Teamarbeit besteht aus einer Vielzahl adaptiv festgelegter Prozesse zur Erreichung gemeinsamer Ziele (Salas, Stagl, Burke & Goodwin, 2007). Die effektive Ausgestaltung dieser Prozesse macht eben jene Kompetenzen erforderlich, die sich unter dem Begriff der Teamfähigkeit subsummieren lassen. Teamfähigkeit wird folglich nicht als eindimensionales Konstrukt verstanden, sondern als Zusammenspiel komplexer Einzelfähigkeiten, die sich innerhalb der Domäne der sozialen Kompetenz verorten lassen (Bungard, 2000; Schuler & Barthelme, 1995; Seelheim & Witte, 2007). Die systematische Kategorisierung dieser Prozesse und Fähigkeiten resultierte in bislang über 138 theoretischen Modellen (Salas et al., 2007).

Als theoretische Grundlage für den vorliegenden Test wurden zunächst zwei integrative Überblicksarbeiten herangezogen, um die zentralen Elemente von Teamfähigkeit zu identifizieren. Salas, Sims und Burke (2005) gehen von fünf Kernkomponenten aus, die sie als zentrale Determinanten von Teameffektivität erachten, nämlich (1) Teamführung, (2) gegenseitige Leistungsüberwachung, (3) unterstützendes Verhalten, (4) Anpassungsfähigkeit und (5) Teamorientierung, die jeweils verschiedene Verhaltensweisen subsummieren. Rousseau, Aubé und Savoie (2006) beschreiben eine vergleichbare Systematik teamarbeitsrelevanter Verhaltensweisen, nämlich (1) die Vorbereitung der Aufgabenerfüllung, (2) aufgabenbezogene Zusammenarbeit, (3) Beurteilung der gemeinsamen Arbeit, (4) Teamanpassung, (5) psychologische Unterstützung und (6) integratives Konfliktmanagement umfasst. Berücksichtigt wurden ferner zwei Modelle, die bereits in Testverfahren umgesetzt wurden (O'Neil, Jr., Chung & Brown, 1997; Stevens & Campion, 1994) sowie weitere Übersichtsarbeiten zu Teamprozessen und Teameffektivität (Kozlowski & Ilgen, 2006; Marks, Mathieu & Zaccaro, 2001; Mathieu, Maynard, Rapp & Gilson, 2008). Die einzelnen Elemente der verschiedenen Modelle wurden vom Erstautor des vorliegenden Testverfahrens in ein Arbeitsmodell von Teamarbeitsverhalten integriert, wobei ähnliche oder identische Elemente zusammengefasst wurden. Das Ziel war dabei einerseits die Erfassung besonders erfolgsrelevanten Verhaltensweisen, andererseits aber auch eine möglichst breite inhaltliche Abdeckung des Zielkonstrukts. Daraus resultierte ein Arbeitsmodell mit insgesamt 30 verschiedenen Verhaltensweisen, die in sieben Bereiche zusammengefasst wurden:(1) Evaluation der operativen Rahmenbedingungen, (2) Planung und Organisation, (3) Kooperation, (4) Kommunikation, (5) Überwachung und Anpassung, (6) Hilfeverhalten und Unterstützung sowie (7) Motivation und Zusammenhalt.

Als Testformat wurde ein situativer Urteilstest (engl. situational judgment test; SJT) gewählt. Bei SJTs werden den Testpersonen üblicherweise hypothetische Situationen oder Szenarios dargeboten, die ein bestimmtes Problem oder Dilemma thematisieren. Zu jeder Situation wird eine Reihe von Alternativen vorgegeben, die unterschiedliche Herangehensweisen oder Lösungsansätze widerspiegeln. Die Aufgabe der Testperson besteht darin, die einzelnen Antwortoptionen zu evaluieren und eine Auswahl oder Beurteilung vorzunehmen. Die Antworten der Testpersonen werden anschließend mit einem vorab definierten Lösungsschlüssel verglichen (Weekley & Ployhart, 2006). SJTs sind valide und recht verfälschungsresistente Prädiktoren beruflicher Leistung (Christian, Edwards & Bradley, 2010). Aufgrund ihres simulationsorientierten Charakters können sie zur Erfassung komplexer Konstrukte eingesetzt werden, weisen als standardisierte Tests aber zugleich eine hohe Ökonomie und Objektivität auf. Ein Nachteil von SJTs ist hingegen die oftmals schon auf Item-Ebene vorherrschende Konstruktheterogenität und die damit einhergehenden Probleme bei der Bestimmung von Konstruktvalidität und Reliabilität (Whetzel & McDaniel, 2009).

