Das Teamrolleninventar von Belbin: Psychometrische Überprüfung einer deutschsprachigen Fassung

Christian-Albrechts-Universität zu Kiel Das Teamrolleninventar von Belbin: Psychometrische Überprüfung einer deutschsprachigen Fassung Udo Konradt Sylvia Kießling Nr. 9 Berichte des Lehrstuhls für Arbeits-, Organisations- und Marktpsychologie herausgegeben von Prof. Dr. Udo Konradt

2 Das Teamrolleninventar nach Belbin Inhalt 1 ZUSAMMENFASSUNG. 3 1.1 Abstract 4 2 DAS TEAMROLLENINVENTAR VON BELBIN: PSYCHOMETRISCHE ÜBERPRÜFUNG EINER DEUTSCHSPRACHIGEN FASSUNG 5 2.1 Konzeptuelle und empirische Grundlagen 5 2.1.1 Das Teamrollenkonzept 5 3 METHODE 8 3.1 Stichprobe 8 3.2 Testverfahren 9 3.3 Durchführung der Untersuchung 9 4 ERGEBNISSE 10 5 DISKUSSION 13 6 FUSSNOTEN 16 7 LITERATURVERZEICHNIS 17

Zusammenfassung 3 1 Zusammenfassung Es wird eine Studie zur Validierung der deutschsprachigen Fassung des Belbin Team Role Self Perception Inventory (BTRSPI-D) vorgestellt. Beim BTRSPI-D handelt es sich um ein Selbsteinschätzungsfragebogen zur Erfassung von Rollen, die eine Person in einem Team präferiert. Die acht Skalen weisen keine ausreichende interne Konsistenz (α <.61) und Split- Half-Reliabilität (r tt <.60) auf. Die faktorielle Struktur der acht Skalen lässt sich nicht replizieren. Die Multitrait-Multimethod-Matrix belegt eine geringe konvergente und diskriminante Validität mit festgelegten Persönlichkeitsskalen des 16PF-R. Erwartete Zusammenhänge zwischen dem BTRSPI-D und dem NEO-FFI zeigen sich im wesentlichen nicht. Eine Auswertung der ipsativen Skalenwerte auf der Grundlage kategorialer Daten zeigt ebenfalls geringe konvergente Validitäten. Gründe für die unbefriedigenden psychometrischen Eigenschaften des Instrumentes werden diskutiert. Schlüsselwörter: Teamrollen, Belbin Team Role Self Perception Inventory, Validierung, Multitrait-Multimethod

4 Das Teamrolleninventar nach Belbin 1.1 Abstract The Belbin Team Role Inventory: A Psychometric Test of a German Version A German scale of the Belbin Team Role Self Perception Inventory (BTRSPI-D) is validated. The scale consists of a self-evaluation of the roles that a person is able to play in a team. The eight-factorial scale shows insufficient internal consistency (α =.61) and split-halfreliability (r sb <.60). The eight factorial solution can not be replicated. The Multitrait- Multimethod matrix revealed low convergent and discriminant validity with determined scales of the personality measures 16-PF-R and NEO-FFI. Categorical data analyses of the ipsative scales show low convergent validity. Reasons for the poor psychometric quality are discussed. Keywords: Teamroles, Belbin Team Role Self Perception Inventory, Validation, Multitrait- Multimethod 4

