Academiejaar 2014 – 2015 Tweedekansexamenperiode
DE ONTWIKKELING VAN EEN SITUATIONEEL INSTRUMENT VOOR HET METEN VAN CONFLICTHANTERING IN TEAMS
Masterproef II neergelegd tot het behalen van de graad van Master of Science in de Psychologie, afstudeerrichting: Bedrijfspsychologie en Personeelsbeleid
Promotor:
Prof. Dr. Frederik Anseel
Begeleider:
Cédric Velghe
01004374 Frederika De Winne
Ondergetekende, Frederika De Winne, geeft toestemming tot het raadplegen van de masterproef door derden.
Voorwoord Deze masterproef is ‘de kers op de taart’ van mijn vijf jaar lange opleiding. Een opleiding waar ik met erg warme gevoelens op terugblik. Ik heb deze masterproef met vallen en opstaan doorlopen, maar ik rond deze met een positief gevoel af. Het onderwerp van deze masterproef interesseerde mij van bij aanvang, ik hoop dat u als lezer even geboeid bent als ikzelf. De realisatie van deze masterproef werd mede mogelijk gemaakt dankzij heel wat mensen, aan wie ik mijn oprechte dank wil betuigen. Zo gaat mijn dank uit naar mijn ouders, voor hun hulp bij het realiseren van deze masterproef, maar vooral voor de ondersteuning tijdens mijn gehele opleiding. Voor hun aanmoedigingen, duwtjes in de rug en klopjes op de schouder. Voor hun rotsvast geloof in mij. Daarnaast gaat ook mijn dankbaarheid uit naar mijn zus en naar mijn vriend. Voor hun morele steun, bemoedigende woorden en momenten van ontspanning. Graag zou ik ook Prof. Dr. Frederik Anseel bedanken om mij de mogelijkheid te bieden deze nieuwe test te ontwikkelen. Maar vooral en voornamelijk bedank ik mijn begeleider Cédric Velghe voor zijn deskundige begeleiding. Zijn ondersteuning, geduld, functionele en snelle feedback, kritische geest en doelmatigheid hielden mij gemotiveerd en zonder hem was deze masterproef niet mogelijk geweest. Enorm bedankt iedereen!
Frederika De Winne Loppem, 8 augustus 2015
Abstract De huidige studie beschrijft de ontwikkeling en validatie van een situationele beoordelingstest (SJT) voor conflicthantering in teams. De onderzoekers creëerden zes conflictscenario’s
met telkens
twee antwoordalternatieven, gebaseerd op
de
eendimensionale Theorie van Competitie en Coöperatie van Deutsch. Hiervoor volgden we de drie stappen van Ployhart en Ward zoals beschreven in hun hoofdstuk over SJT’s. Het instrument werd afgenomen bij 384 teamleden in heel Vlaanderen, samen met de klassieke schaal van Alper voor conflicthantering en metingen van cohesie, jobsatisfactie, welzijn en turnover intentie. We constateerden aanvaardbare interne consistentie voor het nieuwe instrument en vonden eveneens evidentie voor constructvaliditeit. Daarnaast inspecteerden we de criteriumvaliditeit van de nieuwe test aan de hand van hiërarchische regressie-analyses. De SJT voorspelde alle vier de uitkomsten cohesie, jobsatisfactie, welzijn en turnover intentie, in de lijn met vorig onderzoek. Bovendien verklaarde de test additionele variantie bovenop de schaal van Alper voor cohesie en jobsatisfactie. De situationele test bleek weliswaar voor geen van de afhankelijke variabelen een betere voorspeller te zijn dan de schaal van Alper. Enkele mogelijke verklaringen hiervoor halen we aan bij de discussiesectie van onze studie, alsook belangrijke praktische en theoretische implicaties van ons onderzoek. We concluderen dat de SJT een veelbelovende methode is voor de meting van conflicthantering in teams en in het algemeen een middel kan zijn om de validiteit van meetinstrumenten in organisaties tot een hoger niveau te tillen.
Inhoudstafel Inleiding ....................................................................................................................................... 1 Theoretisch kader conflict ......................................................................................................... 3 Theorieën en modellen van conflicthantering ........................................................................... 5 Tweedimensionaal ............................................................................................................ 5 Eendimensionaal .............................................................................................................. 8 Bestaande instrumenten van conflicthantering........................................................................ 12 Tweedimensionaal .......................................................................................................... 12 Eendimensionaal ............................................................................................................ 15 Ontwikkeling van een nieuwe schaal ...................................................................................... 17 Hypotheses .............................................................................................................................. 19 Methode...................................................................................................................................... 24 Participanten en procedure ...................................................................................................... 24 Metingen.................................................................................................................................. 25 SJT conflicthantering ..................................................................................................... 25 Schaal Alper conflicthantering ....................................................................................... 28 Cohesie ........................................................................................................................... 29 Jobsatisfactie .................................................................................................................. 29 Welzijn ........................................................................................................................... 29 Turnover intentie ............................................................................................................ 29 Analyse .................................................................................................................................... 30 Resultaten................................................................................................................................... 32 Convergente validiteit ............................................................................................................. 33 Criteriumvaliditeit ................................................................................................................... 33 Discussie ..................................................................................................................................... 39 Bespreking resultaten .............................................................................................................. 40 Beperkingen en suggesties voor toekomstig onderzoek .......................................................... 43 Implicaties ............................................................................................................................... 45 Theoretisch ..................................................................................................................... 45 Praktisch ......................................................................................................................... 46 Conclusie .................................................................................................................................... 47 Referenties ................................................................................................................................. 48
Inleiding Conflicten binnen teams of werkgroepen zijn wijdverspreid binnen organisaties, en hebben maladaptieve gevolgen voor organisatorische uitkomsten (De Dreu, 2008). Teamwork speelt in een toenemende mate een centrale rol in organisaties, en het minimaliseren van de negatieve effecten van conflicten in teams wint daarbij aan belang (Cohen & Ledford, 1994; Ilgen, 1999; Lovelace, Shapiro, & Weingart, 2001). Aangezien conflict het succes van een organisatie en het welzijn van haar medewerkers bedreigt, ontstond al snel aandacht voor de manier waarop conflicten worden gemanaged en tellen we vandaag enorm veel onderzoek naar conflicthanteringsstijlen (Aritzeta, Ayestaran, & Swailes, 2005; Boonsathorn, 2007; Boros, Meslec, Curseu, & Emons, 2010; Chen, Liu, & Tjosvold, 2005). Hieruit groeiden heel wat verschillende theorieën en modellen rond conflictmanagement en conflicthanteringsstijlen, met als bekendste het tweedimensionaal raamwerk van Blake en Mouton (1964). Ook de eendimensionale aanpak met de coöperatie- versus competitiestijlen van Deutsch (1949) en later Tjosvold (1998) maakte opgang. Hierbij aansluitend ontwierp men ook diverse instrumenten om deze conflicthanteringsstijlen bij individuen en binnen groepen in kaart te brengen. Een betrouwbare en valide diagnose van hoe conflicten binnen een team op een gegeven moment worden benaderd, kan immers een goed vertrekpunt zijn voor het toepassen van acties om dit team naar een effectiever en adaptiever niveau van conflicthantering te begeleiden. Deze instrumenten kennen echter een aantal beperkingen die volgens ons een betrouwbare weergave van hoe een team conflicten in werkelijkheid oplost in zekere mate verhinderen. De belangrijkste tekortkoming die wij identificeren is dat deze Likertschalen de context weinig in rekening brengen, niettegenstaande onderzoekers poneren dat de keuze voor een bepaalde conflicthanteringsstijl wordt gedetermineerd door de waarschijnlijkheid dat die stijl succesvol zal zijn in een gegeven situatie (Hocker en Wilmot, 1991; Pruitt en Rubin, 1986; Rahim, 1992). Likert-schalen nodigen mensen uit om een algemene beoordeling te maken van hoe men zelf of als groep conflicten doorgaans oplost, wat de resultaten van de bevraging kan vertekenen. Doordat Likertschalen niet verwijzen naar concrete situaties, is het bovendien ook moeilijk voor de respondenten om zich deze voor te stellen en een beschouwing te maken over verschillende types conflictsituaties heen. Aldus wordt de beoordeling door de respondent
1
mogelijk vertekend door de eerste conflictsituatie die hij of zij zich voor de geest kan halen of door een algemene positieve of negatieve beoordeling van het team waarvan hij of zij deel uitmaakt. Zo zullen de leden van een team waarbinnen een sterke cohesie heerst mogelijk milder zijn in de beoordeling van conflicthantering binnen het team. In deze studie exploreren we de mogelijkheden voor een meer situationele meting van conflicthantering binnen teams aan de hand van de ontwikkeling van een simulatietest. Dit doen we analoog met Situational Judgement Tests (SJT) die voor selectie- en assessment doeleinden ingezet worden. Via interviews zullen we aan de hand van de kritische incidenten-methodiek reële voorbeelden verzamelen van typische conflictsituaties die zich voordoen binnen teams. Deze kritische incidenten zullen we omzetten in cases die we zullen voorleggen aan de leden van een team. Elk teamlid wordt hierbij afzonderlijk uitgenodigd om zich in te beelden dat deze situatie zich voordoet binnen zijn of haar team. Bij een set van mogelijke reacties moet elk teamlid vervolgens aangeven hoe waarschijnlijk het is dat zijn of haar team op dergelijke manier zou omgaan met het conflict. Het type conflicthantering dat het teamlid gemiddeld als het meest waarschijnlijk aanduidt zal volgens ons informatieve en valide informatie geven over de mate en aard van conflicthantering binnen een team. We willen met dit onderzoek een bijdrage leveren aan de literatuur rond conflict en conflictmanagement binnen teams, door een meer situationele test te ontwikkelen en te valideren. We willen aantonen dat deze test additionele variantie verklaart in belangrijke teamuitkomsten bovenop de bestaande metingen voor conflicthantering. Deze studie biedt ten slotte ook een praktische bijdrage, namelijk de ontwikkeling van een nieuw instrument voor conflictmanagementstijlen dat binnen trainingsinitiatieven kan worden ingezet. In hetgeen volgt geven we een overzicht van de bestaande literatuur over conflict en
conflicthantering.
Hierbij
halen
we
de
verschillende
taxonomieën
van
conflictmanagementstijlen aan, waaruit wij één zullen selecteren die ons het meest geschikt lijkt om ons instrument op te baseren. De redenen hiertoe zullen in dit onderdeel ook uiteengezet worden. Daarna bekijken we enkele instrumenten die reeds ontwikkeld werden om de verschillende stijlen te identificeren. Aansluitend bespreken we enkele beperkingen van die meetinstrumenten waar wij met onze studie een antwoord op willen bieden. We eindigen met een uiteenzetting over de ontwikkeling van ons nieuwe
2
instrument en leggen uit hoe dit instrument een oplossing kan bieden op eerder besproken tekortkomingen bij reeds bestaande instrumenten. Aansluitend stellen we enkele hypotheses voorop. Theoretisch kader conflict In het algemeen zijn onderzoekers het er over eens dat conflict zich onoverkomelijk en op een natuurlijke manier voordoet wanneer mensen samenwerken om een uitkomst te bereiken. Hierbij wordt conflict gedefinieerd als “a process in which one party perceives that its interests are being opposed or negatively affected by another party” (Wall & Callister, 1995, p. 517). Deze partijen kunnen individuen, groepen, organisaties en zelfs naties zijn. Gezien wij ons in dit onderzoek focussen op conflict in teams, halen we de definitie van teamconflict van Deutsch (1973) aan: “incompatible activities where team members, at least temporarily, interfere with and obstruct each other’s behavior”. Traditioneel werd conflict als een negatieve kracht beschouwd die schadelijk kan zijn voor de organisatie en vermeden moet worden (Argyris, 1962; Blake & Mouton, 1984; Pondy, 1967). Discussies tussen groepsleden werden verondersteld tijd en energie te verspillen en de effectiviteit van het team teniet te doen door de betrokkenheid van groepsleden te ondermijnen (Argyris, 1962; Blake & Mouton, 1984; Pondy, 1967). Spector en Jex (1998) verzamelden de bevindingen van dertien steekproeven die samen meer dan 3000 werknemers onderzochten. Hun meta-analyse toonde een matige en positieve correlatie tussen conflict op het werk en psychosomatische klachten. Anderen stelden gelijkaardige correlaties vast tussen conflict en negatieve uitkomsten, namelijk angst en frustratie, fysieke klachten en burn-out, jobontevredenheid en contraproductief werkgedrag (De Dreu, van Dierendonck, & Maria, 2004; Penney & Spector, 2005). Parallel begonnen onderzoekers een meer positieve kijk op teamconflict aan te nemen en men bestudeerde de voorbije decennia eveneens de positieve gevolgen van conflicten op de werkvloer. Hierbij differentieerde men tussen verschillende soorten conflict om te verklaren waarom conflicten zowel positieve als negatieve effecten konden uitlokken. Oorspronkelijk onderscheidde men taakconflicten en relationele conflicten (Amason, 1996; Jehn, 1994), later werden procesconflicten daaraan toegevoegd (Jehn,
3
Northcraft, & Neale, 1999). Taakconflicten omvatten meningsverschillen tussen leden over de inhoud of de uitkomsten van een taak, te wijten aan verschillende standpunten, opinies en ideeën, en worden in het gros van de literatuur met positieve effecten geassocieerd.
Deze
conflicten
kunnen
bijvoorbeeld
innovatie
faciliteren
en
besluitvorming bevorderen, omdat taakconflicten ervoor zorgen dat mensen kritischer gaan denken bij confrontatie met andere ideeën (Amason, 1996; Jehn, 1994; Tjosvold, 2008). Relationele conflicten daarentegen handelen eerder over niet-taakgerelateerde, persoonlijke aspecten. Bijvoorbeeld wrijvingen omwille van persoonlijkheden die botsen, tegenstrijdige waarden en normen enzovoort. Ze zijn heel persoonlijk en worden vooral met negatieve uitkomsten geassocieerd zoals verhinderde groepscreativiteit en –prestatie (Brief & Weiss, 2002; Farh, Lee, & Farh, 2010; Jehn, 1994). Procesconflicten ten slotte handelen over de manier waarop taken aangepakt worden, de uitvoering van strategieën en de verdeling van verantwoordelijkheden (Jehn & Bendersky, 2003). Onderzoek toonde eveneens een overwegend negatieve associatie met groepsuitkomsten zoals innovatie, klantgerichtheid en de leefbaarheid van teams (Jehn & Bendersky, 2003; Jehn, Greer, Levine, & Szulanski, 2008; Matsuo, 2006; Vodosek, 2007). In de literatuur betreffende de verscheidene types van conflict is er echter eveneens sprake van tegenstrijdigheden. Zo zouden procesconflicten ook positief kunnen zijn omdat, door discussies over verantwoordelijkheden en de manier van werken, bepaalde processen, taken en regels opnieuw geëvalueerd worden. Dit zou de groepsprestaties zodoende kunnen bevorderen (Jehn & Mannix, 2001). Taakconflicten zouden dan weer negatieve uitkomsten kunnen genereren zoals rumineren en aansluitend verhoogde stress, alsook verminderde groepsprestatie (Carnevale & Probst, 1998; Dijkstra, van Dierendonck, & Evers, 2005). De negatieve effecten van relationele conflicten ten slotte zouden kunnen gereduceerd worden onder bepaalde omstandigheden (Rispens, Greer, Jehn, & Thatcher, 2011). Zo hebben ze een minder negatieve impact wanneer teamleden minder openlijk hun emoties uiten bij relationele conflicten (Jehn et al., 2008). Om voorgaande tegenstrijdige bevindingen over de adaptieve en maladaptieve effecten van de verschillende types teamconflict te verklaren, werd in de literatuur rond conflict veel aandacht besteed aan mogelijke moderatie-effecten. Een piste die menig onderzoeker hierbij aanneemt is die van conflicthantering. Niet alleen het soort conflict
4
is van belang in het voorspellen van teamuitkomsten, maar ook de manier waarop met die conflicten wordt omgegaan. Vanuit dit uitgangspunt werkte men verscheidene theorieën en modellen uit die conflicthantering en de verschillende stijlen van conflictmanagement proberen te vatten. Daarbij aansluitend zullen we hieronder het onderscheid maken tussen tweedimensionale en eendimensionale modellen.
