DE ONTWIKKELING VAN EEN SITUATIONEEL INSTRUMENT … · De huidige studie beschrijft de ontwikkeling...
Transcript of DE ONTWIKKELING VAN EEN SITUATIONEEL INSTRUMENT … · De huidige studie beschrijft de ontwikkeling...
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
1
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 Likert-
schalen 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 Likert-
schalen 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
2
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
3
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,
4
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
5
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
6
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
7
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
8
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
9
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,
10
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).
11
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,
12
& 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-of-
Differences 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.
13
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 Shockley-
Zalabak (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
14
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).
15
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 5-
punt 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 Likert-
schalen.
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.
16
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
17
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
18
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.
19
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
20
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
21
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).
22
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.
23
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 meta-
analyse 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 meta-
analyses poneren we dat ook in deze studie de SJT hogere criteriumvaliditeit zal tonen
24
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 team-
niveau, 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
25
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
26
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.
27
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.
28
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.
29
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.
30
Analyses
Alvorens de analyses te starten, zijn we nagegaan welke demografische variabelen
relevant waren om op te nemen als controlevariabelen. Hiervoor voerden we de niet-
parametrische 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 regressie-
analyse 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
31
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
32
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.
33
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
34
(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.
35
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.
36
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.
37
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 bèta-
coëfficiënten 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.
38
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.
39
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
40
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
41
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; Montoro-
Rodriguez & 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
42
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
43
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.
44
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
45
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
46
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 prestatie-
uitkomsten (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
47
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.
48
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), 157-
182. 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: Stress-
dependent 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:10.1037/0022-
3514.89.5.781
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
49
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
50
De Dreu, C. K. W., Evers, A., Beersma, B., Kluwer, E. S., & Nauta, A. (2001). A theory-
based 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), 6-
26. 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: 10.1037/0022-
3514.78.5.889
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:10.1037/0033-
2909.125.2.276
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), 1173-
1180. 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.
51
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:10.1037/0021-
9010.85.6.869
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 satisfaction-
job 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
52
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
53
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
54
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 Review-
Psychologie 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), 674-
687. 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
55
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