Relación del estilo de liderazgo transformacional con la salud y el bienestar del empleado: el rol mediador de la confianza en el líder

Se llevó a cabo un estudio cuantitativo, de corte transversal correlacional.

La muestra estuvo constituida por 597 empleados de diferentes organizaciones de dos países en desarrollo (Colombia y México), cuyos valores culturales, de acuerdo con Hofstede (1997) , se diferencian de los de países en los que se ha estudiado tradicionalmente el estilo del liderazgo transformacional. Para los intereses de este estudio, ambos países se consideran equivalentes culturalmente por presentar mucha distancia de poder ( Hofstede, 1997).

La muestra mexicana estuvo conformada por 278 empleados, pertenecientes a 8 empresas (6 de Mérida y 2 de Cuernavaca) y la muestra de Colombia fue de 319 empleados, pertenecientes a 5 empresas de Bogotá. De las 13 empresas que participaron, 12 fueron de carácter privado y una pública, 5 del sector industrial y 8 del sector de servicios. El 57% de la muestra estuvo compuesta por hombres (200 en México y 141 en Colombia) y el 43% por mujeres (78 en México y 178 en Colombia). La mayor parte de personas (44%) se encontraba entre los 26 y 35 años, tenía nivel educativo profesional (32%) y llevaba de 3 a 10 años en la actual ocupación (27%) y de uno a tres años trabajando con el actual jefe (28%).

Se realizó un muestreo no probabilístico por conveniencia, identificando y contactando empresas de diversos sectores económicos a través de diferentes medios. Después de obtener la autorización de las directivas de cada entidad, se hizo un primer acercamiento con los participantes, el cual podía ser personal o por medio de una carta de presentación enviada a sus correos electrónicos, informando a cada empleado acerca del propósito del estudio, la forma de participación y la opción de responder si no deseaba recibir más información (en el caso de correo electrónico). El empleado que aceptaba participar mediante la firma del consentimiento informado recibía un nuevo correo con el vínculo al cuestionario para contestarlo vía electrónica. En los casos en que no fue posible responder por esta vía, se acordó una reunión para que los empleados lo respondieran en formato de lápiz y papel, lo cual se requirió para el 39% de la muestra (235 empleados).

Teniendo en cuenta que la recolección de los datos se realizó en un mismo momento para todas las variables y que la fuente de ellas fue la misma, es decir, los empleados, se trató de reducir la presencia de varianza por método común modificando el formato y el sentido de la escala en algunos instrumentos y el orden de medición de las variables predictoras y el criterio dentro del cuestionario, tal como lo sugieren algunos autores ( Podsakoff et al., 2003 ). También se buscó controlar dicha varianza a través del análisis factorial confirmatorio (AFC) del modelo, con y sin la inclusión de la afectividad, como se mencionó previamente.

El cuestionario estuvo integrado por los siguientes componentes y escalas:

• 1.

  Variables sociodemográficas : edad, sexo, nivel educativo, tiempo en la ocupación y tiempo de relación con el líder.

• 2.

  Liderazgo transformacional . La variable independiente se evaluó a través de la subescala de 20 ítems de liderazgo transformacional de la versión en español validada por Molero, Recio y Cuadrado (2010) del Multifactor Leadership Questionnaire (MLQ), forma 5X corta, desarrollado por Bass y Avolio (1995) . Cada ítem se puntúa en una escala de 0 a 4, y mientras mayor es el promedio más percepción de comportamientos de liderazgo transformacional del líder indica. La consistencia interna de la subescala fue de .97 1 1

  Considerando el valor tan alto de la consistencia interna de esta subescala, se calculó de manera independiente para las muestras colombiana (? = .97) y mexicana (? = .96). Como se observa, los resultados fueron muy similares.

  . Las otras subescalas que componen el instrumento, pero que no se utilizaron en este estudio, son liderazgo transaccional, liderazgo correctivo y liderazgo pasivo/evitador.

• 3.