Theorieën en modellen van conflicthantering Tweedimensionaal. Onder die theorieën en modellen is het meest gekende model dat van Blake en Mouton (1964) die een tweedimensionaal rooster presenteren om de manieren te classificeren waarop individuen omgaan met interpersoonlijk conflict. Ze bekijken conflicthantering aldus op het individuele niveau. Hiervoor richtten ze zich initieel tot een populatie van managers, later breidden ze hun ideeën uit naar de algemene populatie. De twee dimensies gaan over de mate waarin individuen hoge of lage bezorgdheid tonen voor enerzijds productie (‘concern for production’) en anderzijds voor mensen (‘concern for people’). Bezorgdheid voor productie is volgens hen de mate waarin de leidinggevende
concrete
doelstellingen,
organisatorische
efficiëntie
en
hoge
productiviteit benadrukt wanneer hij moet beslissen hoe een taak het best wordt uitgevoerd. Bezorgdheid voor mensen is de mate waarin de leidinggevende hierbij aandacht heeft voor de behoeften van teamleden, voor hun interesses en persoonlijke ontwikkeling. Volgens Blake en Mouton hebben individuen zodoende twee primaire motivaties wat betreft interpersoonlijk conflict; ‘bezorgdheid om productie’ enerzijds gaat om het verlangen de eigen doelen te bereiken en bij ‘bezorgdheid om mensen’ anderzijds staat de wens om interpersoonlijke relaties te behouden voorop. Wanneer deze twee bezorgdheden geprojecteerd worden op het ‘Managerial Grid’ bekomen we vijf stijlen om conflict aan te pakken (zie Figuur 1). Elke stijl is een combinatie van een hoge of lage score op ‘concern for production’ en een hoge of lage score op ‘concern for people’. Iemand die in hoge mate bezorgd is om mensen en in lage mate om productie valt onder de conflicthanteringsstijl ‘toegeven’. Deze individuen kiezen ervoor om hun eigen wil niet door te drukken omdat ze een goede relatie met de ander willen behouden. Aan de overzijde van het rooster bevinden zich mensen die meer bezorgd zijn over het
5
halen van productiedoelen en het daarbij niet laten om de wensen van anderen te ontzeggen; zij hanteren de forcerende stijl van conflictoplossing. Anderen hechten veel waarde aan zowel mensen als productie en streven naar win-win situaties. Dit soort conflicthanteringsgedrag valt onder de probleemoplossende stijl. Daar tegenover staan individuen die noch in het behalen van productiedoelen noch in het onderhouden van relaties geïnteresseerd zijn, waarmee ze de stijl van ‘vermijden’ demonsteren. Ten slotte is er nog de conflictmanagementstijl ‘compromis zoeken’. Mensen die hieronder vallen, zijn geneigd om toe te geven op beide vlakken - doelen en relaties - om conflicten op te lossen. “Once these basic styles are understood, predictions can be made for each how an individual operating under that style is likely to handle conflict and resolution” (Blake & Mouton, 1970, p. 419). Veel andere modellen met een focus op individuele conflicthantering zijn gebaseerd op de twee dimensionele assen van Blake en Mouton, waarbij deze wel vaak anders gedefinieerd zijn. De meeste conflictmanagementmodellen hanteren een variatie van ‘zorg voor ander’ (‘concern for other’) en ‘zorg voor zelf’ (‘concern for self’). In het model van Thomas (1976) zijn de intenties van conflicthantering beschreven als individuele oriëntaties op twee dimensies, namelijk assertiviteit en coöperatie. Assertiviteit wordt gedefinieerd als de hoeveelheid zorg voor de eigen belangen terwijl coöperatief gedrag de zorg voor de belangen van de ander benadrukt. Uit deze twee dimensies zijn vijf intenties af te leiden: collaboreren, vermijden, aanpassen, compromis zoeken en competitie. Deze vallen min of meer samen met de strategieën van het model van Blake en Mouton. Pruitt (1983) baseerde zich eveneens op twee dimensies, zijnde ‘bezorgdheid om de eigen uitkomsten’ en bezorgdheid om de uitkomsten van de ander’. Hij beschrijft, in tegenstelling tot de meeste anderen, slechts vier stijlen: toegeven, probleem oplossen, inactiviteit en wedijveren. Bij hem komt compromis zoeken dus niet aan bod. Ook Rahim (1983, 1986, 1995) doet beroep op de twee dimensies van Blake en Mouton. Hij beschrijft deze dimensies als de motivaties van het individu tijdens het conflict, namelijk ‘zorg voor zelf’ en ‘zorg voor de ander’. Hierbij moet opgemerkt worden dat Rahim deze intenties niet als vast beschouwt, maar als veranderlijke variabelen afhankelijk van de situatie waarin het conflict zich voordoet. Uit Blake en Mouton (1964) en Thomas (1976) evolueerde het Tweevoudig Zorgmodel (Dual Concern Model) (Pruitt & Rubin, 1986) dat conflicthanteringsgedrag voorspelt op basis van de
6
mate waarin een persoon hoge of lage bezorgdheid heeft over zijn of haar eigen uitkomsten of die van de andere partij. De resulterende stijlen daar zijn integrating, obliging, dominating, avoiding en compromising. Het model van Van de Vliert (1997) is gedestilleerd uit bovenstaande Tweevoudige Zorgmodellen van Thomas en Pruitt. Van de Vliert spreekt over vijf manieren om met conflict om te gaan, namelijk vermijden, forceren, probleem oplossen, compromis zoeken en toegeven.
Figuur 1. Deze figuur is gebaseerd op de samenvatting van (Sorenson, Morse, & Savage, 1999) van de twee dimensionale modellen van Hall (1969), Pruitt (1983), Rahim (1983) en Thomas (1976) + toevoeging van het model van Blake en Mouton (1964) en Van de Vliert (1997a).
Doorheen de jaren hebben veel onderzoekers zich dus gebaseerd op deze tweedimensionale benadering waarbij sommigen onder hen de dimensies en strategieën andere benamingen hebben gegeven. ‘Zorg voor productie’ wordt zoals vermeld soms gelabeld als ‘zorg voor zelf’ (Rahim, 1983), ‘weerstand tegen concessie’ (Carnevale & Pruitt, 1992), ‘het streven van de partij naar eigen belang’ (Thomas, 1974) of ‘zorg voor persoonlijke doelen’ (Hall, 1969). ‘Bezorgdheid voor mensen’ wordt dan weer vaak beschreven als ‘zorg voor anderen’ (Rahim, 1983), ‘streven van de partij om de behoeften
7
van anderen te vervullen’ (Thomas, 1974) en ‘zorg voor relaties’ (Hall, 1969). De gebruikte labels of de manieren waarop deze dimensies geoperationaliseerd worden blijken hun effecten echter niet te beïnvloeden (De Dreu, Weingart, & Kwon, 2000). In alle gevallen geldt dat een combinatie van twee scores op de twee dimensies de verschillende resulterende conflicthanteringsstijlen bepaalt. Deze tweedimensionale aanpak kent grote ondersteuning in de literatuur (Chanin & Schneer, 1984; Goodwin, 2002; King & Miles, 1990; Lee, 1990). Zo werd het Tweevoudig Zorgmodel veelvuldig teruggevonden in veldstudies in organisaties (Blake & Mouton, 1964; Thomas, 1992; Van de Vliert, 1997) alsook in experimenteel onderzoek in laboratoria (Carnevale en Pruitt, 1992; De Dreu et al., 2000). Bijgevolg biedt de theorie een
stevige
basis
voor
de
ontwikkeling
van
instrumenten
om
conflicthanteringsstrategieën op het werk te beoordelen (De Dreu, Evers, Beersma, Kluwer, & Nauta, 2001).
Eendimensionaal. Een andere theoretische benadering van conflictmanagement is eendimensionaal en berust op de Theorie van Coöperatie en Competitie (Theory of Cooperation and Competition) van Deutsch (1973). Hij stelt dat de manier waarop individuen hun eigen doelen percipiëren ten aanzien van de doelen van hun tegenspelers hun verwachtingen, attitudes, interacties, oplossingsmethodes en zelfs productiviteit kunnen bepalen. Doelstellingen kunnen volgens hem coöperatief, competitief en onafhankelijk van elkaar worden beschouwd. Bij coöperatie geloven individuen dat hun eigen doelen positief zijn gelinkt aan die van hun opponenten, in die zin dat, wanneer de ene partij progressie maakt richting het doel, de andere partij dat ook doet. Men gaat het doel als een gemeenschappelijk probleem beschouwen dat samenwerking en een gezamenlijke oplossing vereist. Anderzijds kan het ook zijn dat individuen doelen als tegenstrijdig beschouwen, zoals het geval is bij competitie. In deze situatie zal men zich voorhouden dat de doelen van de twee partijen negatief gerelateerd zijn en dat het succes van de andere partij ertoe leidt dat de eigen partij verder van de eigen doelen komt te staan. Men beoordeelt de situatie dus als een win-lose scenario en heeft het gevoel beter af te zijn wanneer anderen ineffectief handelen. Onafhankelijkheid vindt plaats wanneer mensen geloven dat hun doelen en de doelen van de tegenpartij niet gerelateerd zijn. Het bereiken
8
van het doel door de ene partij helpt noch hindert het bereiken van het doel van de andere partij. Deutsch (1973) meende dat deze theorie van coöperatie en competitie een goede invalshoek kon zijn om conflict beter te begrijpen. Hierbij definieerde hij conflict als “incompatible activities, where one person is interfering, obstructing, or in other ways making the behavior of another less effective”. Deutsch stelde dat naargelang conflicten op een coöperatieve of competitieve manier worden benaderd, dit de dynamieken en de uitkomsten ervan kan beïnvloeden. Op de coöperatie-competitie dimensie bevindt coöperatie zich aan de ene kant van het continuüm, en competitie aan het andere uiteinde. Individuen die coöperatieve doelen benadrukken, begrijpen dat ze hun eigen belangen kunnen nastreven en op hetzelfde moment die van anderen. Dit uit zich in effectieve communicatie, vriendelijkheid, hulpvaardigheid, respect en vertrouwen, coördinatie van inspanningen, efficiënte taakverdeling, rustige discussies, bereidheid om de macht van de tegenpartij te versterken en hogere productiviteit. Individuen kunnen echter ook hun competitieve belangen benadrukken. Dit leidt mogelijk tot vertekende communicatie, inflexibiliteit, sabotage, wantrouwen, herhaalde intense en kortzichtige discussies, gebrek aan taakverdeling en het opleggen van een oplossing (Alper, Tjosvold, & Law, 2000). Studies hebben deze coöperatieve-competitieve conflictbenadering uitgebreid naar organisatorische settingen (Alper et al., 2000; Barker, Tjosvold, & Andrews, 1988). In deze studies werden de coöperatieve en competitieve managementstijlen empirisch bevestigd en constateerde men effecten van beide. Teams die beroep deden op de coöperatieve conflicthanteringsstijl geloofden meer in hun eigen mogelijkheden om met conflict om te gaan en waren hier ook effectief beter in, wat bijdroeg tot de algemene teamprestatie. Competitief gerichte teams daarentegen waren minder effectief en de groepsprestatie lag lager (Alper et al., 2000). Algemeen stelt de empirische literatuur dat coöperatieve managementstijlen positieve teamuitkomsten genereren en dat een competitieve stijl net leidt tot conflictescalatie en negatieve resultaten (Alper et al., 2000). Veel onderzoekers hebben deze twee conflicthanteringsstijlen overgenomen en teruggevonden (Alper et al., 2000; Barker et al., 1988; De Dreu, 2008; Somech, 2008; Tjosvold, 1998; Zhang, Cao, & Tjosvold, 2011). Anderen voegden een derde stijl toe, namelijk de vermijdende stijl van conflicthantering, die zich ergens tussen coöperatie en competitie op het continuüm zou bevinden (Chen et al., 2005; O'Neill, Allen, & Hastings,
9
2013). Chen, Liu, en Tjosvold (2005) beschouwen vermijden als de poging om conflicten te sussen en discussie zoveel mogelijk te beperken. Individuen die deze stijl hanteren, zijn van mening dat er niet openlijk over problemen moet worden gediscussieerd en dat deze niet openlijk moeten worden aangepakt (Tjosvold, Law, & Sun, 2006).
Er zijn dus heel wat alternatieve conceptualisaties en classificaties van conflictmanagementgedrag. Er zijn taxonomieën ontwikkeld gebaseerd op een eendimensionale aanpak van coöperatie versus competitie stijlen (Deutsch, 1949; Tjosvold, 1998), gebaseerd op een tweedimensionale aanpak betreffende vier stijlen van conflictmanagement (Pruitt, 1983), een tweedimensionale aanpak met vijf stijlen (Rahim & Bonoma, 1979) en zelfs een driedimensionaal model over bewegen in de richting van iets, weg van iets, en tegen iets in (Horney, 1945). Dit laatste model bespreken we niet verder in deze studie. De daaruit voortkomende verwarring en discussie over de meest geschikte classificatie en labeling van de onderliggende dimensies van conflictgedrag leidden Van de Vliert en Euwema (1994) er toe een metataxonomie te ontwikkelen. Zij verdeelden de vijf stijlen van Blake en Mouton onder in twee hogere orde categorieën: aangenaamheid en activiteit. De dimensie activiteit beschrijft “the extent to which conflict behaviors make a responsive and direct rather than inert and undirect impression” (Van der Vliert & Euwema, 1994, p. 676). De dimensie aangenaamheid beschrijft “the extent to which conflict behaviors make a pleasant and relaxed rather than unpleasant en strainful impression” (Van der Vliert & Euwema, 1994, p. 676). Teams die actief conflictmanagement toepassen, discussiëren openlijk over meningsverschillen, wisselen informatie uit om problemen gezamenlijk op te lossen en proberen intensief hun eigen standpunten door te drijven bij onenigheden. Teams die net laag scoren op de dimensie activiteit zullen zich aanpassen aan de wensen van de ander en in het algemeen openlijke discussie vermijden. Aangenaam conflictmanagement typeert zich door het proberen tevreden stellen van alle teamleden en het integreren van alle ideeën. Teams die laag scoren op aangenaamheid daarentegen zullen proberen hun eigen ideeën geaccepteerd te krijgen door invloed uit te oefenen en vermijden mogelijk alle onenigheden (Aritzeta & Balluerka, 2006). Deze metataxonomie werd eveneens empirisch bevestigd door latere studies (DeChurch & Marks, 2001; Vandevliert & Euwema, 1994).
10
Het is belangrijk op te merken dat conflicthanteringsstijlen bepaald worden door zowel individuele kenmerken als door kenmerken van de situatie. Individuele karakteristieken die deze dimensie(s) mogelijk beïnvloeden zijn onder andere machtsmotivatie, sociale waardeoriëntatie en de behoefte aan verbondenheid (De Dreu et al., 2000). Externe invloeden die een impact kunnen hebben zijn beloningen, tijdsdruk, niveau van aspiratie en focus op macht (De Dreu et al., 2000). We gaan hier in deze studie niet
verder
op
in,
maar
het
is
wel
belangrijk
te
onthouden
dat
conflictmanagementstrategieën afspiegelingen zijn van zowel de persoon als de situatie en dat conflictmanagement op zich geen persoonlijkheidskarakteristiek is (De Dreu & Beersma, 2005). Het feit dat conflictmanagement het resultaat is van zowel individuele verschillen als de context wil niet noodzakelijk zeggen dat conflictmanagement heel onstabiel is binnen bepaalde werksettingen of teams (De Dreu et al., 2001). Conflicthanteringstijlen blijven immers relatief stabiel doorheen de tijd. Daarnaast kan conflictmanagement op individueel niveau worden bekeken, namelijk de eigen voorkeursstijl voor het omgaan met conflicten, maar ook op groepsniveau. Individuen op de werkplaats zijn immers bijna altijd genest in groepen of teams. Mogelijk heeft de mate waarin leden van een team dezelfde dan wel verschillende conflicthanteringsstrategieën prefereren een impact op de uitkomsten van dat team (Park & Park, 2008). In ons onderzoek zullen we beroep doen op de eendimensionale taxonomie van coöperatie en competitie (Deutsch, 1949; Tjosvold, 1998). Deze beslissing berust op een aantal argumenten die voor ons doorslaggevend zijn om ons instrument op deze twee conflicthanteringsstijlen te baseren. Drie argumenten vinden we ook terug bij Somech (2008). Allereerst richten wij ons in deze studie op conflict in teams en gaan we na wat de effecten zijn van conflicthantering op teamniveau. Het Tweevoudig Zorg Model is voor deze context dus niet zo geschikt gezien deze de individuele onderliggende motivatie van conflictmanagementstrategieën benadrukt. De benadering van Tjosvold (1998) daarentegen beklemtoont individuele cognities over de doelen van de andere partij, namelijk of die gemeenschappelijk dan wel tegenstrijdig zijn met de eigen doelen. Het individu wordt dus bekeken in relatie tot andere partijen en in ons geval tot het team. Bijgevolg is deze aanpak geschikter om teams te bestuderen. Een tweede argument is dat studies die Tjosvolds benadering overgenomen hebben het belang benadrukt hebben van contextuele cues bij het bekomen van de gekozen conflicthanteringsstijl (Tjosvold, Hui,
11
& Yu, 2003). Dit zal een heel belangrijke factor blijken bij de ontwikkeling van het nieuw instrument. Een derde argument is het feit dat deze benadering met slechts twee conflictmanagementstijlen een stuk spaarzamer is, hetgeen de ontwikkeling van het instrument zal bevorderen. Ten slotte stelden Aritzeta en Balluerka (2006) dat coöperatie en competitie bekeken kunnen worden als kerndimensies waar de overige taxonomieën op berusten. Volgens hen zijn coöperatie en competitie immers direct gelinkt aan de dimensies aangenaamheid en activiteit van de metataxonomie van Van de Vliert en Euwema (1994).
Bestaande instrumenten van conflicthantering Op basis van voorgaande taxonomieën zijn een aantal instrumenten ontwikkeld om de verschillende conflictmanagementstijlen te meten. Nochtans hebben de bestaande meetinstrumenten naar onze mening beperkingen die er vermoedelijk toe leiden dat de verschillende stijlen niet optimaal kunnen gemeten worden. Opnieuw zullen we bij het bespreken van bestaande instrumenten en hun restricties een onderscheid maken tussen de eendimensionale en tweedimensionale benadering van conflictmanagement. Tweedimensionaal. De theorie van Blake en Mouton vormde de basis voor de ontwikkeling van enkele instrumenten voor het meten van conflicthantering. De vier meest prominente instrumenten zijn Halls (1969) Conflict Management Survey (CMS), de Management-ofDifferences Exercise (MODE) van Thomas en Kilmann (1974), de Rahim Organizational Conflict Inventory II (ROCI-II) van Rahim (1983) en als laatste de Dutch Test for Conflict Handling (DUTCH) van Van de Vliert (1997). De naamgeving van elk van de stijlen varieert over de verschillende instrumenten, maar desondanks blijken de algemene principes van het rooster (bezorgdheden over mensen versus productie) en de basisbeschrijvingen van de stijlen heel gelijkaardig (Holt & DeVore, 2005). De MODE is een paarsgewijze vergelijkingsmethode (gedwongen keuze), in tegenstelling tot de andere drie methodes die gebruik maken van Likert-schalen.
