVIS se relaciona con la evaluación del desempeño del equipo que realiza el director y su involucramiento en los procesos de evaluación. El factor PARTICIP se relaciona con la participación en la toma de decisiones, en la distribución amplia del liderazgo en el equipo y en la autonomía en la toma de decisiones.
En síntesis, los resultados obtenidos por el análisis factorial confirmatorio (Cea, 2002), informan de la validez de la estructura factorial. En otros términos, se confirma la existencia de un modelo de 19 variables agrupadas en cinco factores, que incluye ítems que miden los aspectos de estimulación intelectual, cohesión del grupo, visión compartida y participación relacionados con el liderazgo distribuido.
5. Conclusiones
El objetivo principal del presente trabajo fue analizar la estructura factorial y la consistencia interna del Inventario de Liderazgo Distribuido en una muestra de docentes chilenos. Para esto se utilizó la versión de (Hulpia et al., 2009). Para el estudio del AFE, se impusieron restricciones exigentes en cuanto a porcentajes que debían explicar los siguientes elementos: saturación de los ítems en cada factor y consistencia interna de los factores. El proceso de reducción dio lugar a una escala de 35 ítems (de los 42 originales), con una estructura de 5 factores correlacionados que explican 75,514% de la varianza total. Los factores fueron denominados: Cooperación del equipo de liderazgo ([COOPERAC]); ítems 1, 2, 3, 4, 6, 7, 8, 9; (18,722% de la varianza); Apoyo del director ([APOYO_DI]); ítems 11, 12, 13, 1, 15, 16, 17, 19, 20; (17,288% de la varianza); Apoyo del equipo de gestión ([APOYO_EG]); ítems 21, 23, 24, 25, 26, 27, 28, 29, 30; (17,247% de la varianza); Supervisión del director ([SUPERVIS]); ítems 31, 32, 33, 35; (11,672% de la varianza) y Participación en el proceso de toma de decisiones ([PARTICIP]); ítems 37, 38, 39, 40, 41, 42; (10,858% de la varianza).
El coeficiente alfa de Cronbach obtenido por la escala indica una alta consistencia interna, α= 0,970, similar al trabajo encontrado por Hulpia et al. (2009). El factor Cooperación del equipo de liderazgo mostró una alta consistencia interna α= 0,888; el factor Apoyo del director, también muestra alta consistencia interna; α=0,929; el factor Apoyo del equipo de gestión; α= 0,935; Supervisión del director; α=0,873; y la del factor Participación en la toma de decisiones también es alta; α=0,923. Estos valores permiten concluir que, tanto globalmente como en cada uno de sus factores, la escala presenta una homogeneidad de sus ítems.
El procedimiento de reducción mediante el AFC dio lugar a una escala de 19 ítems, con la siguiente distribución: factor COOPERAC; ítems 3, 6, 8, 9; factor APOYO_DI; ítems 13, 14, 17, 20, factor APOYO_EG; ítems 21, 26, 28, 29, 30; factor SUPERVIS; ítems 31, 32; factor PARTICIP; ítems 38, 39, 40, 41. Este resultado supone una simplificación de la estructura factorial del DLI que redunda en una mejora sustancial de la parsimonia del instrumento, reduciéndose a un modelo de cinco factores correlacionados con un buen ajuste, como muestra el AFC: un factor de apoyo y supervisión relacionado con la estimulación intelectual y el apoyo educativo (Leithwood y Jantzi, 1999), un factor cooperación relacionado con la cohesión del grupo y la orientación hacia la meta (Holtz, 2004), un factor participación (Smylie y Brownlee, 1992) afín con la dimensión visión compartida y la unidad del grupo (Senge, 1995).
Indudablemente, los resultados de este trabajo deben ser interpretados a la luz de ciertas limitaciones, sin detrimento de sus aportes. En primer lugar, si bien, el rango de edades del grupo de participante oscila entre los 23 y los 65 años, en su mayor parte está compuesto por docentes, con una edad media de 35,5 años, por lo tanto, no son representativos de la población general. En segundo lugar, el número de mujeres (379) es superior al de hombres (132); no obstante, la proporción es similar a la de trabajos previos que han considerado muestras estadísticas, como la composición del universo del profesorado en Chile.
Para finalizar, los resultados obtenidos en este trabajo evidencian la conveniencia de clarificar las propiedades psicométricas del DLI, especialmente, su estructura y composición, dado que es un instrumento para la medida a utilizar en los estudios sobre liderazgo distribuido, los cuales pueden servir como punto de partida para llevar a cabo análisis de congruencia, de validez convergente y validez discriminante del DLI.