  Confianza en el líder . La variable mediadora se midió con la subescala de confianza en la gerencia (aquí, como en otros estudios, se modificó “gerencia” por “líder”) de la Escala de Confianza Interpersonal en el Trabajo desarrollada por Cook y Wall (1980) . La subescala está compuesta por 6 ítems. Su índice de confiabilidad fue adecuado (? = .87). Los ítems se responden con una escala de 1 a 7 y el rango de puntajes va de 0 a 42. A mayor puntaje, más confianza en el líder.

• 4.

  Salud y Bienestar del empleado:

  • a.

    Síntomas de malestar . Este indicador de problemas de salud se evaluó a través de la versión española ( Álvaro, 1992 ) de la escala unidimensional del Cuestionario General de Salud ( Goldberg, 1972 ) en su versión de 12 ítems. Cada uno de los ítems es medido sobre una escala Likert de cuatro puntos. El rango de los puntajes va de 0 a 36, indicando altos puntajes mayor malestar. La utilización de este instrumento ha demostrado un alto grado de sensibilidad y especificidad para la detección de problemas psicológicos en el ámbito laboral ( Makowska, Merecz, Mo?cicka y Kolasa, 2002 ). La escala tuvo un índice de confiabilidad de ? = .84.

  • b.

    Bienestar psicológico : adaptación española de la versión corta propuesta por van Dierendonck (2004) de la Escala de Ryff (1989), compuesta por 29 ítems (Díaz et al., 2006 ). Los ítems se responden en una escala de 1 a 5 y se promedian los puntajes de los ítems correspondientes a cada dimensión. La escala consta de seis dimensiones: autoaceptación (? = .71), relaciones positivas con otras personas (?= 0.73), autonomía (? = .65), dominio del entorno (? = .58), propósito en la vida (? = .78) y crecimiento personal (? = .51). Aunque algunos de estos índices no fueron satisfactorios, la confiabilidad de la escala completa sí resultó satisfactoria (? = .89), por lo que se empleó esta escala unidimensional.

  • c.

    Satisfacción laboral . Se empleó la adaptación realizada por Paris (2008) de la escala desarrollada por Shouksmith (1990) , integrada por 10 ítems (? = .88). Por otra parte, se utilizó la adaptación al español ( Bravo, García, Peiró y Prieto, 1993 ) del Minnesota Satisfaction Questionnaire (Weiss et al., 1967 ). El instrumento adaptado consta de cinco ítems (? = .76). Dado que ambos instrumentos se responden con una escala Likert de 1 a 5, se invirtió el sentido de la escala del segundo instrumento para evitar la tendencia a responder de una misma forma como estrategia de control del sesgo por el método común. El promedio de los puntajes indica entonces, para el primer instrumento, mayor satisfacción a mayor puntaje y, para el segundo, mayor satisfacción a menor puntaje. La medición con el primer instrumento se denominará en adelante satisfacción laboral 1 y con el segundo, satisfacción laboral 2.

• 5.

  Autoeficacia en el trabajo: versión en español de Pepe et al. (2010) de la Escala de Avalone, Pepe y Porcelli (2007) (citados por Pepe et al., 2010 ) de 10 ítems que se contestan en una escala Likert de 1 a 5; mayor puntaje indica mayor percepción de autoeficacia. Aunque la prueba original consta de dos factores, voluntad de relacionarse y compromiso, el análisis factorial arrojó un solo factor con un índice de confiabilidad de ? = .83.

• 6.

  Afectividad: versión española validada por Sandín et al. (1999) del Cuestionario de Afecto Positivo y Afecto Negativo PANAS ( Watson, Clark y Tellegen, 1988 ). La prueba está compuesta por 20 ítems, 10 para afecto positivo y 10 para afecto negativo, que se responden en una escala de 1 a 5. La confiabilidad para la escala de afecto positivo fue de ? = .86 y para la de afecto negativo fue de ? = .87.

Se verificaron las escalas de medida y se controló la varianza del método común (además de los ajustes al cuestionario) utilizando AFC. Se hicieron los respectivos análisis descriptivos y de consistencia interna mediante el índice alfa de Cronbach. También se evaluó la diferencia de medias de las variables entre Colombia y México para confirmar su equivalencia para los intereses de este estudio; se llevaron a cabo análisis de regresión con cada uno de los tres indicadores de salud y bienestar para contrastar los resultados con los de estudios previos (en el caso de la satisfacción laboral) y para observar las diferencias en los resultados con cada indicador. En todos los casos se controlaron las variables demográficas y la afectividad y se realizaron los pasos sugeridos por Baron y Kenny (1986) y el test de Sobel (1982).