12
De
Conflict
Management
Survey
(CSM)
van
Hall
(1969)
is
een
zelfbeoordelingsinstrument en werd voor het eerst gepubliceerd in 1969. Een revisie werd uitgebracht in 1973 en in 1986. Het instrument werd ontworpen om de voorkeur te meten voor vijf conflicthanteringsstijlen in verschillende contexten. Hall ging er immers van uit dat voorkeurgedragingen afhankelijk waren van de context. Zo bestaat de CSM uit telkens drie statements voor de persoonlijke, interpersoonlijke, kleine groep en tussengroep context waarbij deze twaalf statements samen een algemeen profiel representeren. Een voorbeeld van een statement dat een interpersoonlijk conflict beschrijft, is het volgende: “In some interpersonal arrangements, one of the parties is obviously more powerful and possesses greater authority – a parent and children, or a manager and subordinates. When you are the one with greater power, how are you inclined to handle the situation?”. Vijf mogelijke responssituaties representeren vervolgens de vijf mogelijke voorkeursstijlen. Elk van die vijf reacties wordt gescoord op een 10-punt Likert-schaal. Pamela ShockleyZalabak (1998) stelde in een analyse en evaluatie van de Conflict Management Survey dat het in rekening brengen van de situatie in het instrument uniek is voor de CSM en het instrument van andere schalen die conflicthanteringsstijlen meten onderscheidt. Daarnaast bleek ook dat de CSM omvattender was wat betreft inhoud en context, wat leidde tot grotere tevredenheid bij de participanten. Wel bleek dat de interpretatie gecompliceerder en tijdsintensiever was dan bij andere instrumenten (zoals de MODE). Daarenboven werd in het artikel besloten dat het instrument best gebruikt werd als een vaststelling van voorkeursstijlen en niet geïnterpreteerd zou mogen worden als een sterke voorspeller van werkelijke gedragskeuzes in specifieke omstandigheden gezien daar nog geen onderzoek naar gedaan was. Ten slotte bleek dat de psychometrische testen zoals gerapporteerd door Hall vaak tegengesproken werden in studies van andere onderzoekers.
De Management-of-Differences Exercise (MODE) van Thomas en Kilmann (1974) is eveneens ontwikkeld op basis van het theoretisch raamwerk van Blake en Mouton (1964). Het instrument polst naar vijf conflicthanteringsstijlen, namelijk collaboreren, compromis sluiten, wedijveren, accommoderen en vermijden, en bestaat uit dertig itemparen. Voor elk paar moet de respondent kiezen tussen twee items die elk een andere managementstijl representeren waarbij elke hanteringstijl drie keer met elk van de vier andere stijlen wordt vergeleken. Een voorbeeld van dergelijk itempaar is de keuze
13
tussen “I try to find a compromise situation” en “I attempt to deal with all of his and mine concerns”. De score van een individu op een gegeven managementstijl wordt dan bepaald door het aantal keer dat deze persoon statements geselecteerd heeft die deze stijlen reflecteren. Positieve kenmerken van de MODE zijn de sterke beperking van sociale wenselijkheid en responsbias (Daly, Lee, Soutar, & Rasmi, 2010). Dit instrument wordt eveneens sterk gewaardeerd door trainers omwille van het gebruiksgemak in het blootleggen van individuele verschillen in manieren van conflict management (Womack, 1988). Het grootste nadeel van de MODE is dat het ipsatieve data produceert. Dit vormt een sterke beperking voor de soorten statistische analyses die onderzoekers kunnen gebruiken. Zodoende is het design vanuit onderzoekstandpunt niet optimaal. De MODE is daarnaast ook een forced-choice instrument, zoals eerder vermeld, waardoor het niet mogelijk is om even hoog of laag te scoren op de verschillende stijlen. Bij testen gebaseerd op Likert-items is dit niet het geval wat zorgt voor een grotere flexibiliteit die beter de werkelijke voorkeursstijlen van de individuen kan weerspiegelen (Womack, 1988).
De Rahim Organizational Conflict Inventory II (ROCI-II) van Rahim (1983) is het meest gebruikte instrument voor het meten van conflicthantering. Het meet vijf conflicthanteringsstijlen, opnieuw gebaseerd op het Tweevoudig Zorg Model, aan de hand van 28 items. Hierbij wordt gebruik gemaakt van 5-punt Likert-schalen waarmee respondenten moeten aanduiden in welke mate een statement van toepassing is op hen, gaande van ‘bijna altijd waar’ tot ‘bijna nooit waar’. Een voorbeelditem is “I usually propose a middle ground for breaking deadlocks”. Dit instrument werd zorgvuldig ontwikkeld en gevalideerd op basis van een steekproef van 1219 managers. Dit is dan ook één van de sterktes van het instrument. Daarnaast doet het beroep op een Likert-schaal wat voor respondenten een vertrouwde beoordelingsmaat is -, bestaat het in verschillende vormen voor conflictsituaties met collega’s, bovengeschikten en ondergeschikten, en worden in sommige situaties de vijf stijlen empirisch teruggevonden (Daly et al., 2010). Enkele nadelen zijn het feit dat de verwachte vijf stijlen soms niet teruggevonden werden, wat vooral het geval was buiten manager populaties (Cann, Norman, Welbourne, & Calhoun, 2008), en vertekening door schaalgebruik, zoals dat vaak het geval is wanneer Likert-schalen gebruikt worden bij het meten van trade-offs (Daly et al., 2010).
14
De Dutch Test for Conflict Handling (DUTCH) is een recenter instrument om conflictmanagementstijlen te meten (Euwema & Van de Vliert, 1990). Het kent gelijkenissen met de ROCI-II, maar is korter (20 in tegenstelling tot 28 items) en specifieert geen contextuele relatie. Doordat de hiërarchische relatie tussen conflictpartijen onbepaald blijft, heeft de onderzoeker wel meer flexibiliteit op vlak van toepassingsmogelijkheden (De Dreu et al., 2001). Ook hier moet de respondent op een 5punt Likert-schaal aantonen in welke mate een statement van toepassing is op hem/haar. Een voorbeeld van dergelijk statement is “I fight for a good outcome for myself”. Voordelen zijn dat de DUTCH, net als de ROCI-II, gevalideerd werd en vastgesteld werd dat het de verwachte vijffactorenstructuur omvat (De Dreu et al., 2001). Daarnaast werd aangetoond
dat
het
instrument
convergeert
met
geobserveerde
conflicthanteringsgedragingen (met uitzondering van vermijding en compromis sluiten) (De Dreu et al., 2001). De Dutch lijdt dan wel weer, net als de ROCI-II, onder vertekeningen die zich voordoen bij het meten van inherente trade-offs met Likertschalen.
Eendimensionaal. Schalen om coöperatieve en competitieve conflicthanteringsstijlen te meten zijn meestal gebaseerd op de schalen ontwikkeld door Barker et al. (1988) en Alper et al. (2000). Barker (1988) genereerde de items voor de coöperatieve en competitieve vragenlijsten door te refereren naar de theoretische en operationele definities die Tjosvold en anderen gebruikten in hun laboratoriumexperimenten over conflict (Tjosvold, 1985). Deze operationaliseringen werden herschreven in specifieke conflictgedragingen. Bij Barker was dat voor de respondent in de rol van een projectmanager. Die items werden vervolgens verfijnd op basis van feedback van andere onderzoekers en gescreend en verder verfijnd via feedback van teamleden die geen deel uitmaakten van de finale steekproef. Zowel de coöperatieve schaal als de competitieve schaal bestond uit zeven items en was gekenmerkt door een hoge betrouwbaarheid. Respondenten werd gevraagd om voor elk item de frequentie te beoordelen waarmee zij een bepaald gedrag demonstreerden. De opties waren: nooit, zelden, soms, vaak, altijd.
15
Alper (2000) baseerde zijn vragenlijsten eveneens op de experimentele studies van Tjosvold (1985), alsook op de vragenlijststudie van Barker et al. (1986) zoals hiervoor beschreven. De schalen van de coöperatieve stijl telde vijf items en die van de competitieve stijl vier items, en respondenten moesten op een 7-punt schaal aangeven in welke mate ze het eens waren met de statements, gaande van helemaal eens tot helemaal niet eens. Een voorbeeld van een coöperatief item is “we seek a solution that will be good for the whole team”. Een itemvoorbeeld van de competitieve schaal is “individual team members treat conflict as a win-lose contest”. We behandelden een aantal instrumenten, namelijk enerzijds de CSM, MODE, ROCI-II, en DUTCH gebaseerd op een tweedimensionale taxonomie, en anderzijds de schalen van Barker (1988) en Alper (2000) gebaseerd op een eendimensionale taxonomie. Deze instrumenten zijn nuttig, maar lijden niettegenstaande aan een aantal beperkingen. Ten eerste is er in de besproken schalen zelden sprake van contextualisering, niettegenstaande reeds werd aangehaald dat verschillende conflictsituaties verschillende soorten conflicthantering kunnen uitlokken (De Dreu & Beersma, 2005). Het onderzoek van Callanan, Benzing en Perri (2006) bood eveneens evidentie voor het feit dat individuen niet noodzakelijk gebonden zijn aan een bepaalde stijl die uit dergelijke gestandaardiseerde instrumenten voortvloeit. Ze zijn bereid hun zogenaamde dominante stijl te verlaten naargelang de conflictsituatie waarmee ze worden geconfronteerd. Desondanks zijn dus zelden verschillende contexten geïncorporeerd in de huidige instrumenten. Ten tweede zijn de items van de besproken instrumenten vrijwel altijd gegeneraliseerde statements over hoe een individu omgaat met conflict (e.g. “I fight for a good outcome for myself”). Ze zijn niet gelinkt aan specifieke situaties op het werk noch voorzien ze voorbeeldgedragingen, en leiden bijgevolg tot inferentiële metingen. Respondenten moeten immers hun score op de schaal afleiden van vorige gedragingen op het werk, ofwel rechtstreeks refereren naar hun zelfconcept. Indien ze hun antwoorden proberen te baseren op gedrag in het verleden, zullen deze voorbeeldgedragingen variëren volgens de verschillende respondenten naargelang hun idiosyncratische ervaring (Bledow & Frese, 2009). Wanneer gevraagd wordt te denken aan een conflictsituatie, is het eveneens mogelijk dat respondenten zich niet voldoende relevante en diverse situaties
16
kunnen herinneren bij het vormen van een oordeel, wat nefast kan zijn voor de interpretatie van de resultaten. Een derde opmerking is dat al deze instrumenten, uitgezonderd de schalen van Alper (2000), polsen naar individuele conflicthanteringsstijlen, terwijl wij geïnteresseerd zijn in conflictmanagement op teamniveau. Opgemerkt kan worden dat de schaal van Alper dan weer gevoelig kan zijn voor halo-effecten. De mate waarin de respondent een positieve relatie heeft met het team kan immers eventueel leiden tot mildere antwoorden. Ten vierde wijzen we er op dat de items van veel instrumenten gevoelig zijn voor sociale wenselijkheid (Kilmann & Thomas, 1977). Enkel de MODE, gebruik makende van items met gedwongen keuze, scoort hier laag op. We eindigen met de opmerking dat de meeste instrumenten eerder metingen zijn van gedragsintenties in plaats van werkelijk gedrag. Soms vertalen deze intenties zich in effectieve gedragingen, doch dit is niet steeds het geval, wat de interpreteerbaarheid van het instrument limiteert (De Dreu et al., 2001).
Ontwikkeling van een nieuwe schaal Om een antwoord te formuleren op de besproken tekortkomingen in huidige conflicthanteringsinstrumenten willen we in deze paper een situationele meting ontwikkelen voor het meten van conflicthantering in teams. Hiervoor halen we inspiratie uit het concept van de Situational Judgment Test (SJT). Deze testen worden ook wel laag getrouwe simulatietesten genoemd, in tegenstelling tot bijvoorbeeld vluchtsimulators, die de werkelijkheid getrouw weergeven door de cockpit tot in de details na te bootsen. SJTs werden de laatste jaren ingeschakeld om jobgerelateerde vaardigheden en kennis te testen in de personeelsselectiecontext. Het instrument vereist dat respondenten mogelijke reacties evalueren op diverse concrete situatiebeschrijvingen die via tekst, audio, animaties of video worden verteld, en zijn om die reden gevoelig voor contextuele en situationele invloeden (Peus, Braun, & Frey, 2013). Hoewel SJTs dus worden toegepast om in selectie individuele verschillen te meten, willen wij een meetinstrument ontwikkelen om kenmerken van de omgeving van de respondent te meten. De basis van elke SJT zijn de situatiebeschrijvingen of de itemstammen die gepresenteerd worden aan de respondenten. Deze itemstammen vormen eveneens de basis van ons nieuw meetinstrument. Dit zal concrete beschrijvingen bevatten van reële
17
conflictsituaties die typisch kunnen voorkomen in teams. Vervolgens moet de respondent uit een reeks van verschillende antwoordopties, met andere woorden mogelijke reële reacties op het conflict, aangeven hoe waarschijnlijk het is dat zijn of haar team op die manier met het conflict zal omgaan. Deze antwoordopties zullen variëren in de mate waarin ze coöperatief of competitief georiënteerd zijn. Aldus zullen we door het gemiddelde te nemen van de scores op de competitieve antwoordopties en de scores op de coöperatieve antwoordopties kunnen bepalen hoe sterk respondenten beide conflicthanteringsstijlen vertegenwoordigd zien binnen hun team.
Op manier hierboven beschreven, zal ons instrument volgens ons tegemoet komen aan de beperkingen van de bestaande meetinstrumenten voor conflicthantering. Een eerste argument is dat we met dit simulatie gebaseerd instrument de context in rekening kunnen brengen door deze in de itemstammen te verwerken. Op die manier zullen we resultaten kunnen bekomen die een realistischer beeld geven van de conflicthanteringsstijlen van respondenten dan het geval is bij huidige instrumenten, waarbij de resulterende dominante stijl niet per se de stijl is die in realiteit altijd wordt toegepast (Callanan et al., 2006). Doordat de nieuwe schaal teams zal beschouwen in verschillende situaties zullen resultaten bovendien gebaseerd zijn op meerdere observaties. Dit in tegenstelling tot klassieke instrumenten die slechts één beoordeling vragen. Ten tweede zullen antwoorden van respondenten minder gebaseerd zijn op generalisaties, doordat we met de itemstammen specifieke situaties op het werk aanbrengen. Respondenten wordt immers gevraagd om in te schatten wat hun team effectief in een bepaalde situatie zou doen, in plaats van een algemeen oordeel te vellen over de manier waarop in hun team conflicten worden gehanteerd (Sharma, Gangopadhyay, Austin, & Mandal, 2013). Antwoorden zullen ook minder gebaseerd zijn op conflicten die de respondent zich spontaan voor de geest haalt en derhalve tot een subjectief en intuïtief oordeel kunnen leiden. Ten derde bevragen we met ons nieuw instrument conflictmanagement op teamniveau. Dit doen we door itemstammen te presenteren die conflictsituaties binnen het team voorstellen en antwoordopties te voorzien die polsen naar reacties van het team.