Itemkonstruktion und Itemselektion

Entwicklung der Szenarien und Antwortalternativen. Für jede der oben genannten 30 Verhaltensweisen wurde von den Testautoren eine hypothetische Problem- oder Entscheidungssituation formuliert, mit der sich eine Person im Rahmen einer Teammitgliedschaft konfrontiert sehen könnte. Um eine möglichst breite Einsetzbarkeit des Tests zu gewährleisten, wurde dabei auf branchen- oder tätigkeitsspezifische Inhalte (z.B. Einzelhandel, Buchhaltung, Büroarbeit, etc.) verzichtet. Zudem wurden die Situationen so konstruiert, dass ihre Bewältigung keine Leitungsprivilegien oder Weisungsbefugnisse voraussetzt. Um angemessene Antwortalternativen zu generieren, wurden die Szenarios sieben Expertinnen und Experten mit Berufserfahrung im Bereich Coaching und Supervision vorgelegt (Methode der „subject matter experts“, SME). Das Durchschnittsalter der Stichprobe betrug 55.7 Jahre (SD = 10.3), die durchschnittliche Berufserfahrung 17.5 Jahre (SD = 7.6). Die Aufgabe bestand darin, zu jeder Situation in ein bis zwei kurzen Sätzen jeweils eine besonders gute bzw. schlechte Lösungsstrategie zu formulieren. Die insgesamt 357 eingereichten Lösungsvorschläge wurden qualitativ ausgewertet und zu jedem Item-Stamm sechs Antwortalternativen formuliert, wobei drei effektive und drei ineffektive Lösungen verfasst wurden. Dabei wurde besonders darauf geachtet, dass sich die einzelnen Antwortoptionen nicht bereits bei oberflächlicher Betrachtung als besonders gut oder schlecht identifizieren ließen. Insbesondere die ineffektiven Lösungen wurden daher so formuliert, dass sie plausible Handlungsalternativen darstellten, etwa indem ein augenscheinlich positiver Aspekt oder eine mögliche Rechtfertigung für ein an sich ineffektives Verhalten implementiert wurde.

Auswahl der endgültigen Antwortalternativen und des Lösungsschlüssels. Zur Auswahl der vier am besten geeigneten Antwortalternativen pro Szenario und zur empirischen Bestimmung der jeweils besten und schlechtesten Option wurden 109 weitere Expertinnen und Experten rekrutiert. Das Durchschnittsalter der Gesamtstichprobe betrug 50.4 Jahre (SD = 6.8), die durchschnittliche Berufserfahrung 15.8 Jahre (SD = 7.3). Eigene Erfahrung als Führungskraft hatten 78% der Personen. Um die zeitliche Belastung für die Expertinnen und Experten zu reduzieren, wurden drei Teilstichproben gebildet (n₁ = 37, n₂ = 37, n₃ = 35). Jeder Teilstichprobe wurden 10 der 30 Szenarios mit den 6 dazugehörigen Antwortalternativen in randomisierter Reihenfolge dargeboten. Die Aufgabe bestand darin, jede Antwortoption anhand einer fünfstufigen Skala auf ihre allgemeine Effektivität im Kontext von Teamarbeit hin zu bewerten. Anschließend wurden für jedes Szenario eine jeweils beste und schlechteste Lösung sowie zwei Distraktoren ausgewählt. Um eine angemessene Item-Schwierigkeit zu gewährleisten, wurden möglichst geringe aber statistisch signifikante Unterschiede zwischen den Mittelwerten der besten bzw. schlechtesten Lösung und der beiden Distraktoren angestrebt. Zur Auswahl der endgültigen vier Antwortoptionen pro Szenario wurden entsprechend multiple Mittelwertvergleiche mit Bonferroni-Holm-Korrektur (Holm, 1979) gerechnet.  Die Ergebnisse des Experten-Ratings für die Items der Testendform sind in Tabelle 1 zusammengefasst.

Tabelle 1

Mittelwerte der Antwortoptionen für die Testendform gemäß Experten-Rating

Anmerkung. Fünf-stufige Antwortskala 1 bis 5. Die Vergleichszeichen symbolisieren statistisch signifikante Mittelwertunterschiede (p < .05).

