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