18
Als laatste bewijsgrond halen we aan dat ons simulatie gebaseerd instrument voor een betere meting van werkelijk conflicthanteringsgedrag in de dagelijkse realiteit zal zorgen gezien het concrete gedragssituaties bevat. We nemen aan dat situationele gedragsvoorkeuren in onze schaal gerelateerd zijn aan gedragsvoorkeuren die besluitvorming rond gedragingen op het werk begeleiden. Bij het beantwoorden van de vragen beïnvloeden die gedragsvoorkeuren de selectie van de responsen. Deze situationele gedragsvoorkeuren vormen de ontwikkeling van doelen en intenties (Latham & Skarlicki, 1995), hun transformatie in concrete ideeën over hoe zich te gedragen in een gegeven situatie (Gollwitzer, 1999) en uiteindelijk werkelijk gedrag (Latham & Saari, 1984). We zijn derhalve van mening dat de intenties die gemeten worden met onze nieuwe schaal sterk gerelateerd zijn aan effectieve gedragingen. Hypotheses Op basis van bovengenoemde verwachtingen formuleren we een aantal hypotheses die we in deze studie zullen toetsen. Allereerst zullen we constructvaliditeit nagaan aan de hand van convergente validiteit. Convergente validiteit zullen we testen door een klassieke schaal af te nemen en correlaties na te gaan met de resultaten van onze situationele schaal. We willen met onze test coöperatie en competitie in kaart brengen en verwachten dat elke conflicthanteringsstijl van onze situationele meting matig positief gecorreleerd is met de corresponderende stijlen gemeten door een Likert-schaal, namelijk die van Alper (2000). Hierbij aansluitend veronderstellen we dat geen van de stijlen significant positief gerelateerd zijn aan een niet-corresponderende stijl. We verwachten slechts een matig positieve relatie omdat we aannemen dat er verschillende cognities betrokken zijn bij het beantwoorden van de items in beide metingen en respondenten bijgevolg verschillende facetten van hun conflictmanagementstijl onthullen. Deze manier van redeneren vinden we eveneens terug bij het redeneren over directe en indirecte metingen van constructen (Brunstein & Maier, 2005). De eerder besproken tekortkomingen van de schaal van Alper vormen een tweede reden voor het postuleren van een matig positieve correlatie. Zo is er in deze schaal geen sprake van contextualisering, en vormen de items slechts gegeneraliseerde statements over hoe het team omgaat met conflict. Dit ondermijnt de representatie van de resultaten als een correcte weergave van de werkelijke conflicthanteringsstijlen. Bovendien meet dit
19
instrument gedragsintenties, eerder dan effectieve gedragingen, wat eveneens de interpreteerbaarheid van de resultaten limiteert. We gaan er bijgevolg van uit dat de situationele schaal een betere meting zal zijn van conflictmanagement door een antwoord te bieden op deze tekortkomingen, en zodoende zou een perfecte positieve correlatie die stelling ondermijnen. Hypothese 1: De nieuwe simulatie gebaseerde situationele schaal is positief – maar slechts matig – gerelateerd aan Likert-schalen van conflicthantering. Ten tweede stellen we voorop dat onze situationele meting een goede voorspeller zal zijn voor de volgende criteria: cohesie, jobsatisfactie, turnover intenties en welzijn. Cohesie ten eerste, definiëren we hier als een affectieve, psychologische toestand die een reflectie is van gedeelde toewijding, aantrekking tussen teamleden en een gezamenlijk gevoel van trots (Barrick, Bradley, Kristof-Brown, & Colbert, 2007). Literatuur indiceerde reeds dat coöperatieve en competitieve stijlen van conflicthantering goede voorspellers zijn van toewijding aan het team en teamcohesie, waarbij de coöperatieve managementstijl cohesie bevordert, in tegenstelling tot competitieve conflicthantering, die cohesie ondermijnt (Tjosvold, Poon, & Yu, 2005; Yue & Wu, 2011). Wij menen deze resultaten met de situationele schaal te kunnen repliceren en voorspellen derhalve dat ook de SJT voor conflicthantering cohesie zal voorspellen. Jobsatisfactie ten tweede, is gedefinieerd als een aangename of positieve emotionele toestand die resulteert uit iemands beoordeling van zijn/haar job of ervaring met de job (Locke, 1976). Onderzoekers demonstreerden ook voor deze uitkomst reeds dat een competitieve conflicthanteringstijl een negatief effect kan uitoefenen op jobsatisfactie, in tegenstelling tot een coöperatieve strategie, die een positieve invloed heeft op deze uitkomst (DeChurch & Marks, 2001; Montoro-Rodriguez & Small, 2006). Zodoende kunnen we vooropstellen dat ook de SJT jobsatisfactie zal voorspellen, in lijn met de onderzoeksliteratuur. Heel wat literatuur wijst op een negatieve relatie tussen jobsatisfactie en turnover intenties (De Gieter, Hofmans, & Pepermans, 2011; Liu et al., 2012), waarbij turnover intentie begrepen kan worden als de anticipatie van een individu om de job te verlaten in de nabije toekomst (Price, 1981). We opperden reeds dat de nieuwe schaal jobsatisfactie
20
zal voorspellen, en concluderend dat conflicthantering in verband kan gebracht worden met turnover intenties, presumeren we dat de situationele beoordelingsschaal ook deze uitkomst zal voorspellen. Ten slotte poneren we dat de SJT de variabele welzijn zal voorspellen. Welzijn omvat de emotionele reacties van een individu, tevredenheid over verschillende levensdomeinen en algemene beoordelingen van levenstevredenheid (Diener, Suh, Lucas, & Smith, 1999). Ook voor deze uitkomst constateerden onderzoekers significante relaties met conflicthanteringsstijlen, en dientengevolge postuleren we dat ook de SJT deze variabele zal voorspellen (Benitez, Leon-Perez, Ramirez-Marin, Medina, & Munduate, 2012). We kunnen bijgevolg volgende hypotheses formuleren: Hypothese 2a:
De nieuwe simulatie gebaseerde situationele schaal voor conflicthantering voorspelt cohesie.
Hypothese 3a:
De nieuwe simulatie gebaseerde situationele schaal voor conflicthantering voorspelt jobsatisfactie.
Hypothese 4a:
De nieuwe simulatie gebaseerde situationele schaal voor conflicthantering voorspelt welzijn.
Hypothese 5a:
De nieuwe simulatie gebaseerde situationele schaal voor conflicthantering voorspelt turnover intenties.
Bovendien stellen we voorop dat de situationele meting additionele variantie zal verklaren bovenop de klassieke schaal van Alper voor deze vier uitkomsten. We presumeren immers dat beide schalen elkaar zullen aanvullen en onafhankelijk variantie zullen verklaren in deze vier criteria. Een eerste argument hiervoor is dat de SJT op een meer omvattende manier conflicthantering zal meten dan de klassieke schaal van Alper. De situationele schaal brengt immers verschillende contexten in rekening, gebruik makende van diverse scenario’s, in tegenstelling tot de Alper schaal, die algemene opvattingen bevraagt. Zoals reeds aangehaald kunnen verschillende contexten leiden tot verschillende conflicthanteringstijlen, en zodoende kan deze differentiatie tussen de twee schalen resulteren in verschillende metingen van de conflicthanteringsstijl van een respondent (Callanan et al., 2006).
21
Een tweede argument dat hiermee samenhangt, is dat de antwoorden die respondenten zullen genereren op de situationele schaal minder zullen gebaseerd zijn op generalisaties en/of conflicten die het individu zich spontaan voor de geest haalt, hetgeen wel het geval is voor de schaal van Alper. De antwoorden zullen voor de twee schalen bijgevolg niet op gelijke redeneringen van de respondent gebaseerd zijn. Een derde en laatste argument is dat de situationele schaal gedragsintenties zal opmeten, terwijl de schaal van Alper eerder een algemene perceptie/attitude nagaat. De SJT biedt concrete gedragssituaties aan waarmee het de intenties en toekomstige acties van de respondent constateert. Hier kunnen we het principe van gedragsconsistentie aanhalen. Zelfs wanneer respondenten de hypothetische situatie nooit echt beleefd hebben, kunnen ze zich baseren op gelijkaardige situaties en van daaruit een mening extrapoleren over hoe ze zouden reageren in een dergelijke situatie. Derhalve kunnen speculaties over gedrag in hypothetische situaties werkelijk toekomstig gedrag goed voorspellen gezien ze gebaseerd zijn op herinneringen van gedrag in het verleden. Bijgevolg zal de situationele schaal werkelijk gedrag meten, en minder een algemene attitude/perceptie zoals bij de schaal van Alper het geval is (Motowidlo, Dunnette, & Carter, 1990). Uit voorgaande argumenten leiden we af dat beide schalen op een andere manier conflicthantering meten en elkaar dus complementeren. De situationele schaal zal zodoende additionele variantie verklaren bovenop de schaal van Alper voor de vier uitkomsten. Dit brengt ons ertoe volgende hypotheses te postuleren: Hypothese 2b: De nieuwe simulatie gebaseerde situationele schaal zal additionele variantie verklaren in cohesie bovenop de klassieke schaal van Alper. Hypothese 3b: De nieuwe simulatie gebaseerde situationele schaal zal additionele variantie verklaren in jobsatisfactie bovenop de klassieke schaal van Alper. Hypothese 4b: De nieuwe simulatie gebaseerde situationele schaal zal additionele variantie verklaren in welzijn bovenop de klassieke schaal van Alper.
22
Hypothese 5b: De nieuwe simulatie gebaseerde situationele schaal zal additionele variantie verklaren in turnover intenties bovenop de klassieke schaal van Alper. We gaan er ten slotte vanuit dat onze nieuwe schaal een sterkere voorspeller zal zijn van de vier criteria dan de schaal van Alper. We verwachten dat de coöperatieve stijl sterker zal samenhangen met een hoge mate van cohesie, jobtevredenheid en welzijn, en met een lage mate van turnover intenties dan bij de klassieke schaal, alsook dat de competitieve conflicthanteringsstijl sterker negatief gecorreleerd zal zijn met cohesie, jobtevredenheid en welzijn, en sterker positief met turnover intenties. Eerder uitgewerkte argumenten kunnen we hier opnieuw aanhalen, met dat verschil dat we niet alleen stellen dat de situationele schaal anders meet, maar dat ze ook beter meet. Een eerste reden voor deze propositie is dat met de nieuwe schaal verschillende contexten waarin conflict zich kan voordoen worden ingecalculeerd. Doordat we contextualiseren, veronderstellen we een realistischere meting te bekomen van werkelijk conflicthanteringsgedrag op de werkvloer. De aanbieding van concrete situaties, die volgens het principe van gedragsconsistentie garandeert dat daadwerkelijke gedragsintenties worden gemeten, draagt hier eveneens toe bij. Gezien de resulterende conflicthanteringsstijl zodoende beter zal aansluiten bij werkelijk conflicthanteringsgedrag, vermoeden we dat we de vier uitkomsten beter zullen kunnen voorspellen met de situationele schaal (Callanan et al., 2006). Ten tweede zullen antwoorden van respondenten minder gebaseerd zijn op generalisaties, doordat we met de itemstammen specifieke situaties op het werk aanbrengen. Ook dit zal er naar onze mening toe leiden dat werkelijk conflicthanteringsgedrag beter gevat wordt en op die manier resulteren in betere voorspellingen van de uitkomsten. Een laatste argument brengt ons bij bestaande literatuur rond SJT’s. Zo rapporteerden McDaniel en Nguyen (2001) een gemiddelde correlatie van .30 tussen SJT’s en een criterium. We constateren een lager cijfer voor persoonlijkheid, d.i. zelfbeoordeling, waar we de schaal van Alper bij kunnen rekenen. Zo geeft de metaanalyse van Hurtz en Donovan (2000) een maximum validiteitscoëfficiënt van .20 aan, hetgeen aanzienlijk lager is dan de coëfficiënt voor SJT’s. Op basis van deze metaanalyses poneren we dat ook in deze studie de SJT hogere criteriumvaliditeit zal tonen
23
dan de schaal van Alper. We merken wel op dat we deze resultaten niet zomaar kunnen generaliseren aangezien we in deze studie een contextuele variabele meten op teamniveau, en geen individueel verschil. Desalniettemin concluderen we uit voorgaande argumenten dat de situationele meting een hogere criteriumvaliditeit zal hebben dan een klassieke conflicthanteringsschaal voor de vier genoemde uitkomsten. Hypothese 2c:
De nieuwe simulatie gebaseerde situationele schaal is een betere voorspeller van cohesie dan de Likert-schaal van Alper.
Hypothese 3c:
De nieuwe simulatie gebaseerde situationele schaal is een betere voorspeller van jobsatisfactie dan de Likert-schaal van Alper.
Hypothese 4c:
De nieuwe simulatie gebaseerde situationele schaal is een betere voorspeller van welzijn dan de Likert-schaal van Alper.
Hypothese 5c:
De nieuwe simulatie gebaseerde situationele schaal is een betere voorspeller van turnover intenties dan de Likert-schaal van Alper. Methode
Participanten en Procedure We verzamelden data bij 384 medewerkers die in team werken. We definieerden het begrip ‘team’ in deze studie als “Een groep van minstens drie personen die op regelmatige basis met elkaar samenwerken om een gemeenschappelijke doelstelling of taak te kunnen vervullen. De teamleden zijn afhankelijk van elkaar om als team succesvol te kunnen zijn.”. Hiervoor baseerden we ons op de definities van Cannon-Bowers en Salas (1998) en Marks, Mathieu en Zaccaro (2001). Deze omschrijving beklemtoonden we nog eens aan het begin van de vragenlijst zodat het duidelijk was wie kon deelnemen aan het onderzoek.
De
verzameling
van
participanten
toont
zich
hier
als
een
gelegenheidssteekproef waarbij we de respondenten op twee manieren benaderden om deel te nemen aan het onderzoek. Enerzijds contacteerden we een deel van de participanten persoonlijk via e-mail waarin we het onderzoeksopzet uiteenzetten en een link naar de vragenlijst meegaven. Anderzijds namen we contact op met
24
personeelsverantwoordelijken van organisaties. We vroegen hen om de vragenlijst onder de medewerkers die aan de beschrijving beantwoordden te verspreiden. Zodoende is er een rijke diversiteit aan organisaties en sectoren in de steekproef. Bij een enkele organisatie gingen we ook langs om – na overleg met de personeelsverantwoordelijke de vragenlijst in persoon te bezorgen aan de medewerkers bij aanvang van hun rustpauzes. Zij kregen uitleg over het onderzoeksopzet en vragenlijst, en toen hun rustpauze ten einde liep, konden ze hun vragenlijst bij ons deponeren. Deelname was volledig anoniem en respondenten konden aangeven of ze op de hoogte wilden gebracht worden van de onderzoeksresultaten. Van de participanten waren 248 vrouwen (65%), en 136 waren mannen (35%). De grootste groep van de respondenten, meer bepaald 121 deelnemers (31.5%), bevond zich in de leeftijdscategorie 45-55 jaar. Slechts 7.6% was jonger dan 25 jaar en 9.6% was ouder dan 56. Niemand was ouder dan 66 jaar. Het opleidingsniveau van de respondenten varieerde van lager onderwijs (slechts .3%) tot doctoraat (.5%). De grootste groep bezat een diploma hoger niet-universitair onderwijs (47%). De helft van de respondenten had een anciënniteit in de organisatie van 10 jaar of minder. De anciënniteit in de functie en die in het team lag gemiddeld lager, d.i. de helft van de deelnemers werkte 5 jaar of minder in dezelfde job, en gelijkaardige cijfers golden voor anciënniteit in het team. Net geen 50% van de respondenten werkte in een team met 3 tot 8 teamleden. Metingen SJT conflicthantering. We ontwikkelden de nieuwe situationele test volgens de drie stappen die Ployhart en Ward (2013) beschrijven in hun hoofdstuk over SJT’s. De eerste stap die ze aanhaalt, is de verzameling van domeinspecifieke situaties. Deze situaties worden doorgaans verkregen door toepassing van de kritische incidenten-methodiek. Bij deze methode identificeren individuen antecedenten van een specifiek gedrag – in deze studie conflictgedrag -, het gedrag zelf en de context waarin het gedrag plaatsvindt. In een tweede stap dienen voor elke situatie geschikte en ongeschikte reacties geïdentificeerd te worden. Deze reacties, in deze studie competitieve en coöperatieve responsen op conflict, vormen dan de verschillende antwoordopties. In de laatste stap dient men een
25
scoringsleutel voor de test te creëren. We zullen elk van deze stappen hierna nader toelichten. Als eerste stap in de ontwikkeling van het instrument verzamelden we kritische incidenten bij 14 domeindeskundigen om zo typische conflictsituaties die zich voordoen in
teams
in
kaart
te
brengen.
We
maakten
hiervoor
gebruik
van
een
gelegenheidssteekproef, waarbij we medewerkers contacteerden die in teams op bediendenniveau werkten. We legden wederom eerder genoemde definitie van teamwork voor als voorwaarde tot inclusie. Evenveel mannen als vrouwen werden geïnterviewd, en elk van de participanten werkte in een andere organisatie. We informeerden de deelnemers over het onderzoeksopzet en legden hen uit dat we in deze eerste fase op zoek waren naar conflictsituaties die zich voordoen in teams. Eenmaal ze een voorbeeldsituatie aangaven, stelden we bijvragen die dieper ingingen op de situatie, de betrokken personen, de concrete acties en gedragingen, en de antecedenten en gevolgen. Vervolgens ordenden we de verschillende conflictscenario’s op thema met de labels ‘taakconflict, ‘relationeel conflict’ en ‘procesconflict’. Op basis van alle situaties met bijhorend label ontwikkelden we daarna zes itemstammen, die zo optimaal mogelijk de
verschillende
soorten
conflicten
en
veelvoorkomende
conflictscenario’s
representeerden. Een voorbeeld is “Twee collega's in het team zijn ook vriendinnen in het dagelijkse leven. Ze hebben echter in hun privésfeer problemen gehad, en dit weekend is hun persoonlijk conflict ontploft. Wanneer ze op het werk komen, is de spanning te voelen, en ze weigeren met elkaar te praten. Hoe reageert je team hierop?” In een tweede stap ontwikkelden we de antwoordopties. Hiervoor baseerden we ons opnieuw op de interviews met de teamleden, en meer bepaald op de verschillende gedragingen en reacties op conflictsituaties – al dan niet competitief of coöperatief. Voor elk van de zes itemstammen schreven we een competitieve en een coöperatieve reactie van conflicthantering uit. Om het voorbeeld hierboven verder te volgen is de competitieve antwoordoptie “Het team verdeelt zich in twee kampen door aan te sluiten bij een van beide collega’s” en de coöperatieve optie “Het team herverdeelt de taken zodat de twee collega’s tijdelijk zo weinig mogelijk moeten samenwerken”. Om te garanderen dat elk van de antwoordopties eenduidig een competitieve of coöperatieve conflicthanteringstijl representeerde, voerden we een pilotstudie uit bij tien experten. Dit waren laatstejaarsstudenten Bedrijfspsychologie en Personeelsbeleid aan de Universiteit Gent.