Konzeptuelle und empirische Grundlagen 5 2 Das Teamrolleninventar von Belbin: Psychometrische Überprüfung einer deutschsprachigen Fassung Unter einer Rolle werden die mit einer Stelle oder Position verbundenen Erwartungen an eine(n) Inhaber(in) verstanden. In Abgrenzung zu auf die Person bezogenen Eigenschaften weisen Rollen als idealisierte, überprägnante Typisierungen (Neuberger, 2002; S. 316) eine akzentuierende, mehr oder weniger unpräzise Beschreibung von Leistungen oder Handlungen auf. Im Unterschied zu formalisierten Erwartungen, die im Zusammenhang mit der formalen Position die ein Teammitglied inne hat stehen (vgl. Ilgen & Hollenbeck, 1991), sind Teamrollen bei Belbin (1993; 1996) definiert als das Muster bestimmter Verhaltenseigenschaften, in denen Teammitglieder miteinander umgehen (Belbin, 1993, 1996). Damit werden Rollen Funktionen im Rahmen der sozialen und informellen Organisation der Arbeit zugewiesen, im Gegensatz zu Aspekt der formalen Struktur (vgl. Walgenbach, 2004). In der Sozialpsychologie und der betrieblichen Organisationsforschung wurden zahlreiche Ansätze zur Funktion und Wirkung von Rollen entwickelt (u.a. Burns, 1957; Katz & Kahn, 1978; Martinko & Gardner, 1990), wobei Aspekte der sozialen Eingebettetheit und der Grad der Formalisierung im Vordergrund standen. Im deutschsprachigen personalwirtschaftlichen Bereich wurden Rollen u.a. in Hinblick auf ihre Messung (Beck, Fisch, Bergander & Fischer, 1999; vgl. Staehle, 1999) sowie in Hinblick auf Rollenkonflikte und Rollenambiguität (Schmidt & Hollmann, 1998; Sodenkamp & Schmidt, 2000) untersucht, denen insbesondere unter vernetzten und gering strukturierten Arbeits- und Organisationsformen eine große Bedeutung beigemessen wird (Murphy & Jackson, 1999). Ein Schwerpunkt lag bisher auf der Untersuchung von Rollen für Personen mit Führungsverantwortung (u.a. Mintzberg, 1973; Quinn, 1988; Konradt & Hoch, in Druck). Der Teamrollenfragebogen von Belbin (1993) stellt hingegen ein Verfahren zur Erfassung von Rollen von Gruppenmitgliedern dar (vgl. Hare, 2003). Wenngleich das Instrument im angloamerikanischen Raum eingesetzt und vereinzelt psychometrisch überprüft wurde, steht eine Überprüfung der deutschsprachigen Fassung 1 bisher noch aus. Das Ziel der Untersuchung bestand daher darin, eine deutschsprachige Version des Teamrolleninventars (BTRSPI-D) im Rahmen eines Multitrait-Multimethod-Ansatzes psychometrisch zu überprüfen. 2.1 Konzeptuelle und empirische Grundlagen 2.1.1 Das Teamrollenkonzept Mit der wachsenden Bedeutung gruppenbasierter Arbeitsformen nimmt auch die Bedeutung der Passung einer Person zu der oder den Arbeitsgruppen, in denen sie tätig ist, in Hinblick auf die Leistung zu. Die Person-Team Passung (person-group fit) bezieht sich auf den

6 Das Teamrolleninventar nach Belbin Abgleich der Charakteristika eines potenziellen Mitarbeiters und den Bedürfnissen der Arbeitsgruppe (Werbel & Gilliland, 1999). Insgesamt wurde in der personalwirtschaftlichen Literatur diesem Tatbestand bisher wenig Aufmerksamkeit gewidmet. Kristof (1996) nimmt jedoch an, dass eine hohe Person-Team-Passung grundlegend für eine effektive Teamarbeit ist. Die Auswahl und Platzierung von Mitarbeitern in Teams sollte deshalb innerhalb einer Rollenanalyse sowohl die supplementäre als auch die komplementäre Passung zwischen den einzelnen Teammitgliedern beachtet werden (Werbel & Johnson, 2001). Eine supplementäre Passung tritt auf, wenn ein neues Teammitglied ähnliche Qualitäten besitzt wie andere Mitglieder des Teams. Eine komplementäre Passung dagegen besteht, wenn ein Teammitglied Merkmale besitzt, die entgegengesetzt zu denen der anderen Gruppenmitglieder stehen und diese ergänzen. Als Merkmal für die supplementäre bzw. komplementäre Passung werden die Rollen herangezogen, die eine Person innerhalb einer Gruppe einnehmen kann. Belbin entwickelte 1981 das Belbin Team Role Self Perception Inventory (BTRSPI), ein Fragebogen zur Selbsteinschätzung der Präferenz von Rollen. Zunächst wurden acht Rollen postuliert, die Individuen in einem Team einnehmen können; später wurde eine weitere Rolle - die des Spezialisten - hinzugefügt (Belbin, 1993; 2003). Jede dieser Teamrollen ist mit einem charakteristischen Eigenschaftsprofil verbunden, die in Tabelle 1 dargestellt sind. Broucek und Randell (1996) stellten die von Belbin beschriebenen Teamrolleneigenschaften mit den fünf Dimensionen des NEO-FFI (Borkenau & Ostendorf, 1993) in Zusammenhang. Nach Belbin (1996) können jeweils zwei der Teamrollen zu insgesamt vier übergeordneten Rollen zusammengefasst werden: dem Vermittler (Wegbereiter und Teamarbeiter), dem Arbeiter (Umsetzer und Perfektionist), dem Intellektuellen (Beobachter und Erfinder) und dem Teamleiter (Vorsitzender und Macher). 6