A continuación, se analizaron de forma conjunta y a través de ecuaciones estructurales las relaciones que se propusieron en el modelo de la investigación (ver fig. 1 ), es decir, la relación del liderazgo transformacional con problemas de salud y bienestar de los empleados, tanto directa como mediada a través de la confianza en el líder, controlando igualmente los datos sociodemográficos, la afectividad y la autoeficacia. Tanto los análisis de regresión como los de ecuaciones estructurales se realizaron con la muestra total y con la muestra de cada país de forma independiente.

En la evaluación del modelo las variables se trataron como observables debido a que se trabajó con las escalas y todos los instrumentos empleados estuvieron compuestos por una sola escala. La excepción, y por lo tanto la única variable latente incluida en el modelo, fue bienestar psicológico. Para todos los análisis se utilizó el programa SPSS Amos 21 y se evaluaron tres índices de ajuste absoluto: el chi cuadrado, el RMSEA o error cuadrado de aproximación a las raíces medias y el índice Akaike (AIC) y cuatro índices de ajuste relativo, a saber, el índice de ajuste comparativo (CFI), el índice de ajuste normado (NFI), el índice Tucker-Lewis (TLI) y el índice incremental de ajuste (IFI). Valores inferiores a .05 en el RMSEA se consideran indicadores de un buen ajuste, así como valores superiores a .90 en los índices relativos. Valores más bajos en el AIC se consideran indicador de un mejor ajuste ( Littlewood y Bernal, 2011).

Los análisis factoriales de todas las escalas confirmaron las dimensiones de las pruebas originales, con excepción de las escalas de bienestar psicológico y de autoeficacia en el trabajo. En el caso de la primera, el modelo más parsimonioso y que mejor ajuste mostró fue aquél en el que las dimensiones se trataron como variables observadas y no como variables latentes de primer orden, como se plantea en los análisis originales. La escala de autoeficacia, como se mencionó previamente, tendió hacia un solo factor con buenos índices de confiabilidad, por lo cual se decidió utilizar para el análisis esta escala de forma unidimensional. El AFC para controlar la varianza del método común comparando el modelo con y sin los factores de afecto positivo y negativo, como lo sugieren Podsakoff et al. (2003) , arrojó como resultado un mejor ajuste introduciendo estos factores. En la tabla 1 se presentan los datos descriptivos para cada una de las variables evaluadas. Como se puede apreciar, todos los resultados están por encima del punto medio en cada una de las escalas (afecto negativo, síntomas de malestar y satisfacción laboral 2 tienen la escala en dirección contraria: a más bajo el puntaje más positivo es el indicador), lo que indica la presencia de condiciones positivas para todas las variables. Al comparar las medias por país, sólo se encontraron diferencias significativas en los síntomas de malestar, de manera que la media en Colombia (12) fue más alta que en México (10.5).

Como se puede observar en la tabla 2 , todas las variables principales del estudio correlacionaron significativamente entre sí; el liderazgo transformacional presentó un puntaje de correlación especialmente alto con los indicadores de satisfacción laboral y sobre todo con la variable mediadora, confianza en el líder.

El afecto negativo y positivo también correlacionaron con todas las demás variables, y lo mismo sucedió con la autoeficacia en el trabajo, con excepción de la correlación con la satisfacción laboral 2, que fue la única no significativa.

La tabla 3 muestra los resultados de los modelos de ecuaciones estructurales dirigidos a evaluar la relación del liderazgo transformacional con los indicadores de salud y bienestar de los empleados, tanto de manera directa como mediada por la confianza en el líder, controlando las variables sociodemográficas y el afecto positivo y negativo. También se introdujo la autoeficacia en el trabajo como variable mediadora. Aunque en este estudio la satisfacción laboral se evaluó con dos indicadores, debido a que estudios previos mostraron resultados diferentes con cada uno de los instrumentos, al obtener el puntaje factorial de los dos instrumentos los ítems se agruparon de manera significativa en un solo factor de acuerdo con el coeficiente KMO y la prueba de esfericidad de Barlett. Por lo tanto, para la evaluación de los modelos se introdujo este único factor.