26
Zij kregen eerder genoemde uitleg over de twee verschillende stijlen en dienden elke antwoordoptie toe te wijzen aan ofwel de competitieve ofwel de coöperatieve gedragsstijl. Slechts één van de twaalf antwoordopties werd betwist. Zodoende pasten we deze aan, zodat de antwoordoptie vervolgens wel duidelijk aan de juiste categorie werd toegewezen. Hiermee was de tweede stap afgerond. Ten slotte dienden we ook een scoringsleutel te ontwikkelen. We besloten om de respondenten een 7-punt Likert schaal te laten invullen waarbij de respondenten moesten aangeven hoe waarschijnlijk het was dat hun team zou reageren op enerzijds de competitieve manier van conflicthantering, en anderzijds de coöperatieve manier. De schaal reikte van 1=helemaal onwaarschijnlijk tot 7=helemaal waarschijnlijk. De Likertschaal laat toe dat de respondent reageert met een zekere mate van overeenstemming, in plaats van hen een bepaalde positie te laten innemen met een simpel ja-of-nee antwoord. Hiermee was ook de laatste stap voor de ontwikkeling van de SJT voltooid. Een voorbeelditem is hieronder te vinden in Figuur 2. Bij de instructies voor deze zes scenario’s benadrukten we dat de focus lag op hoe de respondent dacht dat zijn/haar team zou reageren op de situatie, en niet op wat hij of zij zelf zou doen. Cronbach’s α van de coöperatieve schaal is .71, en die van de competitieve schaal .64. Vooral dit laatste cijfer wijst op een eerder lage interne consistentie, maar literatuur geeft aan dat dit niet uitzonderlijk is voor SJT’s. Zo somde Ployhart (2008) in een technisch rapport coëfficiënten van interne consistentie op voor het leeuwendeel aan SJT’s die tot dan toe ontwikkeld waren. Hij constateerde dat deze varieerden van .26 tot .85, waarbij de hoogste metingen vooral voortkwamen uit samengestelde tests en tests die bestonden uit een groot aantal items. Hij concludeerde dat hoge interne consistenties voor SJT’s derhalve eerder uitzonderlijk zijn.
27
Hierna bespreken we de schaal van Alper, alsook de schalen voor de vier uitkomstvariabelen. De vertalingen van deze schalen gebeurden door de betrokken onderzoekers en de respondenten dienden alle items te scoren op een 7-punt Likertschaal, gaande van 1=helemaal oneens tot 7=helemaal eens. Schaal Alper Conflicthantering. In deze studie willen we de nieuwe situationele schaal valideren door deze te vergelijken met een bestaande schaal van conflicthantering. Zodoende dienden we ook dit bestaande instrument op te nemen in de vragenlijst. We kozen voor de klassieke vragenlijst van Alper (2000). Deze omvat vijf coöperatieve en vier competitieve items die gescoord worden op een 7-punt Likertschaal, gaande van 1=strongly agree tot 7=strongly disagree. Een voorbeelditem van de schaal is “Teamleden combineren het beste van verschillende standpunten om een effectieve beslissing te nemen”. Cronbach’s α van de coöperatieve schaal is .88, en die van de competitieve schaal .89, wat wijst op een hoge mate van interne consistentie voor beide schalen.
28
Cohesie. Voor de afhankelijke variabele ‘cohesie’ gebruikten we de schaal van Barrick et al (2007). Deze schaal bestaat uit drie vragen. Een voorbeelditem is “Leden van dit team komen goed met elkaar overeen”. De Cronbach’s α van deze schaal is .76 wat een aanvaardbare interne consistentie aangeeft.
Jobsatisfactie. Voor de afhankelijke variabele ‘jobsatisfactie’ hebben we beroep gedaan op de schaal van Bowler en Brass (2006). Deze schaal omvat vier vragen. Een voorbeelditem is “In het algemeen houd ik niet van mijn job”. De Cronbach’s α van deze schaal is .84, wat wijst op een hoge interne consistentie. We hebben item 2 omgekeerd gescoord.
Welzijn. Voor de afhankelijke variabele ‘welzijn’ hebben we de schaal van Baumann, Kaschel en Kuhl (2005) overgenomen. Deze bestaat uit vier items. Een voorbeelditem is “Ik voel me heel productief op dit moment”’. De Cronbach’s α van deze schaal is .63. Hiervoor hebben we item 4 omgekeerd gescoord. Deze coëfficiënt wijst op een eerder lage interne consistentie, maar literatuur geeft aan dat dit te verwachten valt gezien dit een eerder formatieve dan een reflectieve schaal is (MacKenzie, Podsakoff, & Jarvis, 2005).
Turnover intenties. Voor de afhankelijke variabele ‘turnover intenties’ hebben we de schaal van Leiter, Laschinger, Day en Oore (2011) gebruikt. Deze bestaat uit drie vragen. Een voorbeelditem is “Ik ben actief op zoek naar een andere job”. De Cronbach’s α van deze schaal is .88, wat wijst op een hoge mate van interne consistentie. Hiertoe hebben we het derde item omgekeerd gescoord.
29
Analyses Alvorens de analyses te starten, zijn we nagegaan welke demografische variabelen relevant waren om op te nemen als controlevariabelen. Hiervoor voerden we de nietparametrische Kruskal-Wallis H test uit, gezien niet aan alle assumpties voor de One Way Anova voldaan was. We zijn voor alle afhankelijke variabelen –cohesie, jobsatisfactie, welzijn en turnover intenties - afzonderlijk nagegaan of er een significant effect was van elk van de demografische variabelen. Uit deze testen concludeerden we dat het relevant was om de variabelen ‘geslacht’, ‘leeftijd’, ‘educatie’, ‘anciënniteit organisatie’, ‘anciënniteit functie’ en ‘anciënniteit team’ als controlevariabelen mee te nemen in verdere analyses. Om de eerste hypothese betreffende convergente validiteit van de situationele meting te testen, zijn we verbanden tussen de verschillende schalen nagegaan aan de hand van Pearson correlaties. Hypotheses 2a t.e.m. 5a stellen dat de situationele schaal een goede voorspeller zal zijn van respectievelijk cohesie, jobsatisfactie, welzijn en turnover intenties. Om deze hypotheses te toetsen diende voor elk van de uitkomsten een hiërarchische regressieanalyse uitgevoerd te worden met in Model 1 de controlevariabelen, en in Model 2 de controlevariabelen plus de competitieve en coöperatieve dimensie van de situationele schaal. Om deze analyse te mogen uitvoeren, moest aan zes assumpties worden voldaan die voor elke uitkomst afzonderlijk dienden getoetst worden. Gezien we voor de toetsing van de verdere hypotheses eveneens hiërarchische regressieanalyses dienden uit te voeren, hebben we deze assumpties meteen getoetst voor alle variabelen die zouden meegenomen worden in die analyses: alle controlevariabelen, de situationele schaal alsook de schaal van Alper. Ten eerste moest er sprake zijn van onafhankelijkheid van de observaties, wat we nakeken met de Durbin-Watson test. Voor alle vier de uitkomsten konden we concluderen dat er onafhankelijkheid van residuen was, met een Durbin-Watson statistiek die sterk een waarde van 2 benaderde. Een tweede assumptie was dat de onafhankelijke variabelen collectief lineair gerelateerd moesten zijn aan de afhankelijke variabele, alsook dat elke onafhankelijke variabele afzonderlijk lineair moest gerelateerd zijn aan de afhankelijke
30
variabele. Deze assumptie toetsten we door enerzijds de ‘studentized residuals’ te plotten tegenover de ‘unstandardized predicted values’, en anderzijds partiële regressieplots te genereren tussen elke onafhankelijke variabele en de afhankelijke variabele. We konden voor elke uitkomst besluiten dat alle relaties lineair waren. Ten derde was het noodzakelijk te controleren voor homoscedasticiteit. Dit verifieerden we door opnieuw gebruik te maken van de eerste plot die we genereerden. Wederom merkten we geen problemen op voor de vier uitkomsten. Een vierde assumptie was die van multicollineariteit. Hiertoe beschouwden we de correlatiecoëfficiënten tussen de verschillende variabelen, alsook de Tolerance en VIF waarden. Die laatsten vormden geen moeilijkheid, maar bij het inspecteren van de correlatietabellen viel een hoge correlatie op tussen anciënniteit in het team en anciënniteit in de functie (r=.77). Om multicollineariteit tussen deze twee variabelen te vermijden, besloten we de laatstgenoemde variabele uit de analyses weg te laten. Daarna testten we voorgaande assumpties opnieuw voor de nieuwe dataset waarbij assumptie 1 t.e.m. 4 wederom bevestigd werden. Een vijfde assumptie betrof ‘outliers’, ‘high leverage points’ en ‘highly influential points’. Wat betreft de outliers, ten eerste, konden er wel degelijk enkele geïdentificeerd worden bij iedere uitkomst. We hebben deze echter van naderbij bekeken en stelden vast dat er geen registratiefouten aan de basis lagen. We besloten zodoende deze waarnemingen te behouden. Daarnaast stelden we enkele ‘high leverage points’ vast, maar gezien de afwezigheid van enige ‘high influential points’, gingen we ervan uit dat deze eerste geen problemen zouden opleveren. Een laatste assumptie was die van de normaliteit van de residuen. Om dit na te gaan analyseerden we een histogram met een opgelegde normaalcurve en een P-P Plot. Voor de uitkomsten cohesie, jobsatisfactie en welzijn gaf dit de gewenste resultaten. We merkten echter op dat de normaliteitsassumptie voor de uitkomst turnover intenties geschonden was. Om hier een antwoord op te bieden, pasten we een logaritmische transformatie toe op deze afhankelijke variabele. Daarna testten we opnieuw alle reeds besproken assumpties voor de nu getransformeerde variabele, en deze werden allen ingevuld, nu inclusief de normaliteitsassumptie. Nadat aan alle assumpties voldaan was, was het toegelaten de hiërarchische regressieanalyses uit te voeren waarmee hypotheses 2a t.e.m. 5a dienden getoetst te worden. Zoals aangegeven werden geslacht, leeftijd, opleidingsniveau, anciënniteit in het
31
team en anciënniteit in de organisatie ingegeven als controlevariabelen in Stap 1, gevolgd door de twee SJT dimensies in Stap 2.
Hypotheses 2b t.e.m. 5b poneren dat de situationele schaal additionele variantie zal verklaren bovenop de schaal van Alper voor elk van de vier uitkomsten. Ook om deze hypotheses te testen, voerden we hiërarchische regressieanalyses uit voor elk van de afhankelijke variabelen cohesie, jobsatisfactie, welzijn en turnover intenties. Zoals hierboven uitgelegd, werd aan de assumpties voldaan. De controlevariabelen werden ingevoerd in Stap 1, de coöperatieve en competitieve dimensies van Alper in Stap 2, en ten slotte werden de dimensies van de SJT toegevoegd in Stap 3.
De laatste hypotheses 2c t.e.m. 5c stellen dat de SJT een betere voorspeller is van de vier uitkomsten dan de schaal van Alper. Om dit te testen hebben we voor elk van de uitkomsten de verklaarde variantie van de situationele schaal vergeleken met die van de Alper schaal. Die verklaarde varianties konden we afleiden uit de reeds bekomen resultaten van voorgaande analyses.
Resultaten Gemiddelden, standaarddeviaties, minimum- en maximumscores van de onafhankelijke en afhankelijke variabelen zijn af te lezen uit Tabel 1.
32
Convergente validiteit We testten onze eerste hypothese door de correlaties te onderzoeken tussen scores op de Alperdimensies en scores op de SJT dimensies. Zoals af te lezen valt uit Tabel 2 zijn zowel de twee coöperatieve dimensies als de twee competitieve dimensies van beide schalen significant gerelateerd, respectievelijk r= .66, p < .01 en r = .56, p < .01. Deze beide correlatiecoëfficiënten zijn echter groter dan .50, hetgeen ons ertoe brengt onze eerste hypothese te verwerpen. We verwachtten immers een matige correlatie van maximum .50. We stellen eveneens vast dat de competitieve dimensie van Alper negatief gerelateerd is aan de coöperatieve SJT dimensie (r = -.46, p < .01) en dat er een negatieve associatie is tussen de coöperatieve Alperdimensie en de competitieve SJT dimensie ( r= -.53, p < .01). Dit kunnen we beschouwen als evidentie voor de convergente validiteit, de dimensies zijn immers zoals verwacht negatief geassocieerd.
Criteriumvaliditeit Als eerste verkenning lezen we af uit de correlatietabel dat beide dimensies van de nieuwe situationele schaal voor conflicthantering significant gecorreleerd zijn met de vier uitkomsten, met uitzondering van de afhankelijke variabele ‘turnover intenties’ die niet correleert met de competitieve dimensie van de nieuwe schaal. Hierin vinden we een eerste ondersteuning voor de hypotheses 2a t.e.m. 5a. We stellen daarnaast sterkere negatieve relaties vast tussen de SJT COMP en jobsatisfactie (r = -.26, p < .01) en welzijn
33
(r = -.16, p< .05) dan het geval is voor de relaties tussen Alper COMP en deze twee uitkomsten (respectievelijk r = -.24, p < .01 en r= -.12, p < .05). Wanneer we op basis van deze cijfers de verklaarde variantie berekenen, concluderen we dat die hoger is voor de SJT COMP voor zowel jobsatisfactie en welzijn, namelijk respectievelijk 6.7% en 2.7%, vergeleken met de Alper COMP schaal die op basis van de correlatietabel slechts 5.8% van de variantie in cohesie verklaart, en 1.4% van de variantie in welzijn. We vinden bijgevolg reeds enige evidentie terug voor hypotheses 2c en 4c. Om hypotheses 2a t.e.m. 5a te testen, die stellen dat de situationele schaal respectievelijk cohesie (2a), jobsatisfactie (3a), welzijn (4a) en turnover intenties (5a) voorspelt, voerden we een hiërarchische regressieanalyse uit voor elk van die uitkomsten. Resultaten hiervan zijn te vinden in Tabel 3.
34
Zoals eerder aangehaald, controleerden we voor elk van de afhankelijke variabelen voor geslacht, leeftijd, opleidingsniveau, anciënniteit in de organisatie en anciënniteit in het team. Zoals we kunnen afleiden uit de tabel, blijkt de situationele schaal voor conflicthantering een significante voorspeller te zijn voor alle vier de uitkomsten. Ten eerste zien we dat de controlevariabelen geen significante voorspellers zijn van cohesie, R² = .73, F(21,362) = 1.37, ns. De situationele test daarentegen, verklaart significant 39% van de variantie in cohesie bovenop de controlevariabelen, ΔR² = .39, ΔF(23,360) = 128.28, p < .01. Zowel de coöperatieve dimensie (β = .41, p < .01) als de competitieve dimensie van de schaal (β = -.34, p < .01) hebben een significante invloed op de uitkomst. We kunnen dus hypothese 2a bevestigen. Wat betreft de tweede uitkomst jobsatisfactie, doen we een gelijkaardige vaststelling. Wanneer we de tabel inspecteren, zien we dat ook hier de controlevariabelen geen significante invloed hebben op jobsatisfactie, R² = .06, F(21,362) = 1.14, ns. De situationele test heeft echter wel een significante bijdrage en verklaart 24% van de variantie in jobsatisfactie bovenop de controlevariabelen, ΔR² = .14, ΔF(23,360) = 30.29, p< .01. Hier zien we echter wel enkel een significant van de competitieve SJT dimensie (β = .32, p < .01), hoewel de bèta van SJT COOP wel nog kleiner is dan .10 (β = -.11, p = .06) en we dit als randsignificant kunnen beschouwen. Hypothese 3a is bevestigd. Betreffende de derde uitkomstvariabele welzijn stellen we vast dat het model dat enkel de controlevariabelen bevat een significante invloed heeft, R² = .09, F(21,362) = 1.62, p < .05. Desalniettemin voegt de situationele schaal 4% extra verklaarde variantie toe bovenop die controlevariabelen, ΔR² = .04, ΔF(23,360) = 8.42, p < .01. We stellen hierbij een significant effect vast van SJT COOP (β = .16, p < .01), in tegenstelling tot de bèta van de competitieve dimensie die geen significante invloed toont (β = -.08, ns). Hypothese 4a is bevestigd. Wat betreft de uitkomst turnover intenties ten slotte, stellen we opnieuw een significant effect van de controlevariabelen afzonderlijk vast, R² = 16, F(21,362) = 3.38, p < .01. Weliswaar verklaart de SJT wederom extra variantie boven die controlevariabelen, namelijk 3%, ΔR² = .03, ΔF(23,360) = 6.51, p < .01. Ook hier zien we enkel een significante invloed van de coöperatieve dimensie (β = -.18, p < .01), en niet van de competitieve dimensie (β = -.01, ns). Hiermee is ook hypothese 5a bevestigd.
35
Vervolgens stellen hypotheses 2b t.e.m. 5b dat onze nieuwe situationele schaal additionele variantie zal verklaren bovenop de traditionele schaal voor alle vier de uitkomsten. Om dit te testen voerden we opnieuw een hiërarchische regressieanalyse uit voor elke afzonderlijke afhankelijke variabele, met de coöperatieve en competitieve dimensies van beide instrumenten als onafhankelijke variabelen. Geslacht, leeftijd, opleidingsniveau, anciënniteit in de organisatie en anciënniteit in het team werden als controlevariabelen ingevoerd in stap 1, gevolgd door de twee Alperdimensies in stap 2 en de SJT dimensies in stap 3. Tabel 4 toont de resultaten voor de vier uitgevoerde analyses.