Konzeptuelle und empirische Grundlagen 7 TABELLE 1 Beschreibung der Teamrollen und der Zusammenhänge zu den 16PF-R und den NEO-FFI-Skalen Teamrolle UM: Umsetzer (Implementer) VO: Vorsitzender (Coordinator) MA: Macher (Shaper) Beschreibung Kombination der Teamrolle mit den Rohwerten des 16PF-R Hart arbeitend, setzt Ideen in die Tat um, selbstdiszipliniert UM = (2G) - (2I) - (2L) - (2M) Q1 + Q3 Stellt rasch die Talente der Gruppenmitglieder fest und weiß ihre Stärken zu nutzen; ausgeprägter Sinn für Ziele Antrieb, bekämpft Trägheit und Ineffizienz, selbstzufrieden, übt Druck aus VO = -A + C + (2E) + F + (2G) - (2L) M + (2Q3) MA = -C + (3E) + F G + H I + (2O) + (2Q4) NE: Erfinder (Plant) Genial, phantasievoll, großes Denkvermögen NE = -(2A) + E - (2F) + H + (2I) + M - N + Q1 + (2Q2) WW: Wegbereiter (Resource Investigator) BO: Beobachter (Monitor Evaluator) TM: Teamarbeiter (Teamworker) PF: Perfektionist (Completer Finisher) Stellt gern in- und externe Kontakte her, greift neue Ideen auf, reagiert auf Herausforderungen Zusammenhang zu den Dimensionen des FFI a - Neurotizismus + Gewissenhaftigkeit + Extraversion - Neurotizismus + Neurotizismus + Extraversion - Extraversion + Offenheit WW = (2C) + F + H L + M + Q1 + Extraversion + Offenheit Neurotizismus Urteilsfähigkeit, Diskretion, Nüchternheit BO = -F + N + Offenheit + Gewissenhaftigkeit Hat die Fähigkeit, mit unterschiedlichen Situationen und Menschen fertig zu werden; fördert den Teamgeist Fähigkeit zur vollständigen Durchführung, Perfektionismus Anmerkung. a: + : positive Korrelation mit der Teamrolle; - : negative Korrelation mit der Teamrolle. ZM = A E L - Q2 PF = -C + G + O + Q3 + Q4 + Extraversion + Verträglichkeit + Neurotizismus + Gewissenhaftigkeit

8 Das Teamrolleninventar nach Belbon Bisherige Untersuchungen zu Belbins Teamrollenkonzept Belbins Teamrollenkonzept findet v.a. im englischsprachigen Raum Anwendung, wenngleich die psychometrischen Eigenschaften des BTRSPI als kontrovers eingeschätzt werden. Furnham, Steele und Pendleton (1993) fanden nur geringe Skalenreliabilitäten (Cronbachs α =.34 bis.71) des BTRSPI sowie eine geringe diskriminante Validität für einzelne Teamrollen. Faktorenanalytisch ergaben sich vier statt der acht erwarteten Faktoren, wobei es - mit Ausnahme der Teamleiterrolle - keine empirische Unterstützung für die postulierten übergeordneten Teamrollen gab. Broucek und Randell (1996) bestätigten die Befunde von Furnham et al. (1993) und fanden ebenfalls nur eine geringe konvergente Validität des BTRSPI mit dem NEO-FFI. Lediglich die Rolle des Vorsitzenden war erwartungsgemäß mit den Dimensionen Stabilität und Extraversion des NEO-FFI korreliert. Fisher, Hunter und Macrosson (2001) bestätigten hingegen faktorenanalytisch die konvergente Validität für fünf Teamrollen (Umsetzer / Wegbereiter, Beobachter, Neuerer, Vorsitzender / Teamarbeiter sowie Perfektionist / Macher), fanden jedoch nur eine geringe diskriminante Validität. Auch in Studien der Arbeitsgruppe um Beck (Beck et al., 1999; Beck & Fisch, 2003) ließen sich keine befriedigenden psychometrischen Eigenschaften des BTRSPI finden. Allerdings wurden hierzu keine Vergleichsinstrumente im Rahmen eines Multitrait-Multimethod-Ansatzes herangezogen. Fragestellung und Hypothesen Angesichts der unbefriedigenden und zumindest für den angloamerikanischen Raum teilweise widersprüchlichen empirischen Befunde stellt sich die Frage der Validität der deutschsprachigen Fassung des BTRSPI. Es wird erwartet, dass sich der BTRSPI-D als reliabel erweist und konvergent und diskriminant valide ist. Hierzu werden hohe Übereinstimmungen zwischen dem BTRSPI-D und den Dimensionen des 16 PF-R (vgl. Tabelle 1) erwartet, wenn dieselbe Teamrolle gemessen wird, während unterschiedliche Rollen sich voneinander unterscheiden sollten. Ferner wird erwartet, dass sich die acht postulierten Teamrollen faktorenanalytisch replizieren lassen und dass die acht Teamrollen des BTRSPI mit den NEO-FFI-Dimensionen in Hinblick auf die von Broucek und Randell (1996; vgl. Tabelle 1) angegebenen Richtungen korrelieren. 3 Methode 3.1 Stichprobe An der Untersuchung nahmen 99 Berufsanfänger mit bis zu drei Jahren Berufserfahrung und Studierende, die kurz vor dem Studienabschluss standen, teil (45 Frauen und 54 Männer). Die Teilnahme erfolgte im Rahmen einer umfangreichen mehrstufigen Potenzialanalyse. Sie gehörten u.a. den Fachrichtungen Wirtschaftswissenschaften (31.3%), Geisteswissenschaften (32.3%) und Naturwissenschaften (19.2%) an. Das durchschnittliche