Auswahl der Items für die Testendform. Die 30 Szenarios mit jeweils vier Antwortalternativen wurden 308 Personen einer deutschen Studierendenstichprobe aus verschiedenen Fachbereichen der Universität Tübingen zur Bearbeitung vorgelegt (Stichprobe 1). Die Auswahl der Szenarios für die vorläufige Testendform erfolgte in mehreren Schritten. Zunächst wurden zwölf Items entfernt, die mindestens eine negative Inter-Item-Korrelation aufwiesen. Anschließend wurden fünf Items aufgrund einer zu geringen Trennschärfe eliminiert. Die verbleibenden 13 Items wurden mittels einer Hauptkomponentenanalyse weiter untersucht. Sowohl der Minimum Average Partial Test (Velicer, Eaton & Fava, 2000) als auch die Parallelanalyse (Horn, 1965) resultierten in einem zu extrahierenden Faktor, der jedoch nur 22.3% der Varianz aufklärte. Zudem wiesen vier Faktoren einen Eigenwert grösser als Eins auf. Daher wurde die Promax-rotierte Hauptkomponentenanalyse mit zwei vorgegebenen Faktoren durchgeführt. Nach der Eliminierung eines weiteren Items ohne eindeutiges Ladungsmuster wurden schließlich 12 Items (verteilt auf zwei Komponenten) in die vorläufige Testendform aufgenommen.

Empirische Erprobung. Die Überprüfung der postulierten Faktorenstruktur mittels einer konfirmatorischen Faktorenanalyse erfolgte in Stichprobe 2 (324 deutsche Studierende). Zur Bestimmung der Konstruktvalidität wurde der Stichprobe zusätzlich zum SJT-TA der Teamwork Skills Questionnaire (TSQ; O'Neil, Jr., Wang, Lee, Mulkey & Baker, 2003) vorgelegt.

Die psychometrische Qualität der vorläufigen Testendform wurde in einer Stichprobe von 118 Angestellten aus verschiedenen Abteilungen eines mittelständischen Maschinenbauunternehmens untersucht (Stichprobe 3). Das Durchschnittsalter der Stichprobe betrug 37.5 Jahre (SD = 10.2), 18% waren weiblich. Die durchschnittliche Betriebszugehörigkeit lag bei 15.0 Jahren (SD = 10.9). Neben dem SJT-TA und TSQ kamen hierbei auch das NEO-Fünf-Faktoren-Inventar (NEO-FFI; Borkenau & Ostendorf, 2008) zum Einsatz. Für 107 Personen konnten zudem Vorgesetzteneinschätzungen zur Teamfähigkeit erhoben werden (siehe Gütekriterien).

Stichproben

Anhand folgender Stichproben wurde die Skala zwischen 2010 und 2013 entwickelt bzw. angewendet:

-       ExpertInnen: Stichprobe A: n_A = 7 Expertinnen und Experten mit Berufserfahrung im Bereich Coaching und Supervision; Geschlecht: = 50% männlich; Alter M [min; max] = 55.7 [45; 75] Jahre, SD = 10.3; Berufserfahrung M = 17.5 Jahre, SD = 7.6.

-       ExpertInnen: Stichprobe B: n_B = 109; Geschlecht: = 38% männlich; Alter M [min; max] = 50.4 [36; 63] Jahre, SD = 6.8 Berufserfahrung M = 15.8 Jahre, SD = 7.3; Erfahrung als Führungskraft P = 78%.

-       Studierende: Stichprobe 1: N₁ = 308 Studierende der Universität Tübingen; Geschlecht: = 76% weiblich; Alter: M [min; max] = 23.7 [18; 53], SD = 4.3.

-       Studierende: Stichprobe 2: N₂ = 324 Studierende der Universität Tübingen; Geschlecht: = 81% weiblich; Alter: M [min; max] = 24.1 [17; 56], SD = 4.7.

-       Angestellte: Stichprobe 3: N₃ = 118 Angestellte eines mittelständischen Maschinenbauunternehmens in Süddeutschland; Geschlecht: = 18% weiblich; Alter: M [min; max] = 37.5 [19; 60], SD = 10.2; Betriebszugehörigkeit M = 15.0 Jahre, SD = 10.9.

Itemkennwerte

Die Kennwerteverteilungen deuten auf linksschiefe Verteilungen hin.

Tabelle 2

Mittelwerte (M), Standardabweichungen (SD) und Item-Trennschärfen (r_it)

Anmerkung. Fünf-stufige Antwortskala −2 bis +2.

Objektivität

Beim SJT-TA handelt es sich um ein standardisiertes psychologisches Testverfahren, bei dem allen Testpersonen dieselben Testinstruktionen, Items und Antwortoptionen vorgelegt werden. Die Auswertung des SJT-TA erfolgt stets anhand eines vorab festgelegten Lösungsschlüssels. Durchführungs- und Auswertungsobjektivität können daher als gegeben erachtet werden. Die Interpretationsobjektivität ist insofern gegeben, als dass zusätzlich zum Rohwert auch Prozentränge (aus der Kombination der Stichproben 1 und 2) zur Verfügung stehen, wodurch die objektive Einschätzung der Teamarbeitseffektivität einer Testperson über mehrere Testleitende hinweg gewährleistet wird.