36
Wat betreft de uitkomst cohesie ten eerste, zien we dat het volledige model (Model 3) statistisch significant is, R² = .64, F(25,358) = 25.33, p < .01. De toevoeging van de Alper schaal in de voorspelling van cohesie (Model 2) leidt tot een statistisch significante verhoging in R² van 55% (ΔF = 257.6, p < .01) zodat R² = .62, F(2,360) = 25.42, p < .01. De toevoeging van de SJT schaal aan de voorspelling van cohesie (Model 3) zorgt eveneens voor een significante stijging in R² van 2% (ΔF = 9.89, p < .01) zodat R² = .64, F(2,358) = 25.33, p < .01. De SJT schaal verklaart dus additionele variantie bovenop de Alper schaal in de uitkomst cohesie, hetgeen hypothese 2b bevestigt. Wanneer we de bèta-coëfficiënten bekijken, vinden we een significant effect van de competitieve SJT dimensie (β = -.15, p < 0.05), en een randsignificant effect van de coöperatieve dimensie (β = .09, p = .054). Wanneer we de resultaten van de afhankelijke variabele jobsatisfactie inspecteren, stellen we vast dat het volledige model (Model 3) ook hier statistisch significant is, R² = .23, F(25,358) = 4.29, p < .01. De toevoeging van de Alper schaal in de voorspelling van jobsatisfactie (Model 2) leidt tot een statistisch significante verhoging in R² van 15% (ΔF = 34.27, p < .01) zodat R² = .21, F(2,360) = 4.21, p < .01. De toevoeging van de SJT schaal aan de voorspelling van jobsatisfactie (Model 3) zorgt eveneens voor een significante stijging in R² van 2% (ΔF = 4.26, p < .05) zodat R² = .23, F(25,358) = 4.29, p < .01. De SJT schaal verklaart dus additionele variantie bovenop de Alper schaal in de uitkomst jobsatisfactie, hetgeen hypothese 3b bevestigt. Wanneer we de bètacoëfficiënten bekijken, vinden we in tegenstelling tot bij cohesie een significant effect van de coöperatieve SJT dimensie (β = .17, p < 0.01), en geen significant effect van de competitieve dimensie (β = -.03, ns). Wat betreft de afhankelijke variabele welzijn, kunnen we afleiden uit de tabel dat het volledige model (Model 3) ook hier statistisch significant is, R² = .14, F(25,358) = 2.32, p < .01. De toevoeging van de Alper schaal in de voorspelling van welzijn (Model 2) leidt tot een statistisch significante verhoging in R² van 5% (ΔF = 10.32, p < .01) zodat R² = .14, F(2,360) = 2.45, p < .01. De toevoeging van de SJT schaal aan de voorspelling van welzijn (Model 3) zorgt echter niet voor een significante stijging in R² zodat de verklaarde variantie van welzijn op 14% blijft (ΔF = .83, ns). De SJT schaal verklaart dus geen additionele variantie bovenop de Alper schaal in de uitkomst welzijn, en bijgevolg is hypothese 4b niet bevestigd.
37
Wanneer we ten slotte de afhankelijke variabele turnover intenties beschouwen, stellen we vast dat het volledige model (Model 3) eveneens statistisch significant is, R² = .21, F(25,358) = 3.74, p < .01. De toevoeging van de Alper schaal in de voorspelling van turnover intenties (Model 2) leidt tot een statistisch significante verhoging in R² van 3% (ΔF = 7.50, p < .01) zodat R ²= .20, F(2,360) = 3.85, p < .01. De toevoeging van de SJT schaal aan de voorspelling van turnover intenties (Model 3) zorgt echter niet voor een significante stijging in R² zodat de verklaarde variantie van welzijn op 21% eindigt (ΔF = 2.17, ns). De SJT schaal verklaart dus geen additionele variantie bovenop de Alper schaal in de uitkomst turnover intenties. We kunnen bijgevolg concluderen dat hypothe 5b niet bevestigd is.
Ten slotte stelden we dat de nieuwe situationele schaal een betere voorspeller zou zijn voor elk van de vier uitkomsten dan de Alper schaal. Hiervoor vergeleken we de verklaarde variantie van elke uitkomst door de Alper schaal bovenop de controlevariabelen met de verklaarde variantie afkomstig van de SJT bovenop de controlevariabelen. Resultaten hiervan kan je aflezen uit Tabel 5. Voor de SJT constateren we een ΔR² van .39, .14, .04 en .03 voor respectievelijk cohesie, jobsatisfactie, welzijn en turnover intenties, allen significant op niveau p < .01. Wanneer we kijken naar de schaal van Alper stellen we een ΔR² vast van .55, .15, .05, en .03 voor respectievelijk cohesie, jobsatisfactie, welzijn en turnover intenties, eveneens allen significant, op niveau p < .01. We stellen dus vast dat voor geen van de uitkomsten de verklaarde variantie groter is voor de SJT dan voor de schaal van Alper. Bijgevolg worden hypotheses 2c t.e.m. 5c verworpen.
38
Discussie Deze studie is gebaseerd op een gepercipieerde misfit tussen het concept conflicthantering als een situationele actie en de manier waarop het gemeten wordt in huidig organisatorisch onderzoek. Onderzoekers hebben reeds aangetoond dat de keuze voor een bepaalde conflicthanteringstijl gedetermineerd wordt door de waarschijnlijkheid dat die stijl succesvol zal zijn in een gegeven situatie (Hocker en Wilmot, 1991; Pruitt en Rubin, 1986; Rahim, 1992). Niettegenstaande bevraagt het leeuwendeel van de huidige instrumenten algemene beoordelingen van hoe individuen doorgaans omgaan met conflict, hetgeen indruist tegen de assumptie van situatiegebondenheid. Bovendien zijn er weinig instrumenten van conflicthantering die het teamniveau in rekening brengen. Nochtans is teamwork prominenter aanwezig dan ooit te voren, en teamwork brengt onvermijdelijk teamconflicten met zich mee. De mogelijkheid om vast te stellen hoe een team omgaat met conflict kan daarom relevanter zijn voor het voorspellen van teamuitkomsten, dan hoe individuen omgaan met conflict (Park & Park, 2008). We hebben zodoende voorgesteld de meting van conflicthantering in teams te verbeteren door de contextgebondenheid in rekening te brengen en hiervoor hebben we ons gericht op het begrip van situationele beoordelingstesten. Een SJT laat immers toe om op een meer situationele manier conflicthantering te meten doordat concrete scenario’s worden voorgelegd aan respondenten die dienen aan te geven hoe ze in dergelijke situatie zouden reageren. Gezien wij hier conflicthantering op teamniveau wilden vaststellen, hebben wij gepolst naar reacties van het team in plaats van het individu. Voor de ontwikkeling van de situationele test hebben we ons gebaseerd op de drie stappen die Ployhart en Ward (2013) beschrijven in hun hoofdstuk over SJT’s. Ons instrument telde uiteindelijk zes itemstammen, d.i. conflictscenario’s, met daarbij telkens twee antwoordopties – een coöperatief en een competitief – die de respondenten dienden te beoordelen op de waarschijnlijkheid dat hun team op die manier zou reageren op het conflict. In deze studie zijn we de constructvaliditeit nagegaan van deze nieuwe situationele test, alsook de criteriumvaliditeit. Hiertoe hebben we onderzocht in welke mate de SJT voor conflicthantering correleerde met een bestaand instrument van conflicthantering, namelijk de Likertgebaseerde zelfrapporteringsschaal van Alper. Daarnaast hebben we gekeken in welke mate de nieuwe schaal de attitudinale uitkomsten
39
cohesie, jobsatisfactie en welzijn voorspelde, alsook de gedragsuitkomst turnover intenties. We hebben onderzocht of de SJT additionele variantie verklaarde in elk van de uitkomsten boven de klassieke schaal van Alper, en we zijn nagegaan welke van de twee instrumenten nu de beste voorspeller was voor de vier criteria. In de volgende paragraaf gaan we dieper in op de resultaten, gelinkt aan de literatuur. Verder worden beperkingen en aanbevelingen voor toekomstig onderzoek en ten slotte ook de theoretische en praktische implicaties besproken.
Bespreking resultaten Allereerst hebben we vastgesteld dat voor de nieuwe situationele schaal de Cronbach’s α coëfficiënten van de competitieve en coöperatieve dimensies zich net op of onder een aanvaardbaar niveau bevonden. Zoals reeds aangegeven, wijst literatuur erop dat dit te verwachten valt bij SJT’s die in het algemeen lage maten van interne consistentie presenteren.
Veel
onderzoekers
hebben
reeds
geargumenteerd
dat
test-
hertestbetrouwbaarheid een meer geschikte meetvorm van betrouwbaarheid is in geval van situationele metingen (Lievens, Peeters, & Schollaert, 2008; McDaniel, Hartman, Whetzel, & Grubb, 2007). Situationele beoordelingstesten worden immers wereldwijd gezien als multidimensionale meetmethodes die geen unieke constructen meten, maar eerder een samenspel van factoren (Ployhart & Ward, 2013). Zo is het mogelijk dat in deze studie verscheidene andere elementen zoals ervaringen van de respondent met het team, attitudes ten aanzien van het team, unieke normen die de respondent hanteert, antwoordtendensen enzovoort ook deels gemeten worden door het instrument. Het is zodoende geen sinecure om een SJT te ontwikkelen die een homogeen construct, in ons geval conflicthantering, meet. Derhalve is test-hertestbetrouwbaarheid in de toekomst misschien een betere maatstaf gezien interne consistentie slechts een adequate meting is van betrouwbaarheid bij zuiver unidimensionale tests.
Een eerste hypothese onderzocht de convergente validiteit van de nieuwe situationele schaal en stelde dat deze matig positief zou correleren met de klassieke schaal voor conflicthantering van Alper. We constateerden inderdaad positieve relaties tussen corresponderende stijlen, en negatieve relaties tussen tegenovergestelde stijlen, hetgeen een goede indicatie is voor de constructvaliditeit van het instrument. We hadden echter
40
wel verwacht dat de correlaties lager zouden liggen. Het blijkt dus dat beide schalen meer gemeenschappelijke variantie meten dan verondersteld, ondanks de verschillen in methodiek. De correlaties zijn echter niet zodanig hoog dat we kunnen stellen dat de twee schalen volledig hetzelfde meten. Zo is er (slechts) 44% gemeenschappelijke variantie tussen de coöperatieve schaal van Alper en die van de SJT, en 31% tussen de beide competitieve schalen. Er is dus wel degelijk voldoende evidentie voor onze hypothese betreffende de constructvaliditeit. We konden eveneens afleiden uit de correlatietabel dat de twee dimensies van de SJT onderling minder sterk negatief correleren dan de twee dimensies van Alper. Vermoedelijk heeft de situatiegebondenheid van de test hiermee te maken. Respondenten maken bij de SJT immers telkens ten aanzien van een dimensie een beoordeling, in plaats van beide benaderingen algemeen tegenover elkaar te plaatsen. Voor zover wij weten is hier echter weinig onderzoek naar verricht. Ten tweede postuleerden we dat de situationele schaal voor conflicthantering de uitkomsten cohesie, jobsatisfactie, welzijn en turnover intenties zou voorspellen, zoals opgenomen in hypotheses 2a t.e.m. 5a. Zoals voorspeld bleek de SJT significante invloed te hebben op alle vier de criteria, wat wil zeggen dat deze vier hypotheses bevestigd zijn. Wanneer we de bètacoëfficiënten van naderbij bekijken, constateren we dat de competitieve dimensie enkel een significante invloed uitoefent op cohesie, hoewel ook het effect op jobsatisfactie randsignificant is. De coöperatieve dimensie daarentegen heeft een significant positief effect op cohesie, jobsatisfactie en welzijn, en een significant negatief effect op turnover intenties. Dit ligt in lijn met eerder onderzoek dat gelijkaardige verbanden vaststelde (Benitez et al., 2012; DeChurch & Marks, 2001; MontoroRodriguez & Small, 2006; Tjosvold et al., 2005; Yue & Wu, 2011). We kunnen deze bevindingen zodoende beschouwen als evidentie voor zowel de constructvaliditeit als de voorspellende validiteit van de nieuwe situationele schaal. Het blijkt dus dat de SJT een adequate meting vormt voor het beoordelen van conflicthantering in teams. Daarnaast bieden deze bevindingen ook verdere ondersteuning voor de Theorie van Competitie en Coöperatie van Deutsch (1973). Een groot aantal studies heeft reeds de generaliseerbaarheid van deze theorie naar organisaties getest (Alper, Tjosvold, & Law, 2000; Lu, Tjosvold, & Shi, 2010; Tjosvold, 1998). Dit onderzoek vult deze studies
41
aan door een situationele beoordelingstest te gebruiken om conflicthantering in teams vast te stellen, en includeert hiermee dus de context in de metingen.
Een derde reeks hypotheses stelde dat de SJT additionele variantie zou verklaren bovenop de schaal van Alper betreffende de uitkomsten cohesie (hypothese 2b), jobsatisfactie (3b), welzijn (4b) en turnover intenties (5b). De resultaten wezen uit dat er wel degelijk additionele variantie verklaard was voor cohesie en jobsatisfactie, maar niet voor welzijn en turnover intenties. Enkel hypotheses 2b en 3b werden dus bevestigd. Dit ondersteunt echter wel onze redenering dat de situationele schaal op een andere manier conflicthantering meet dan de schaal van Alper. Een SJT laat toe dat een construct op een meer situationele manier gemeten wordt. Dit impliceert dat acties in interactie staan met de situationele context en dat de specifieke situationele context zodoende belangrijk is voor de gedragingen van mensen, en dus ook voor hun keuze van conflicthanteringstijlen (Bledow & Frese, 2009). Dit bevestigt ook literatuur die stelt dat de effectiviteit en keuze van conflicthanteringstijlen afhankelijk is van de context en de conflictsituatie (Callanan, Benzing, & Perri, 2006). Een mogelijke verklaring voor deze beperkte incrementele validiteit kunnen we terugvinden in het begrip van ‘common-method variance’ (Lindell & Whitney, 2001). Zowel de schaal van Alper als de vier afhankelijke variabelen zijn immers gemeten via algemene Likert schalen. Hierdoor wordt het verband tussen beide wellicht overschat, resulterend in gedeelde variantie door het gebruik van dezelfde methode, en niet door het construct. De relatie tussen de SJT en de vier uitkomsten wordt daarentegen mogelijk onderschat, aangezien hier minder gedeelde variantie kan toegeschreven worden aan eenzelfde methode. Er is derhalve nood aan onderzoek waarbij de afhankelijke variabelen op een ander tijdstip of onafhankelijk worden gemeten. Mogelijk zien we dan andere resultaten.
Ten slotte poneerden we dat de nieuwe situationele schaal een betere voorspeller zou zijn voor elk van de uitkomsten cohesie (hypothese 2c), jobsatisfactie (3c), welzijn (4c) en turnover intenties (5c), dan de schaal van Alper. Geen enkele van deze hypotheses werd bevestigd. We stellen echter vast dat de verschillen in verklaarde variantie relatief klein zijn – voor turnover intenties zijn ze zelfs gelijk -, en derhalve kunnen we moeilijk
42
opmaken dat de SJT een slechtere voorspeller is. Het is in sommige gevallen bovendien opportuun om beide schalen aan te bieden, gezien de situationele schaal incrementele variantie verklaart bovenop de schaal van Alper voor de uitkomsten cohesie en jobsatisfactie. Opnieuw is het principe van ‘common-method variance’ van belang. Ook hier zijn de relaties tussen de schaal van Alper en elk van de uitkomstvariabelen wellicht overschat, terwijl die tussen de situationele schaal en de uitkomsten net onderschat worden. De meting van zowel de Alper schaal als de afhankelijke variabelen door algemene Likert schalen verklaart immers vermoedelijk een deel van de verklaarde variantie. Dit is niet het geval voor de SJT.
Beperkingen en suggesties voor toekomstig onderzoek Deze studie is uiteraard niet gevrijwaard van enkele beperkingen. Een eerste limitatie betreft de cross-sectionele aard van het onderzoek. Gezien we alle variabelen op hetzelfde moment hebben gemeten, kunnen we geen uitspraken doen over de causaliteit van de verbanden. Het hoeft bijvoorbeeld niet zo te zijn dat een team met een coöperatieve conflicthanteringsstijl een sterkere mate van cohesie zal vertonen. Het is evenzeer mogelijk dat een hoge mate van cohesie in een team ertoe leidt dat het team op een coöperatieve
manier
met
conflicten
omgaat.
Toekomstig
onderzoek
rond
conflicthantering zou zich kunnen beroepen op een longitudinaal design en metingen kunnen uitvoeren op verschillende tijdstippen zodat uitspraken over causaliteit tussen de predictoren en uitkomstvariabelen mogelijk zijn. Ten tweede zijn alle data gebaseerd op zelfrapportering en dus onderhevig aan vertekeningen. Er is derhalve nood aan onafhankelijke metingen. Bovendien is er mogelijk ook sprake van ‘common-method variance’ door het gebruik van Likert schalen voor zowel de afhankelijke variabelen als de schaal van Alper. Wellicht zijn hierdoor de verbanden tussen de Alper schaal en de uitkomsten overschat. Ook hier zouden onafhankelijke metingen of metingen van de uitkomsten op een ander moment een oplossing bieden. Zo zou verder onderzoek werkelijke turnover kunnen opnemen als afhankelijke variabele in plaats van turnover intentie. Een uitkomst als cohesie zou kunnen beoordeeld worden door collega’s of leidinggevenden.