Methode 9 Alter der Teilnehmer lag bei 27.2 Jahre (SD = 3.5 Jahre). Alter und Geschlecht waren unkorreliert (r =.05), ebenso Alter und Fachrichtung (r =.04). 3.2 Testverfahren Belbin Team Role Self-Perception Inventory (BTRSPI-D). Zur Erfassung der Rolle einer Person wurde der BTRSPI in der deutschen Übersetzung (Belbin, 1996) verwendet. Der Selbstbeschreibungsfragebogen umfasst 56 verhaltens- und erlebensbezogene Selbstaussagen (Beispiel: Ich kann gut in einer Gruppe unterschiedlicher Menschen arbeiten ), die in acht Frageblöcken zusammengefasst sind. Innerhalb jedes Frageblocks sind jeweils 10 Punkte zu vergeben, die den Grad der Zustimmung ausdrücken, wobei der Bezugspunkt für die Zuordnung die persönliche Präferenzstruktur bildet. 16-PF-R. Der 16- Persönlichkeits-Faktoren-Test (16-PF-R; Schneewind & Graf, 1998) ist ein reliables und valides Testverfahren zur mehrdimensionalen Persönlichkeitsdiagnostik im Erwachsenenalter. Es besteht aus 184 Items, die sechzehn Primärdimensionen, drei Antwortstilskalen sowie fünf Globaldimensionen der Persönlichkeit zugeordnet sind. Die interne Konsistenz der Primärskalen liegt zwischen.66 und.89, für den Gesamttest bei.74 (Alpha). Die faktorielle Validität wurde durch Faktorenanalysen belegt. Zur Erfassung der Teamrollen werden die durch den 16-PF-R (Schneewind & Graf, 1998) ermittelten Rohdaten in die von Belbin (nach Dulewicz, 1995) entwickelten Gleichungen zur Berechnung des Teamrollenwertes eingesetzt. NEO-FFI. Das Fünf-Faktoren Inventar (NEO-FFI; (Borkenau & Ostendorf, 1993) ist ein reliables und valides multidimensionales Persönlichkeitsinventar im Jugend- und Erwachsenenalter, welches die fünf Persönlichkeitsfaktoren Emotionale Stabilität, Extraversion, Offenheit für Erfahrungen, Verträglichkeit und Gewissenhaftigkeit erfasst. Die internen Konsistenzen der Skalen liegen zwischen r =.71 und r =.85; die durchschnittliche Retest-Reliabilität liegt bei r tt =.77. Kontrollvariablen. Biographische Daten, wie Alter, Geschlecht, Bildung usf. wurden in einem Biographischen Fragenbogen erhoben. 3.3 Durchführung der Untersuchung Die Untersuchung erfolgte im Gruppenversuch in ruhigen Räumen der Universität. Die einzelnen Testverfahren wurden randomisiert vorgegeben. Die Bearbeitungsdauer umfasste ca. 60 Minuten. 4 Ergebnisse Zur Überprüfung der ersten Hypothese wurde die interne Konsistenz nach Cronbach und die Split-Half-Reliabilität ermittelt. Alle Skalen des BTRSPI-D unterschreiten die empfohlene Grenze für Persönlichkeitsskalen (Lienert & Raatz, 1998). Durch Ausschluss einzelner Items und eine auf 40 Items verkürzte Skala verbessern sich die Reliabilitäten nur geringfügig auf

10 Das Teamrolleninventar nach Belbin.35 bis.60. In Tabelle 2 sind die Interkorrelationen der Teamrollen, erfasst durch die beiden Verfahren dargestellt. 10

Ergebnisse 11 TABELLE 2 Multitrait-Multimethod Matrix der Teamrollen, erfasst durch den BTRSPI-D (a) und den 16-PF-R (b) 1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 1 UM a 2 VO a.62** 3 MA a -.17*.20* 4 NE a -.43**.03.09 5 WW a -.09.26**.13 -.12 6 BO a -.03 -.22* -.29**.28** -.61** 7 TM a.10 -.15 -.24** -.49**.33** -.40** 8 PF a -.01.08.32**.34** -.57**.32** -.16 9 UM b.06.02.05 -.04 -.27**.13 -.20*.19* 10 VO b -.04 -.06 -.27** -.05.21*.02.29** -.19* -.40** 11 MA b -.05.14.32**.21*.01.17 -.36**.02 -.17* -.15 12 NE b -.16 -.02 -.03.02.14 -.12.04 -.02 -.15 -.20* -.08 13 WW b -.04.00.22* -.15.40** -.36**.22* -.30** -.34**.01 -.05.00 14 BO b.17*.16.01.11 -.11.05 -.14.04 -.15.03 -.13 -.24** -.15 15 TM b -.04 -.32** -.21* -.24**.13 -.16.38** -.22* -.24**.00 -.20*.06.06 -.30** 16 PF b.08.11 -.10.10 -.34**.13 -.10.35**.06 -.16 -.29** -.15 -.29**.11 -.33** Anmerkung. * p <.05 (1-seitig), ** p <.01 (1-seitig). a: Teamrollen ermittelt durch den BTRSPI-D. b: Teamrollen durch den 16PF-R. Zu den Teamrollenbezeichnungen s. Tabelle 1.