La evaluación de los modelos de ecuaciones estructurales confirmó los resultados de los análisis de regresión, tanto de la muestra total como de las muestras de cada país independientemente. Por lo tanto, y por asunto de espacio, se presentan solo los primeros. El modelo propuesto (M1) no se ajustó bien a los datos, por lo que se realizó un segundo modelo eliminando las trayectorias no significativas. La evaluación inicial señaló que no hay una relación directa del liderazgo transformacional con ninguno de los indicadores de salud ni con la autoeficacia. Tampoco se presentó relación de la confianza con el bienestar psicológico ni de ninguna de las variables sociodemográficas con los indicadores de salud, con excepción de la escolaridad con el bienestar psicológico. Por lo tanto, en el segundo modelo (M2) se evaluó la relación mediada del liderazgo transformacional, ahora solamente con los síntomas de malestar y la satisfacción laboral, controlando el afecto positivo para los dos indicadores y el afecto negativo solamente para el malestar psicológico, ya que la relación con la satisfacción laboral tampoco fue significativa.

El ajuste del segundo modelo mejoró considerablemente, aunque algunos índices (TLI, RMSEA) no cumplieron con el criterio de ajuste, por lo que se decidió considerar, dentro de los índices de modificación que sugiere el programa, la correlación de los errores de medición de malestar psicológico y satisfacción laboral, lo cual indicaría una fuente común de variación no explicada por las relaciones de predicción del modelo ( Tejedor, 2004 ), quedando un tercer modelo (M3) definitivo, cuya representación se puede apreciar en la figura 2 . Con el fin de establecer que el orden de las variables no era arbitrario, teniendo en cuenta el carácter transversal del estudio, se pusieron a prueba modelos alternativos cuyo ajuste no fue adecuado.

Figura 2

Modelo final y análisis de trayectorias entre las variables del estudio.

De acuerdo con este modelo, las hipótesis planteadas en la investigación se confirmaron parcialmente, en tanto la mediación de la relación entre el liderazgo transformacional y los indicadores de salud y bienestar no fue parcial sino total; además, no se presentó relación del liderazgo transformacional con el bienestar psicológico. Los coeficientes indican que, nuevamente, la relación mediada con la satisfacción laboral es más fuerte (.54) que con los síntomas de malestar (-.14), relaciones que se confirman más allá del control de la afectividad positiva y negativa, cuyo importante papel se evidencia también en el modelo, siendo incluso mayor su rol respecto a los síntomas de malestar que la relación mediada del liderazgo transformacional, como lo muestran los coeficientes con el afecto negativo (.33) y positivo (-.27). Los resultados también indican que el afecto positivo se relaciona de manera significativa con la satisfacción laboral (.30) y que su relación con la percepción de liderazgo transformacional es mayor (.37) que la que tiene el afecto negativo (-.10).

La primera hipótesis de esta investigación planteaba una asociación positiva significativa entre el estilo de liderazgo transformacional y el bienestar psicológico y la satisfacción laboral en empleados de países en desarrollo. Esta hipótesis fue confirmada parcialmente, ya que nuestros resultados mostraron dicha asociación con la satisfacción laboral pero no con el bienestar psicológico, corroborando los resultados de estudios previos, los cuales habían evaluado la relación del liderazgo transformacional solamente con el indicador de satisfacción laboral ( Braun et al., 2013; Gilstrap y Collins, 2012; Liu et al., 2010; Omar, 2011 ).