43
Een derde beperking zou kunnen zijn dat de scenario’s in de SJT niet altijd even goed aansloten bij de werkcontext van de respondenten. Er waren heel wat verschillende teams en organisaties vertegenwoordigd in de steekproef met elk hun eigen manier van werken, waardoor mogelijk niet elke respondent zich optimaal kon inleven in de conflictsituaties. Dit valt echter niet af te leiden uit de data, en bovendien hebben we gepoogd deze scenario’s zo generiek en herkenbaar mogelijk op te stellen. Ten vierde zijn de schalen in deze studie gebaseerd op metingen aan de hand van Likert schalen. Dit kan echter problematisch zijn, zeker bij het meten van trade-offs (Daly, Lee, Soutar, & Rasmi, 2010). Het kiezen van een conflicthanteringsstijl houdt immers inherent een afweging in van de verschillende stijlen. Een Likert-schaal kan hier dus beperkend zijn, gezien het die trade-offs niet kan vatten. Respondenten moeten immers elke conflictstijl afzonderlijk beoordelen en moeten deze niet expliciet afwegen tegenover de andere stijlen. Het welbekende fenomeen waarbij respondenten systematisch bepaalde delen van een schaal gebruiken, zoals een extreem punt of een middelpunt, is in deze trade-off context in het bijzonder relevant, gezien het systematisch gebruiken van een bepaald deel van een schaal ervoor kan zorgen dat werkelijke effecten worden gemaskeerd (Baumgartner & Steenkamp, 2001). We vinden in deze studie niet meteen problematische aanwijzingen – zo zijn er duidelijke negatieve relaties gevonden tussen tegenovergestelde conflictmanagementstijlen – maar het kan opportuun zijn om in verder onderzoek gebruik te maken van de ‘best-worst’ scoringmethode om te ontsnappen aan de mogelijke negatieve gevolgen van Likert schalen.
Op basis van de bevindingen in de huidige studie, doen we ook graag enkele suggesties voor mogelijk interessante onderzoekpistes. Ten eerste hebben we in deze studie interne consistentie beoordeeld op basis van Cronbach’s alpha’s en correlaties. Het is echter opportuun om in de toekomst aan de hand van factor-analytisch onderzoek een beter zicht te krijgen op de structuur en de interne consistentie van de nieuwe situationele schaal. Bovendien is het aangeraden om in de toekomst test-hertestbetrouwbaarheid na te gaan als maat van betrouwbaarheid voor SJT’s, zoals veel onderzoekers reeds hebben aangegeven (Lievens et al., 2008; McDaniel et al., 2007; Motowidlo et al., 1990). Ten tweede lijkt het ons interessant om in de toekomst individuele antwoorden van teamleden te aggregeren op teamniveau. Daarbij zou het dan vooral interessant zijn
44
om te kijken in welke mate de percepties van de verschillende teamleden over hoe hun team omgaat met conflict overeenstemmen. Onderzoekers kunnen dan deze overeenstemming vergelijken tussen de schaal van Alper en de SJT en ook de effecten ervan nagaan. Mogelijk is de mate van overeenstemming binnen het team gemeten door de situationele schaal meer predictief valide dan de overeenstemming gemeten door de schaal van Alper. We gaan er immers van uit dat de situationele schaal een betere meting is van werkelijk conflicthanteringsgedrag, en minder een subjectieve algemene perceptie voorstelt. Toekomstig onderzoek kan eveneens de SJT vergelijken met andere metingen van teamconflict, alsook de construct- en criteriumvaliditeit nagaan in relatie tot andere constructen, zoals teamprestatie vastgesteld door een onafhankelijke meting.
Implicaties Theoretisch. Een belangrijke theoretische bijdrage van deze studie is dat we evidentie hebben gevonden voor de stelling dat situationele metingen ook valide kunnen zijn voor contextuele constructen. SJT’s zijn in het verleden vaak gebruikt om individuele verschillen vast te stellen, bijvoorbeeld in selectiecontexten (Christian, Edwards, & Bradley, 2010). Het is echter aangetoond dat de effectiviteit en efficiëntie van sommige vaardigheden, zoals conflicthantering, afhankelijk is van de context waarin een persoon zich bevindt (Callanan et al., 2006). Nu we mogelijk evidentie hebben dat deze contexten kunnen meegenomen worden in onderzoeksinstrumenten, kunnen we dit ook benutten voor andere contextuele constructen, zoals leiderschap. Dit zou zodoende een interessante piste zijn voor toekomstig onderzoek. Een tweede bijdrage van deze studie, is dat dat we met de situationele schaal conflicthantering op teamniveau bevraagd hebben. In de antwoordopties polsten we immers niet naar de hypothetische reacties van de respondent, maar vroegen we hoe het team van de respondent volgens hem/haar zou reageren. Het is een interessant gegeven dat situationele beoordelingstesten ook kunnen toegepast worden om op een valide manier constructen op niveau van het team te kunnen meten. Verder onderzoek naar
45
aggregatie van de resultaten op teamniveau en overeenstemming tussen de teamleden lijkt ons hier opportuun en een interessante onderzoeksrichting. Een derde theoretische implicatie houdt in dat deze studie verdere ondersteuning biedt voor het eendimensionale model van competitie en coöperatie van Deutsch (1973). Hoewel deze theorie een stuk spaarzamer is dan onder andere het raamwerk van Blake en Mouton (1964) blijkt het team- en individuele uitkomsten significant te kunnen voorspellen. Ten slotte hebben we in deze studie verdere evidentie gevonden voor de prepositie dat conflicthantering in een team een impact heeft op de cohesie van dat team, alsook op individuele uitkomsten zoals welzijn, jobsatisfactie en turnover intentie. Literatuur heeft in het verleden voornamelijk gefocust op conflicthantering als antecedent van prestatieuitkomsten (Alper et al., 2000; Chen et al., 2005; De Dreu et al. 2001). Deze studie indiceert dat ook attitude- en gedragsuitkomsten hierdoor beïnvloed worden. Praktisch. In deze studie is evidentie gevonden voor de veronderstelling dat de conflicthanteringstijl die een team toepast een significante invloed heeft op de cohesie van dat team, en het welzijn, de jobsatisfactie en de turnover intenties van de teamleden. Bijgevolg is het relevant om als organisatie aandacht te geven aan hoe het team omgaat met conflict, om deze teamuitkomsten te kunnen optimaliseren. Ons onderzoek impliceerde dat coöperatieve conflicthantering positieve effecten uitoefent op deze uitkomsten, en competitieve conflicthantering daarentegen een negatieve invloed heeft. Het is reeds veelvuldig aangetoond dat variabelen als jobsatisfactie, cohesie en welzijn een positief effect hebben op de prestatie van werknemers en teams, en zodoende heeft de organisatie er baat bij deze op een hoog niveau te houden (Judge, Thoresen, Bono, & Patton, 2001; Klein & Mulvey, 1995; Lin, Yu, & Yi, 2014). De organisatie kan hier het belang van coöperatieve conflicthantering benadrukken, en hier ook de teamleden in oefenen. Mits verdere validering van het instrument, kan de nieuwe situationele schaal een belangrijke rol spelen om de organisatie hierbij te helpen. Leidinggevenden kunnen hiermee
immers
conflicthanteringstijlen
van
teams
vaststellen
en
eventuele
trainingsnoden identificeren. Hierbij aansluitend zou de optie om de overeenstemming
46
tussen de percepties van verschillende teamleden te kunnen meten wellicht een grote bijdrage leveren. Op die manier zouden discrepanties in percepties rond conflicthantering kunnen blootgelegd worden. Trainers zouden hier vervolgens op kunnen inspelen om de dynamiek van het team te duiden en deze daarna ook te bevorderen. Dit is derhalve een sterk aan te raden piste naar toekomstige testbouwers toe.
Conclusie Het doel van deze studie was de ontwikkeling van een situationele schaal voor het meten
van
conflicthantering
in
teams.
We
constateerden
indicaties
voor
constructvaliditeit na vergelijking van de SJT met een algemene Likertgebaseerde schaal, en vonden ook evidentie voor criteriumvaliditeit. De situationele schaal was immers een goede voorspeller voor de uitkomsten cohesie, jobsatisfactie, welzijn en turnover intentie, in de lijn met vorig onderzoek. De SJT verklaarde slechts voor twee van de vier uitkomsten, namelijk cohesie en jobsatisfactie, additionele variantie bovenop de schaal van Alper, en was voor geen van de uitkomsten een betere predictor. Mogelijk kan dit verklaard worden door ‘common-method variance’. Er is zodoende nood aan bijkomend onderzoek om de validiteit van deze nieuwe situationele schaal verder na te gaan. Desalniettemin levert de huidige studie een relevante bijdrage aan de literatuur door de situationele
meting
van
een
contextueel
construct
en
de
replicatie
van
onderzoeksbevindingen rond conflicthantering in teams. We hopen dat deze studie toekomstig onderzoek zal aanmoedigen betreffende de ontwikkeling, scoring en validering van SJT’s in het algemeen, en van SJT’s voor contextuele constructen in het bijzonder.
47
Referenties Alper, S., Tjosvold, D., & Law, K. S. (2000). Conflict management, efficacy, and performance in organizational teams. Personnel Psychology, 53(3), 625-642. doi: 10.1111/j.1744-6570.2000.tb00216.x Amason, A. C. (1996). Distinguishing the effects of functional and dysfunctional conflict on strategic decision making: Resolving a paradox for top management teams. Academy of Management Journal, 39(1), 123-148. doi: 10.2307/256633 Argyris, C. (1962). Interpersonal competence and organizational effectiveness. Homewood, IL: Dorsey. Aritzeta, A., Ayestaran, S., & Swailes, S. (2005). Team role preference and conflict management styles. International Journal of Conflict Management, 16(2), 157182. doi: 10.1108/eb022927 Aritzeta, A., & Balluerka, N. (2006). Cooperation, competition and goal interdependence in work teams: a multilevel approach. Psicothema, 18(4), 757-765. http://www.psicothema.com/psicothema.asp?id=3305 Barker, J., Tjosvold, D., & Andrews, I. R. (1988). Conflict approaches of effective and ineffective project managers - a field-study in a matrix organization. Journal of Management Studies, 25(2), 167-178. doi: 10.1111/j.1467-6486.1988.tb00030.x Barrick, M. R., Bradley, B. H., Kristof-Brown, A. L., & Colbert, A. E. (2007). The moderating role of top management team interdependence: Implications for real teams and working groups. Academy of Management Journal, 50(3), 544-557. doi:10.5465/AMJ.2007.25525781 Baumann, N., Kaschel, R., & Kuhl, J. (2005). Striving for unwanted goals: Stressdependent discrepancies between explicit and implicit achievement motives reduce subjective well-being and increase psychosomatic symptoms. Journal of Personality and Social Psychology, 89(5), 781-799. doi:10.1037/00223514.89.5.781 Baumgartner, H., & Steenkamp, J. (2001). Response styles in marketing research: A cross-national investigation. Journal of Marketing Research, 38(2), 143-156. doi: 10.1509/jmkr.38.2.143.18840 Benitez, M., Leon-Perez, J. M., Ramirez-Marin, J. Y., Medina, F. J., & Munduate, L. (2012). Validation of the Interpersonal Conflict at Work Questionnaire (CIT) among Spanish employees. Estudios De Psicologia, 33(3), 263-275. doi:10.1174/021093912803758228 Blake, R. R., & Mouton, J. S. (1964). The managerial grid. Houston, TX: Gulf Publishing Co. Blake, R. R., & Mouton J. S., (1970). The fifth achievement. Journal of Applied Behavioral Science, 6, 413-426. doi: 10.1177/002188637000600403 Blake, R. R., & Mouton, J. S. (1984). Solving costly organizational conflicts. San Francisco, CA: Jossey-Bass. Bledow, R., & Frese, M. (2009). A SITUATIONAL JUDGMENT TEST OF PERSONAL INITIATIVE AND ITS RELATIONSHIP TO PERFORMANCE. Personnel Psychology, 62(2), 229-258. doi:10.1111/j.1744-6570.2009.01137.x Boonsathorn, W. (2007). Understanding conflict management styles of Thais and Americans in multinational corporations in Thailand. International Journal of Conflict Management, 18(3-4), 196-221. doi: 10.1108/10444060710825972
48
Boros, S., Meslec, N., Curseu, P. L., & Emons, W. (2010). Struggles for cooperation: conflict resolution strategies in multicultural groups. Journal of Managerial Psychology, 25(5), 539-554. doi: 10.1108/02683941011048418 Bowler, W. M., & Brass, D. J. (2006). Relational correlates of interpersonal citizenship behavior: A social network perspective. Journal of Applied Psychology, 91(1), 70-82. doi:10.1037/0021-9010.91.1.70 Brief, A. P., & Weiss, H. M. (2002). Organizational behavior: Affect in the workplace. Annual Review of Psychology, 53, 279-307. doi: 10.1146/annurev.psych.53.100901.135156 Brunstein, J. C., & Maier, G. W. (2005). Implicit and self-attributed motives to achieve: Two separate but interacting needs. Journal of Personality and Social Psychology, 89(2), 205-222. doi: 10.1037/0022-3514.89.2.205 Callanan, G. A., Benzing, C. D., & Perri, D. F. (2006). Choice of conflict-handling strategy: A matter of context. Journal of Psychology, 140(3), 269-288. doi: 10.3200/jrlp.140.3.269-288 Cann, A., Norman, M. A., Welbourne, J. L., & Calhoun, L. G. (2008). Attachment styles, conflict styles and humour styles: Interrelationships and associations with relationship satisfaction. European Journal of Personality, 22(2), 131-146. doi: 10.1002/per.666 Carnevale, P. J., & Probst, T. M. (1998). Social values and social conflict in creative problem solving and categorization. Journal of Personality and Social Psychology, 74(5), 1300-1309. doi: 10.1037//0022-3514.74.5.1300 Carnevale, P. J., & Pruitt, D. G. (1992). Negotiation and mediation. Annual Review of Psychology, 43, 531-582. doi: 10.1146/annurev.ps.43.020192.002531 Chanin, M. N., & Schneer, J. A. (1984). A study of the relationship between Jungian Personality Dimensions and Conflict-Handling. Human Relations, 37, 863-879. doi: 10.1177/001872678403701006 Chen, G. Q., Liu, C. H., & Tjosvold, D. (2005). Conflict management for effective top management teams and innovation in China. Journal of Management Studies, 42(2), 277-300. doi: 10.1111/j.1467-6486.2005.00497.x Cohen, S. G., & Ledford, G. E. (1994). The effectiveness of self-managing teams - a quasi-experiment. Human Relations, 47(1), 13-43. doi: 10.1177/001872679404700102 Cohen, S.H., & Markowitz, P. (2002). Renewing market segmentation: some new tools to correct old problems. ESOMAR, Amsterdam, pp. 595-612. Christian, M. S., Edwards, B. D., & Bradley, J. C. (2010). SITUATIONAL JUDGMENT TESTS: CONSTRUCTS ASSESSED AND A META-ANALYSIS OF THEIR CRITERION-RELATED VALIDITIES. Personnel Psychology, 63(1), 83-117. doi: 10.1111/j.1744-6570.2009.01163.x Daly, T. M., Lee, J. A., Soutar, G. N., & Rasmi, S. (2010). Conflict-handling style measurement: a best-worst scaling application. International Journal of Conflict Management, 21(3), 281-308. doi: 10.1108/10444061011063180 De Dreu, C. K. W. (2008). The virtue and vice of workplace conflict: food for (pessimistic) thought. Journal of Organizational Behavior, 29(1), 5-18. doi: 10.1002/job.474 De Dreu, C. K. W., & Beersma, B. (2005). Conflict in organizations: Beyond effectiveness and performance. European Journal of Work and Organizational Psychology, 14(2), 105-117. doi: 10.1080/13594320444000227
49
De Dreu, C. K. W., Evers, A., Beersma, B., Kluwer, E. S., & Nauta, A. (2001). A theorybased measure of conflict management strategies in the workplace. Journal of Organizational Behavior, 22(6), 645-668. doi: 10.1002/job.107 De Dreu, C. K. W., van Dierendonck, D., & Maria, T. M. (2004). Conflict at work and individual well-being. International Journal of Conflict Management, 15(1), 626. doi: 10.1108/eb022905 De Dreu, C. K. W., Weingart, L. R., & Kwon, S. (2000). Influence of social motives on integrative negotiation: A meta-analytic review and test of two theories. Journal of Personality and Social Psychology, 78(5), 889-905. doi: 10.1037/00223514.78.5.889 De Gieter, S., Hofmans, J., & Pepermans, R. (2011). Revisiting the impact of job satisfaction and organizational commitment on nurse turnover intention: An individual differences analysis. International Journal of Nursing Studies, 48(12), 1562-1569. doi:10.1016/j.ijnurstu.2011.06.007 DeChurch, L. A., & Marks, M. A. (2001). Maximizing the benefits of task conflict: The role of conflict management. International Journal of Conflict Management, 12(1), 4-22. doi: 10.1108/eb022847 Deutsch, M. (1949). A theory of cooperation and competition. Human Relations, 2, 129– 152. doi: 10.1177/001872674900200204 Deutsch, M. (1973). The resolution of conflict. New Haven, CT: Yale University Press. Diener, E., Suh, E. M., Lucas, R. E., & Smith, H. L. (1999). Subjective well-being: Three decades of progress. Psychological Bulletin, 125(2), 276-302. doi:10.1037/00332909.125.2.276 Dijkstra, M. T. M., van Dierendonck, D., & Evers, A. (2005). Responding to conflict at work and individual well-being: The mediating role of flight behaviour and feelings of helplessness. European Journal of Work and Organizational Psychology, 14(2), 119-135. doi: 10.1080/13594320444000254 Euwema, M. C., & Van de Vliert, E. (1990). Gedrag en escalatie bij hiërarchische conflicten. In A. P. Buunk, D. Van Kreveld, & R. Van der Vlist (Eds.), Sociale psychologie en stereotypen, organisaties, gezondheid. (pp. 28-42). Den Haag: VUGA. Farh, J. L., Lee, C., & Farh, C. I. C. (2010). Task Conflict and Team Creativity: A Question of How Much and When. Journal of Applied Psychology, 95(6), 11731180. doi: 10.1037/a0020015 Fisher, R. J. (1993). Social desirability bias and the validity of indirect questioning. Journal of Consumer Research, 20(2), 303-315. doi: 10.1086/209351 Gollwitzer PM. (1999). Implementation intentions: Strong effects of simple plans. American Psychologist, 54(7), 493–503. doi: 10.1037/0003-066X.54.7.493 Goodwin, J. (2002). Auditor’s conflict management styles: An exploratory study. Abacus, 38 (3), 378-406. doi: 10.1111/1467-6281.00114 Hall, J. (1969). Conflict management survey: a survey of one’s characteristics reaction to and handling of conflict between himself and others. Conroe, Texas: Teleometrics International. Holt, J. L., & DeVore, C. J. (2005). Culture, gender, organizational role, and styles of conflict resolution: A meta-analysis. International Journal of Intercultural Relations, 29(2), 165-196. doi: 10.1016/j.ijintrel.2005.06.002 Hocker, J.L., & Wilmot, W.W. (1991). Interpersonal conflict. Dubuque, IA: Wm. C. Brown.