12 Das Teamrolleninventar nach Belbin Auf Grund der Stichprobengröße wurde eine explorative Faktorenanalyse (Hauptkomponentenmethode) verwendet, in die 56 Items eingingen, die inhaltlich acht Dimensionen (Teamrollen) zugeordnet sind. Die Eigenwerte wurden entsprechend dem Kaiser-Kriterium größer 1 festgelegt. Der Verlauf der Eigenwerte zeigt 19 Eigenwerte größer 1, die insgesamt 74.1% der Gesamtvarianz aufklären. Da die Kommunalitäten allesamt über.60 (zwischen.61 und.85) liegen, kann die Stichprobengröße als ausreichend angesehen werden (vgl. MacCallum, Widaman, Zhang & Hong, 1999). Da das Eigenwertkriterium die Anzahl tatsächlicher Faktoren überschätzt (Zwick & Velicer, 1986; Gorsuch, 1997) und zudem der Eigenwertverlauf bei unreliablen Items flacher ausfällt, wurde der Scree-Test angewendet, der sich bei einem geringen Verhältnis von Probanden zu Items anbietet. Er erbrachte eine 6-faktorielle Lösung und damit ebenfalls nicht die postulierte 8-Faktoren Lösung 2. Die konvergente und diskriminante Validität wurde in Anlehnung an Campbell und Fiske (1959) nach folgenden Kriterien ermittelt: (1) die konvergenten Validitätskoeffizienten (Monotrait-Heteromethod-Block) sollten signifikant größer Null sein (Kriterium für konvergente Validität), (2) die Heterotrait-Monomethod-Korrelationen sollten signifikant kleiner sein als die Monotrait-Heteromethod-Korrelationen (Kriterium für diskriminante Validität) (3) die Heterotrait-Heteromethod-Korrelationen sollen signifikant kleiner sein als die Monotrait-Heteromethod-Korrelationen und die Heterotrait-Heteromethod-Korrelationen insgesamt die geringsten (Kriterium für diskriminante Validität) sowie (4) die Rangreihe der Trait-Interkorrelationen sollte in allen Teilmatrizen identisch sein (Kriterium für Konstruktvalidität). In Tabelle 2 ist die Multitrait-Multimethod-Matrix angegeben. Interpretiert man diese Matrix nach Campbell und Fiske's MTMM (Multitrait-Multimethod), dann gibt es vier Verletzung von acht angenommenen konvergenten Validitätsindizes (Campbell and Fiske, 1959). Der Mittelwert aller Koeffizienten beträgt.19. Bezüglich der konvergenten Validität (Monotrait- Heteromethod-Block) finden sich vier signifikante Korrelationen. Für die Teamrollen Umsetzer, Vorsitzender, Neuerer/Erfinder und Beobachter bestehen jedoch Nullkorrelationen zwischen den Teamrollen im BTRSPI und 16PF-R. Die Beurteilung der diskriminanten Validität in Bezug auf Kriterium 2 finden sich 39 von 56 Korrelationen im Heterotrait-Monomethod-Block, die kleiner sind als die Korrelationen im Monotrait-Heteromethod-Block. Dies ist ein mäßiger Beleg für die diskriminante Validität des BTRSPI. Nach dem dritten Kriterium wird verlangt, dass die Heterotrait-Heteromethod- Korrelationen kleiner sind als die Monotrait-Heteromethod-Korrelationen. Hier zeigt sich, dass 23 von 56 Korrelationen im Heterotrait-Heteromethod-Block kleiner sind als die Korrelationen im Monotrait-Heteromethod-Block. Dies belegt keine diskriminante Validität für den BTRSPI. Das vierte Kriterium legt fest, dass die Rangreihe der Interkorrelationen in allen Teilmatrizen identisch ist. Da es maßgebliche Interkorrelationen zwischen den Dimensionen gibt, kann dieses Kriterium ebenfalls als nicht erfüllt angesehen werden.