Sobre el bienestar psicológico no se encontraron estudios previos que lo evaluaran como tal en relación con el liderazgo transformacional ni con la confianza en el líder y, aunque también se considera un componente importante del bienestar del empleado ( van Horn et al., 2004 ), los resultados de este estudio no permitieron apoyar la relación de estos factores con el bienestar psicológico. En cambio, aspectos personales como la afectividad, la escolaridad y la autoeficacia en el trabajo sí resultaron decisivos en relación con este indicador. Sin embargo, es de notar que el grado de liderazgo transformacional percibido corresponde a una frecuencia de ‘a veces’, lo cual en la práctica puede implicar una falta de esfuerzo extra y motivación trascendente, características de un alto nivel de liderazgo transformacional ( Bass, 1985 ). Dado que estas últimas características probablemente estarían más asociadas con el bienestar psicológico, un mayor nivel de liderazgo transformacional percibido podría generar su relación también con este indicador. Es probable que la falta de relación del liderazgo transformacional y el bienestar psicológico en este estudio se deba a que la motivación que imprimen los jefes no sea suficiente como para inspirar a los empleados en relación con su propósito vital y menos aún entonces con uno trascendente.

La relación negativa entre el liderazgo transformacional y el malestar psicológico, indicada en la segunda hipótesis, también fue confirmada por nuestros resultados, los cuales coincidieron con los de trabajos previos en los que se utilizaron instrumentos iguales o similares a los del presente estudio, aunque en tales estudios denominaban bienestar psicológico a la ausencia de malestar (cf. Kelloway et al., 2012; Munir, Nielsen y Gomes, 2010; Nielsen, Randall, Yarker y Brenner, 2008; Nielsen, Yarker, Brenner, Randall y Borg, 2008 ). Finalmente, la tercera hipótesis de este estudio planteaba que las anteriores asociaciones estarían mediadas parcialmente por la confianza en el líder. Esta hipótesis también fue confirmada sólo en parte, ya que si bien se encontró una mediación de la confianza en el líder, tanto con la satisfacción laboral como con los síntomas de malestar, dicha mediación no fue parcial sino total. Este fue un resultado sorpresivo ya que se esperaba una mediación parcial en tanto otros mecanismos, como la autoeficacia en el trabajo, también han demostrado tener un papel mediador en la relación; sin embargo, más inesperado aún fue el hallazgo de que el liderazgo transformacional no se relacionó con la autoeficacia, por lo que no se pudo considerar esta última como un mecanismo implicado en la relación. Al respecto debe tenerse en cuenta que, a diferencia de todos los estudios previos en los cuales se evaluó y confirmó la mediación de la autoeficacia generalizada, en el presente estudio esta variable se midió de manera específica en el trabajo.

Considerando los antecedentes y los resultados obtenidos, al parecer el liderazgo transformacional tiene una relación positiva sólo con la autoeficacia general, pero no con la específica. Al respecto debe tenerse en cuenta que dentro de las fuentes, tanto de autoeficacia general como de autoeficacia en el trabajo, se encuentra la persuasión verbal ( Bandura, 1997 ), la cual forma parte importante de las acciones del líder ( Martínez y Salanova, 2006 ), sobre todo cuando la retroalimentación de la tarea (para los seguidores) no está disponible o es difícil de conseguir de manera directa ( Shea y Howell, 1999 ). Sin embargo, otros autores plantean que aspectos como la vigilancia y la reflexión sobre el propio desempeño y las claves del entorno ( Tams, 2008 ), así como la personalidad ( Sullivan, Strauser y Wong, 2012 ), predicen de manera importante la autoeficacia en el trabajo. En el caso de nuestro estudio, fueron también variables personales las que se relacionaron con este constructo. Por una parte, la edad (el grupo de edad inferior mostró significativamente menos autoeficacia en el trabajo que los otros grupos) y por otra, el bienestar psicológico, con el que presentó una correlación positiva significativa. Es posible entonces que además de estas variables personales, aspectos cognitivos centrados en el mismo empleado como la atención y reflexión respecto al propio desempeño y las claves del ambiente de trabajo ( Tams, 2008 ), que no fueron evaluados en este estudio, sean los determinantes de la autoeficacia en el trabajo y no la retroalimentación externa proveniente del jefe o supervisor.