50
Horney, K. (1945). Our inner conflicts. New York, NY: W.W. Norton & Co., Inc. Hurtz, G. M., & Donovan, J. J. (2000). Personality and job performance: The big five revisited. Journal of Applied Psychology, 85(6), 869-879. doi:10.1037/00219010.85.6.869 Ilgen, D. R. (1999). Teams embedded in organizations - Some implications. American Psychologist, 54(2), 129-139. doi: 10.1037//0003-066x.54.2.129 Jehn, K. A. (1994). Enhancing effectiveness - an investigation of advantages and disadvantages of value-based intragroup conflict. International Journal of Conflict Management, 5(3), 223-238. doi: 10.1108/eb022744 Jehn, K. A., & Bendersky, C. (2003). Intragroup conflict in organizations: A contingency perspective on the conflict-outcome relationship. Research in Organizational Behavior, Vol 25, 25, 187-242. doi: 10.1016/s0191-3085(03)25005-X Jehn, K. A., Greer, L., Levine, S., & Szulanski, G. (2008). The Effects of Conflict Types, Dimensions, and Emergent States on Group Outcomes. Group Decision and Negotiation, 17(6), 465-495. doi: 10.1007/s10726-008-9107-0 Jehn, K. A., & Mannix, E. A. (2001). The dynamic nature of conflict: A longitudinal study of intragroup conflict and group performance. Academy of Management Journal, 44(2), 238-251. doi: 10.2307/3069453 Jehn, K. A., Northcraft, G. B., & Neale, M. A. (1999). Why differences make a difference: A field study of diversity, conflict, and performance in workgroups. Administrative Science Quarterly, 44(4), 741-763. doi: 10.2307/2667054 Judge, T. A., Thoresen, C. J., Bono, J. E., & Patton, G. K. (2001). The job satisfactionjob performance relationship: A qualitative and quantitative review. Psychological Bulletin, 127(3), 376-407. doi:10.1037//0033-2909.127.3.376 Kilmann, R. H., & Thomas, K. W. (1977). Developing a forced-choice measure of conflict-handling behavior - mode instrument. Educational and Psychological Measurement, 37(2), 309-325. doi: 10.1177/001316447703700204 Klein, H. J., & Mulvey, P. W. (1995). 2 INVESTIGATIONS OF THE RELATIONSHIPS AMONG GROUP GOALS, GOAL COMMITMENT, COHESION, AND PERFORMANCE. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 61(1), 44-53. doi:10.1006/obhd.1995.1004 King, W. C., & Miles, E. W. (1990). What we know – and don’t know – about measuring conflict: an examination of the ROCI-II and the OCCI conflict instruments. Management Communication Quarterly, 4, 222-243. doi: 10.1177/0893318990004002005 Latham G. P., & Saari L. M., (1984). Do people dowhat they say? Further studies on the situational interview. Journal of Applied Psychology, 69, 569–573. doi: 10.1037/0021-9010.69.4.569 Latham G. P., Skarlicki DP. (1995). Criterion-related validity of the situational and patterned behavior description interviews with organizational citizenship behavior. Human Performance, 8(2), 67–80. doi: 10.1080/08959289509539857 Lee, C. W. (1990). Relative role and styles of handling interpersonal conflict: An experimental study with Korean managers. International Journal of Conflict Management, I, 327-340. doi: 10.1108/eb022687 Leiter, M. P., Laschinger, H. K. S., Day, A., & Oore, D. G. (2011). The Impact of Civility Interventions on Employee Social Behavior, Distress, and Attitudes. Journal of Applied Psychology, 96(6), 1258-1274. doi:10.1037/a0024442
51
Lievens, F., Peeters, H., & Schollaert, E. (2008). Situational judgment tests: a review of recent research. Personnel Review, 37(4), 426-441. doi:10.1108/00483480810877598 Lin, Y. C., Yu, C., & Yi, C. C. (2014). THE EFFECTS OF POSITIVE AFFECT, PERSON-JOB FIT, AND WELL-BEING ON JOB PERFORMANCE. Social Behavior and Personality, 42(9), 1537-1547. doi:10.2224/sbp.2014.42.9.1537 Lindell, M. K., & Whitney, D. J. (2001). Accounting for common method variance in cross-sectional research designs. Journal of Applied Psychology, 86(1), 114-121. doi:10.1037//0021-9010.86.1.114 Liu, C., Zhang, L. J., Ye, W. Q., Zhu, J. Y., Cao, J., Lu, X. Y., & Li, F. P. (2012). Job satisfaction and intention to leave: a questionnaire survey of hospital nurses in Shanghai of China. Journal of Clinical Nursing, 21(1-2), 255-263. doi:10.1111/j.1365-2702.2011.03766.x Locke, E. A. (1976). The nature and causes of job satisfaction. In M. D. Dunnette (Ed.), Handbook of industrial and organizational psychology (pp. 1297–1349). Chicago, IL: Rand McNally. Lovelace, K., Shapiro, D. L., & Weingart, L. R. (2001). Maximizing cross-functional new product teams' innovativeness and constraint adherence: A conflict communications perspective. Academy of Management Journal, 44(4), 779-793. doi: 10.2307/3069415 Lu, J. F., Tjosvold, D., & Shi, K. (2010). Team Training in China: Testing and Applying the Theory of Cooperation and Competition. Journal of Applied Social Psychology, 40(1), 101-134. doi: 10.1111/j.1559-1816.2009.00565.x MacKenzie, S. B., Podsakoff, P. M., & Jarvis, C. B. (2005). The problem of measurement model mis specification in behavioral and organizational research and some recommended solutions. Journal of Applied Psychology, 90(4), 710-730. doi:10.1037/0021-9010.90.4.710 Marks, M. A., Mathieu, J. E., & Zaccaro, S. J. (2001). A temporally based framework and taxonomy of team processes. Academy of Management Review, 26(3), 356-376. doi:10.5465/amr.2001.4845785 McDaniel, M. A., Hartman, N. S., Whetzel, D. L., & Grubb, W. L. (2007). Situational judgment tests, response instructions, and validity: A meta-analysis. Personnel Psychology, 60(1), 63-91. doi:10.1111/j.1744-6570.2007.00065.x McDaniel, M. A., & Nguyen, N. T. (2001). Situational judgment tests: A review of practice and constructs assessed. International Journal of Selection and Assessment, 9(1-2), 103-113. doi: 10.1111/1468-2389.00167 Matsuo, M. (2006). Customer orientation, conflict, and innovativeness in Japanese sales departments. Journal of Business Research, 59(2), 242-250. doi: 10.1016/j.jbusres.2005.06.002 Montoro-Rodriguez, J., & Small, J. A. (2006). The role of conflict resolution styles on nursing staff morale, burnout, and job satisfaction in long-term care. Journal of Aging and Health, 18(3), 385-406. doi:10.1177/0898264306286196 Motowidlo, S. J., Dunnette, M. D., & Carter, G. W. (1990). AN ALTERNATIVE SELECTION PROCEDURE - THE LOW-FIDELITY SIMULATION. Journal of Applied Psychology, 75(6), 640-647. doi:10.1037//0021-9010.75.6.640 O'Neill, T. A., Allen, N. J., & Hastings, S. E. (2013). Examining the "Pros" and "Cons" of Team Conflict: A Team-Level Meta-Analysis of Task, Relationship, and
52
Process Conflict. Human Performance, 26(3), 236-260. doi: 10.1080/08959285.2013.795573 Park, H. S., & Park, M. J. (2008). Multilevel effects of conflict management preferences on satisfaction with group processes. International Journal of Conflict Management, 19(1), 57-71. doi: 10.1108/10444060810849182 Penney, L. M., & Spector, P. E. (2005). Job stress, incivility, and counterproductive work behavior (CWB): the moderating role of negative affectivity. Journal of Organizational Behavior, 26(7), 777-796. doi: 10.1002/job.336 Peus, C., Braun, S., & Frey, D. (2013). Situation-based measurement of the full range of leadership model - Development and validation of a situational judgment test. Leadership Quarterly, 24(5), 777-795. doi: 10.1016/j.leaqua.2013.07.006 Ployhart, R. E. (2008). Review of the National Professional Practice Assessment. Report submitted to the Canadian Council of Human Resource Associations, Ottowa, Ontario, Canada. Ployhart, R. E., & Ward, A. (2013). Situational Judgment Measures. In K. F. Geisinger (Ed.), APA Handbook of Testing and Assessment in Psychology: Vol. 1. Test Theory and Testing and Assessment in Industrial and Organizational Psychology (pp 551-564). Washington, DC, US: American Psychological Association. Pondy, L. R. (1967). Organizational conflict: Concepts and models. Administrative Science Quarterly, 12, 296–320. doi: 10.2307/2391553 Price, M. (2002). Job satisfaction of registered nurses working in an acute hospital. British journal of nursing, 11(4), 275-280. doi: 10.12968/bjon.2002.11.4.10080 Pruitt, D. G., & Rubin, J. (1986). Social conflict: Escalation, stalemate and settlement. New York: Random House. doi: 10.1036/0070542112 Pruitt, D.G. (1983). Strategic choice in negotiation. The American, Vol. 27 No. 2, pp. 167-94. Rahim, M.A. (1983). A measure of styles of handling interpersonal conflict. Academy of Management Journal, Vol. 26 No. 2, pp. 368-76. doi: 10.2307/255985 Rahim, M.A. (1986). Managing conflict in organizations. New York: Praeger. Rahim, M.A. (1992). Managing conflict in organizations (2nd ed.). New York: Praeger. Rahim, M. A. (1997). Styles of managing organizational conflict: A critical review and synthesis of theory and research. In M. A. Rahim, R. T. Golembiewski, & L. E. Pate (Eds.), Current topics in management (Vol. 2, pp. 61h77). Greenwich, CT: JAI Press. Rahim, M.A. and Magner, N.R. (1995). Confirmatory factor analysis of the styles of handling interpersonal conflict: first-order factor model and its invariance across groups. Journal of Applied Psychology, Vol. 80 (1), pp. 122-32. doi: 10.1037/0021-9010.80.1.122 Rispens, S., Greer, L., Jehn, K. A., & Thatcher, S. M. B. (2011). Not So Bad After All: How Relational Closeness Buffers the Association Between Relationship Conflict and Helpful and Deviant Group Behaviors. Negotiation and Conflict Management Research, 4(4), 277-296. doi: 10.1111/j.1750-4716.2011.00083.x/abstract Sharma, S., Gangopadhyay, M., Austin, E., & Mandal, M. K. (2013). Development and Validation of a Situational Judgment Test of Emotional Intelligence. International Journal of Selection and Assessment, 21(1), 57-73. doi: 10.1111/ijsa.12017 Shockley-Zalabak, P., (1998). Assessing the Hall Conflict Management Survey: Theoretical Basis. Management Communication Quarterly: McQ (1986-1998); Fb 1998: 1, 3, pp. 302. doi: 10.1177/0893318988001003003
53
Somech, A. (2008). Managing conflict in school teams: The impact of task and goal interdependence on conflict management and team effectiveness. Educational Administration Quarterly, 44(3), 359-390. doi: 10.1177/0013161x08318957 Sorenson, R. L., Morse, E. A., & Savage, G. T. (1999). A test of the motivations underlying choice of conflict strategies in the dual-concern model. International Journal of Conflict Management, 10(1), 25-44. doi: 10.1108/eb022817 Spector, P. E., & Jex, S. M. (1998). Development of four self-report measures of job stressors and strain: Interpersonal Conflict at Work Scale, Organizational Constraints Scale, Quantitative Workload Inventory, and Physical Symptoms Inventory. Journal of Occupational Health Psychology, 3, 356–367. doi: 10.1037/1076-8998.3.4.356 Thomas, K. W. (1976). Conflict and conflict management. In M. D. Dunette (Ed.), Handbook of industrial and organizational psychology: 889-935. Chicago: Rand McNally. Thomas, K. W. (1992). Conflict and negotiation processes in organizations. In M. D. Dunnette & L. M. Hough (Eds.). Handbook of industrial and organizational psychology: 651–717. Chicago , IL : Rand McNally Thomas, K.W. and Kilmann, R.H. (1974), Thomas-Kilmann Conflict Mode Instrument, Xicom, Tuxedo, NY. Thomas, K. W., Thomas, G. F., & Schaubhut, N. (2008). Conflict styles of men and women at six organization levels. International Journal of Conflict Management, 19(2), 148-166. doi: 10.1108/10444060810856085 Tjosvold, D. (1998). Cooperative and competitive goal approach to conflict: Accomplishments and challenges. Applied Psychology-an International ReviewPsychologie Appliquee-Revue Internationale, 47(3), 285-313. doi: 10.1111/j.1464-0597.1998.tb00025.x Tjosvold, D. (2008). The conflict-positive organization: it depends upon us. Journal of Organizational Behavior, 29(1), 19-28. doi: 10.1002/job.473 Tjosvold, D., I. R. Andrews, & H. Jones (1985). Alternative ways leaders can use authority. Candadian Journal of Administrative Sciences 2; 307-17.doi: 10.1111/j. 1936-4490.1985.tb00409.x Tjosvold, D., Law, K. S., & Sun, H. (2006). Effectiveness of Chinese teams: The role of conflict types and conflict management approaches. Management and Organization Review, 2, 231–252. doi:10.1111/j.1740-8784.2006.00040.x Tjosvold, D., Hui, C., & Yu, Z. Y. (2003). Conflict management and task reflexivity for team in-role and extra-role performance in China. International Journal of Conflict Management, 14(2), 141-163. doi: 10.1108/eb022895 Tjosvold, D., Poon, M., & Yu, Z. Y. (2005). Team effectiveness in China: Cooperative conflict for relationship building. Human Relations, 58(3), 341-367. doi:10.1177/0018726705053426 Van de Vliert, E. (1997). Complex Interpersonal Conflict Behavior: Psychology Press: London. Van de Vliert, E., & Euwema, M. C. (1994). Agreeableness and activeness as components of conflict behaviors. Journal of Personality and Social Psychology, 66(4), 674687. doi: 10.1037/0022-3514.66.4.674 Vodosek, M. (2007). Intragroup conflict as a mediator between cultural diversity and work group outcomes. International Journal of Conflict Management, 18(3-4), 345-375. doi: 10.1108/10444060710833469
54
Wall, J.A. Jr. and Callister, R.R. Conflict and Its Management. Journal of Management, 21 (3), 1995, 515-558. doi: 10.1177/014920639502100306 Whetzel, D. L., & McDaniel, M. A. (2009). Situational judgment tests: An overview of current research. Human Resource Management Review, 19(3), 188-202. doi: 10.1016/j.hrmr.2009.03.007 Womack, D. F. (1988). Assessing the Thomas-Kilmann Conflict MODE Survey. Management Communication Quarterly, 1, 321-349. doi: 1177/0893318988001003004 Yue, H. M., & Wu, B. (2011, Sep 13-15). Effects of Paternalistic Leadership Behavior on Team Cohesiveness: The Mediating Role of Conflict Resolution Approaches. In Management Science and Engineering (ICMSE), 2011 International Conference on (pp. 754-765). IEEE. doi: 10.1109/ICMSE.2011.6070046 Zhang, X. A., Cao, Q., & Tjosvold, D. (2011). Linking Transformational Leadership and Team Performance: A Conflict Management Approach. Journal of Management Studies, 48(7), 1586-1611. doi: 10.1111/j.1467-6486.2010.00974.x
55