Ergebnisse 13 Da im ipsativen Messmodell die Summe der zu vergebenden Rangpositionen für jeden Probanden eine Konstante ergibt, sind die Messwerte für die einzelnen Items nicht unabhängig voneinander. Damit sind zentrale Voraussetzungen der Faktorenanalyse verletzt, weshalb zusätzlich eine multinomiale logistische Regressionsanalyse durchgeführt wurde (vgl. Cornwell & Dunlap, 1994; Dunlap & Cornwell, 1994). Dazu wird für jede Person die Rolle mit dem höchsten Rang (Summenwert über die jeweils acht Items) ermittelt und auf den jeweiligen mit dem 16-PF-R ermittelten Kriteriumswert regressiert. Die resultierende Maximum-Likelihood Lösung ergibt eine schlechte Modellanpassung (χ 2 (49) = 23.17; n.s.). Die Kontingenztabelle zeigt, dass jede Rolle mit mehr als einer anderen 16-PF-R-Werten korreliert ist, darunter drei Rollen (Umsetzer, Beobachter, Teamarbeiter) mit mindestens sechs anderen Rollen. Dies spricht für eine Bestätigung der bereits gefundenen geringen diskriminanten Validität des BTRSPI-D unter Verwendung angemessenerer statistischer Auswertungsverfahren. Zur weiteren Überprüfung der Konstruktvalidität des BTRSPI wurden die Skalen mit den fünf Dimensionen des NEO-FFI korreliert. Broucek & Randell (1996) postulierten aufgrund von Belbins (1996) Beschreibung der Teamrollen 17 signifikante Korrelationen zwischen den Dimensionen beider Verfahren (vgl. Tabelle 1). Die Korrelationsmatrix ergibt sieben Interkorrelationen im Sinne der erwarteten Zusammenhänge: Es zeigt sich eine signifikante positive Korrelation zwischen den Dimensionen Wegbereiter/Weichensteller und Extraversion (p <.001). Weiterhin finden sich signifikante positive Korrelationen, die die Hypothese bestätigen, zwischen dem Umsetzer und der Dimension Gewissenhaftigkeit, zwischen dem Neuerer/Erfinder und der Dimension Offenheit, zwischen dem Teamarbeiter und der Dimension Verträglichkeit sowie zwischen dem Perfektionisten und der Dimension Gewissenhaftigkeit (alle p <.05). Zwischen der Rolle des Vorsitzenden und der Dimension Neurotizismus sowie zwischen der Rolle des Perfektionisten und der Dimension Neurotizismus gibt es ebenfalls signifikante hypothesenkonforme Korrelationen (beide p <.10), wobei die erste negativ und die zweite positiv ist. Zwischen dem Umsetzer und der Dimension Neurotizismus findet sich ein signifikanter Zusammenhang (p <.05), der jedoch entgegengesetzt der Erwartung ist. 5 Diskussion Die psychometrische Überprüfung der deutschen Fassung des Teamrollenfragebogens weist das Verfahren als wenig reliabel und wenig konstruktvalide aus. Trotz der zu erwartenden geringeren Reliabilitäten bei ipsativen Skalen (Bartram, 1996) sind sie unbefriedigend und lassen sich auch durch eine Skalenverkürzung kaum verbessern. Auch die Faktorenstruktur lässt sich weder in Hinblick auf die acht Primärfaktoren noch die vier Sekundärfaktoren aufrechterhalten. Die explorative Faktorenanalyse ergibt keine sinnvoll interpretierbare Lösung. Während die geringen Reliabilitäten in Übereinstimmung mit denen der englischsprachigen Originalfassung stehen (Broucek & Randell, 1996; Furnham et al., 1993), weichen die Befunde zur konvergenten und diskriminanten Validität von den bisher berichteten ab. Fisher, Hunter und Macrosson (2001) fanden die konvergente Validität weitgehend gegeben, während sich die diskriminante Validität als sehr problematisch erwies.