Dado que nuestro estudio permitió confirmar que el liderazgo transformacional se encuentra asociado de manera importante a la satisfacción laboral, no hubo sustento para la sugerencia de Pillai, Scandura, et al. (1999) de que los valores culturales pudieran influir de tal forma la percepción de los comportamientos de los líderes como para que no se presentara dicha asociación. Es probable entonces que los empleados no perciban “demandas intelectuales y emocionales” ( Pillai, Scandura et al., 1999 , p. 774) de parte de sus líderes transformacionales, que les generen insatisfacción dada la gran distancia de poder que, de acuerdo con los estudios culturales, caracteriza a Colombia. Grandes demandas intelectuales y emocionales corresponden con una forma más participativa de liderazgo transformacional, por lo que es posible que en este contexto el liderazgo se manifieste de manera más directiva que participativa (cf. Bass, 1997 y Den Hartog, 2004 ), ajustándose así a la gran distancia de poder que caracteriza a nuestro país.

Al contrastar los resultados obtenidos en el presente estudio con los de aquellos que evaluaron la mediación de la confianza en el líder en la relación del liderazgo transformacional con la satisfacción laboral, los datos coincidieron en establecer esta mediación. De esta manera, se confirmó el importante papel que tiene la confianza en el líder para que el liderazgo transformacional pueda incidir sobre este indicador de bienestar afectivo, pero también sobre los síntomas de malestar. Este resultado debe interpretarse con cuidado dada la alta correlación que se obtuvo entre el liderazgo transformacional y la confianza (.80). Alta correlación entre estas variables se encontró también en algunos de los estudios previos (cf. Braun et al., 2013; Gilstrap y Collins, 2012 ) pero no así en otros, por lo que no es posible establecer con certeza la naturaleza de la relación entre las variables. La pregunta sería si la confianza es una consecuencia inherente del liderazgo transformacional o si la forma en que se están midiendo los dos constructos no permite diferenciarlos.

Discusiones teóricas tempranas en los desarrollos sobre el liderazgo transformacional han señalado la confianza en el líder como un elemento fundamental del mismo, ya sea como parte de modelos de este tipo de liderazgo ( Boal y Bryson, 1988 ) o como una condición necesaria para que este estilo sea efectivo ( Bennis y Nanus, 1985; Fairholm, 1994; Yukl, 1989a, 1989b ). Sin embargo, se esperaría que el abordaje empírico brindase una perspectiva más precisa al establecer relaciones entre constructos definidos y diferenciados. De acuerdo con Bass (1997) , el primer estudio que mostró evidencia empírica del rol mediador de la confianza en el líder fue el de Podsakoff et al. (1990) . En ese trabajo, que analizó el efecto del liderazgo transformacional sobre comportamientos ciudadanos organizacionales, la varianza de la confianza explicada por el liderazgo transformacional fue del 85%, la cual se redujo al 28% al controlar la varianza del método común. Al realizar este control en la presente investigación, la reducción fue mínima (de 80% a 75%), lo que conduce a revisar la forma en que se está conceptualizando y midiendo este constructo.

En el estudio de Podsakoff et al. (1990) , además de las dimensiones capturadas por Cook y Wall (1980) , cuyo instrumento fue el empleado para el presente estudio, se incluyeron dentro de la medición de la confianza en el líder ítems que evaluaban la lealtad de los empleados hacia su líder, lo que implica un papel más proactivo de aquellos, en lugar de solamente reaccionar frente al comportamiento de sus líderes. Además, Podsakoff et al. (1990) señalan que otras características como la dependencia del (respecto al) líder, deberían ser incluidas en la medición de la confianza. Por lo tanto, es probable que la forma en que se midió la confianza en el líder en este estudio se limitara a dimensiones que están íntimamente relacionadas con comportamientos propios del liderazgo transformacional, lo cual puede deducirse también del análisis de los ítems, cuyo contenido se aproxima en la medición de ambos constructos, por ejemplo, cuando se pregunta el acuerdo con que “se puede confiar en que mi líder tomará decisiones sensatas para el futuro de la empresa” para evaluar la confianza y cuando se pregunta la frecuencia con que el jefe “considera las consecuencias éticas y morales de sus decisiones” y “busca diferentes perspectivas a la hora de solucionar los problemas” para medir el nivel percibido de liderazgo transformacional 2 2

Aunque se encontró una relación similar entre los contenidos de otros ítems, se omite su exposición para proteger los derechos de autor del instrumento de liderazgo transformacional.