14 Das Teamrolleninventar nach Belbin Somit lässt sich sagen, dass der BTRSPI-D über eine mäßige konvergente und eher schlechte diskriminante Validität verfügt. Die Ergebnisse der Studie von Fisher et al. (2001) bezüglich der konvergenten und diskriminanten Validität konnten nicht repliziert werden. Als mögliche Erklärung für die geringen Reliabilitäten kann zunächst die ipsative Verteilungsskala in Betracht gezogen werden, die vergleichsweise hohe kognitive Anforderungen an die Probanden stellt und daher zur Fehlervarianz beitragen kann. Vergleichende Befunde mit einem normativen Frageformat des BTRSPI wiesen jedoch lediglich geringfügig verbesserte Reliabilitäten auf (Furnham et al., 1993). Ebenso führten Ansätze, in denen als Null gescorte Items als unbeantwortet und damit als fehlend interpretiert wurden zwar zu einer höheren Reliabilität (Swailes & McIntyre-Bhatty, 2002; 2003), bleiben allerdings inhaltlich problematisch. Aussichtsreicher erscheint dagegen der Hinweis, dass im Fragebogen unterschiedliche Aspekte abgefragt werden, die keine große Homogenität der Skala erwarten lassen (Beck & Fisch, 2003). In diesem Fall würden die Items nicht als reflektive Indikatoren aufgefasst, die durch das Rollenkonstrukt gebildet werden, sondern als formative Indikatoren oder Facetten, die das Konstrukt bilden (Diamantopoulos & Winklhofer, 2001). Formative Indikatoren sind aber nicht notwendigerweise miteinander korreliert. Weiteren Aufschluss darüber können nur Strukturgleichungsanalysen ergeben, in denen reflektive und formative Messmodelle vergleichend überprüft werden. Als Gründe für die geringe Validität kommen sowohl methodische als auch inhaltliche Aspekte in Frage. Die ipsative Messung der Teamrollen führt zu Problemen bei der Bestimmung der Dimensionalität des Werteraumes, da sie die Differenzierung der Items entlang einer einzigen bipolaren Dimension forciert. Ein weiteres Messproblem resultiert aus der Situationsabhängigkeit von Teamrollen. Da der Fragebogen eine generalisierbare oder mittlere Einschätzung der Präferenz für Teamrollen erfasst, bleiben situative Einflüsse, wie die Zusammensetzung der Gruppe oder die Aufgabenmerkmale ausgeblendet, die zu unterschiedlichen Präferenzen führen könnten (vgl. Murtha, Kanfer & Ackerman, 1996). Ein weiteres Problem stellt der Selbsteinschätzungsbias dar, der zu einem gemeinsamen Varianz -Effekt führen kann (vgl. Podsakoff, MacKenzie, Lee & Podsakoff, 2003). Hierzu sind Untersuchungsdesigns erforderlich, in denen die Beurteilungen der Rollenneigung von Rolleninhabern, etwa durch Kollegen und Vorgesetzte eingeschätzt werden. Einschränkungen in der vorliegenden Studie ergeben sich in Hinblick auf die Stichprobe. Die Teilnehmer verfügen möglicherweise noch über wenig Erfahrung mit Teamarbeit, so dass die Annahme stabiler Teamrollen problematisch ist. Ebenfalls ist die Stichprobe nicht hinreichend groß, um methodisch angemessenere MTMM-Analysen über Strukturgleichungsmodelle sowie wünschenswerte konfirmatorische Faktorenanalysen durchzuführen. Ergänzend dazu sind auch Test-Retest-Reliabilitäten von Interesse, die Auskunft über die Stabilität der Teamrollen für verschiedene Aufgabenklassen und Teamkonstellationen geben können. 14

Ergebnisse 15 Trotz der mangelnden Reliabilität und internen Validität des Instruments lassen es die Befunde jedoch nicht zu, die Eignung des Teamrollenansatzes und des Instrumentes als Ganzes in Frage zu stellen (vgl. u.a. Mudrack & Farrell, 1994; Prichard & Stanton, 1999). So weisen Beck und Fisch (2003) darauf hin, dass mit dem Instrument der Prozess der Teamentwicklung sinnvoll unterstützt und die Zusammenarbeit im Team im Sinne einer Sensibilisierung der Mitglieder in Hinblick auf die Intrateamprozesse verbessert werden kann (vgl. Makin, Eveleigh & Dale, 1991). Angesichts der wenigen in der Personalpsychologie entwickelten teamdiagnostischen Instrumente könnten Teamrollen ein wichtiges Differenzierungsmerkmal in der Person- Gruppen-Übereinstimmung (Werbel & Johnson, 2001) bilden, die über die Passung einer Person zu den Aufgabenanforderungen hinaus zur Vorhersage der Leistung einzelner Teammitglieder sowie des Teamgeschehens (u.a. Effizienz, Klima, Kohärenz, Zufriedenheit) beitragen kann (Sommerville & Dalziel, 1998). Die Ergebnisse dieser Studie zeigen, dass dazu noch erheblicher Entwicklungs- und Forschungsbedarf besteht.

16 Das Teamrolleninventar nach Belbin 6 Fußnoten 1: Es wurde die frei verfügbare Originalfassung verwendet. Derzeit werden mehrere Versionen des Instrumentes vertrieben (vgl. hierzu http://www.belbin.com/). 2: Um die Methodeninvarianz der Faktorenlösung zu ermitteln wurde auch eine oblique Rotationstechnik (Direct Oblimin) angewendet, bei der eine Korrelation zwischen den Faktoren zugelassen wird. Hier zeigte sich ebenfalls keine akzeptable Faktorenlösung. Außerdem wiesen die Residuen zwischen Ausgangskorrelationsmatrix und reproduzierter Korrelationsmatrix große Abweichungen auf, was auf eine instabile Faktorenstruktur hinweist (vgl. Bühner, 2004, S. 192).

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18 Das Teamrolleninventar nach Belbin Makin, P. J., Eveleigh, C. W. J & Dale, B. G. (1991). The Influence of Member Role Preferences and Leader Characteristics on the effectiveness of quality circles. International Journal of Human Resource Management, 2, 193-204. Martinko, M. J. & Gardner, W. L. C. (1990). Structured observation of managerial work: A replication and synthesis. Journal of Management Studies, 27, 329-357. Mintzberg, H. (1973). The Nature of Managerial Work. New York: Harper and Row. Mudrack, P. E. & Farrell, G. M. (1994). The need for dominance scale of the Manifest Needs Questionnaire and role behaviour in groups. Applied Psychology: An International Review, 43, 399-413. Murphy, P. R. & Jackson, S. E. (1999). Managing work role performance: Challenges for twenty-first century organizations and their employees. In D. R. Ilgen & E. D. Pulakos, (Eds.), The changing nature of performance: Implications for staffing, motivation, and development (pp. 325-365. San Francisco, CA: Jossey-Bass. Murtha, T. C., Kanfer, R. & Ackerman, P. L. (1996). Toward an interactionist taxonomy of personality and situations: An integrative situational-dispositional representation of personality traits. Journal of Personality and Social Psychology, 71, 193-207. Neuberger, O. (2002). Führen und führen lassen. Stuttgart: Lucius & Lucius. Podsakoff, P. M., MacKenzie, S. B., Lee, J. Y. & Podsakoff, N. P. (2003). Common method biases in behavioral research: A critical review of the literature and recommended remedies. Journal of Applied Psychology, 88, 879-903. Prichard, J. S. & Stanton, N. A. (1999). Testing Belbin s Team Role Theory of Effective Groups. Journal of Management Development, 18, 652-675. Quinn, R. E. (1988). Beyond rational management: Mastering the paradoxes and competing demands of high performance. San Francisco: Jossey-Bass. Schmidt, K.-H. & Hollmann, S. (1998). Eine deutschsprachige Skala zur Messung verschiedener Ambiguitätsfacetten bei der Arbeit. Diagnostica, 44, 21-29. Sodenkamp, D. & Schmidt, K.-H. (2000). Weiterentwicklung und Konstruktvalidierung eines Verfahrens zur Messung erlebter Rollenambiguität bei der Arbeit. Zeitschrift für Arbeitswissenschaft, 54, 37-43. Sommerville, J. & Dalziel, S. (1998). Project teambuilding - the applicability of Belbin's teamrole self-perception inventory. International Journal of Project Management, 16, 165-171. Schneewind, K. A. & Graf, J. (1998). Der 16-Persoenlichkeits-Faktoren-Test Revidierte Fassung. 16 PF-R. Deutsche Ausgabe des 16 PF Fifth Edition. Bern: Huber. Staehle, W. H. (1999). Management: eine verhaltenswissenschaftliche Perspektive (8. Aufl.). München: Vahlen. Swailes, S. & McIntyre-Bhatty, T. (2003). Scale structure of the team role self-perception inventory. Journal of Occupational and Organisational Psychology, 76, 525-529. Swailes, S. & McIntyre-Bhatty, T. (2002). The 'Belbin' Team Role Inventory: Reinterpreting Reliability Estimates. Journal of Managerial Psychology, 17, 529-536. Walgenbach, P.(2004). Organisationstheorien. In H. Schuler (Hrsg.), Enzyklopädie der Psychologie, Themenbereich D, Serie III, Band 4 Organisationspsychologie (2. Aufl.; S. 605-652). Göttingen: Hogrefe. Werbel, J. D. & Johnson, D. J. (2001). The Use of Person-Group fit for Employment Selection: A Missing Link in Person-Environment Fit. Human Resource Management, 40, 227-240. Werbel, J. D. & Gilliland, S. W. (1999). Person-Environment fit in the selection process. In Ferris, G. R. (Ed.), Research in Human Resources Management (Vol. 17, pp. 209-243). Stamford, JAI Press. Zwick, W. R. & Velicer, W. F. (1986). Comparison of five rules for determining the number of components to retain. Psychological Bulletin, 99, 432-442. 18

Anhang Berichte Nr. 1 Virtuelle Organisationen: Definitionen, Merkmale, Fallbeispiele (11/97), Konradt & Glaser Nr. 2 Wahrnehmung und Beurteilung von Telecentern aus Kundensicht (11/98), Konradt & Achleitner Nr. 3 Auswirkungen von Telearbeit auf Individuen, Organisationen und Familien Ein kritischer Literaturüberblick (12/98), Konradt, Schmook & Mälecke Nr. 4 Fallstudien zu virtuellen Unternehmen (6/99), Konradt & Halbe Nr. 5 Telearbeit in Schleswig-Holstein: Abschlussbericht (10/99), Schmook & Konradt Nr. 6 Interkulturelle Managementtrainings: Eine Bestandsaufnahme von Konzepten, Methoden und Modalitäten in der Praxis (12/99), Konradt & Behr Nr. 7 Hypermedia Learning in Occupational Training Studies in web-based learning Konradt (7/00). Nr. 8 Entwicklung eines Verfahrens zur Auswahl und Platzierung von Mitgliedern virtueller Teams Konzept und Voruntersuchung (7/01) Konradt, Hertel & Lehmann Nr. 9 Das Teamrolleninventar von Belbin: Psychometrische Überprüfung einer deutsch- sprachigen Fassung (6/06) Konradt, Kießling zu beziehen über das Institut für Psychologie, Arbeits-, Organisations- und Marktpsychologie, CAU, Olshausenstr. 62, 24098 Kiel, konradt@psychologie.uni-kiel.de