Reliabilität

Zur Bestimmung der Reliabilität des SJT-TA wurde in allen Stichproben Cronbachs Alpha berechnet. Für Stichprobe 1 lag der Wert bei .67, für Stichprobe 2 bei .61. In Stichprobe 3 fiel die interne Konsistenz mit .44 deutlich niedriger aus. Bei der Interpretation dieser Werte sollte berücksichtigt werden, dass SJTs oftmals schon auf Ebene einzelner Items multiple Konstrukte, die sich kaum adäquat differenzieren lassen (Schmitt & Chan, 2006). Aufgrund dieser Konstruktheterogenität ist davon auszugehen, dass die berichteten Alpha-Werte die wahre Reliabilität des SJT-TA unterschätzen (Whetzel & McDaniel, 2009). Darüber sollte beachtet werden, dass auch das ordinale Skalenniveau und die linksschiefe Verteilung der Item-Rohwerte zu verzerrten Alpha-Werten führen können. Ergänzend wurden daher zwei weitere Reliabilitätsmaße berechnet, nämlich das ordinale Alpha auf Basis polychorischer Korrelationen (Zumbo, Gadermann, & Zeisser, 2007) sowie der Omega-Koeffizient nach Raykov (2001), der die Reliabilität auf Basis von Strukturgleichungsparametern schätzt. Eine Gegenüberstellung aller Reliabilitätsbefunde findet sich in Tabelle 3.

Tabelle 3

Reliabilitätskoeffizienten für den SJT-TA

Anmerkung. Reliabilitätsschätzung via R-packages semTools und psych.

Validität

Faktorielle Validität. Das Ladungsmuster der Hauptkomponentenanalyse aus Stichprobe 1 findet sich in Tabelle 4. Während der erste Faktor verschiedene Aspekte der Planung, Koordination und Kommunikation umfasst, ist der zweite Faktor durch Unterstützungsverhalten gekennzeichnet. Die konfirmatorische Faktorenanalyse in Stichprobe 2 zeigte akzeptable Fit-Indices für ein Modell mit zwei korrelierten Faktoren (Φ₁₂ = .61; CFI = .91, TLI =.89, RMSEA = .03, SRMR = .04), wohingegen ein konkurrierendes Ein-Faktoren-Modell eine deutlich geringere Passung zu den Daten aufwies (CFI = .86, TLI =.83, RMSEA = .04, SRMR = .05). Im Hinblick auf die geringe Zahl an Items in Faktor 2 und die bisherigen Befunde zur internen Konsistenz sollte eine Interpretation der Testergebnisse auf Faktor-Ebene jedoch allenfalls unter Vorbehalt erfolgen.

Tabelle 4

Faktorladungen der SJT-TA-Items

Anmerkungen. N = 307 (Stichprobe 1). Hauptkomponentenanalyse mit Promax-Rotation. Ladungen <.30 sind der Übersicht nicht aufgeführt.

Konstruktvalidität. Zur Bestimmung der Konstruktvalidität wurde zusätzlich zum SJT-TA der Teamwork Skills Questionnaire (TSQ; O'Neil, Jr., Wang, Lee, Mulkey & Baker, 2003) vorgelegt. Dabei handelt es sich um einen Selbstberichtsfragebogen, der mit 36 Items teamarbeitsrelevante Fähigkeiten der Testperson auf den Dimensionen (1) Koordination, (2) Entscheidungsfindung, (3) Führung, (4) interpersonelle Fähigkeiten, (5) Anpassungsfähigkeit und (6) Kommunikation erfasst. Ein Beispielitem (für Koordination) lautet: „Wenn ich als Teil eines Teams arbeite, verfolge ich den Fortschritt anderer Teammitglieder“. Die Zusammenhänge zwischen SJT-TA und dem TSQ aus den Stichproben 2 und 3 sind in Tabelle 5 dargestellt. Insgesamt zeigen sich in beiden Stichproben plausible und erwartungskonforme Zusammenhänge, die als Hinweis auf die konvergente Konstruktvalidität des SJT-TA interpretiert werden können. Konventionell werden nach Cohen (1992) schwache (|r| ≥ .10), mittlere (|r| ≥ .30) oder starke (|r| ≥ .50) Zusammenhänge unterschieden. Die Zusammenhänge zwischen Test und Selbsteinschätzung sind schwach bis mittel ausgeprägt, mit der Tendenz zu stärkeren Korrelationen der Führungsaspekte bei im Berufsleben stehenden Personen.

Tabelle 5

Zusammenhänge zwischen SJT-TA und TSQ

Ferner wurde den Testpersonen das NEO-Fünf-Faktoren-Inventar (NEO-FFI; Borkenau & Ostendorf, 2008) vorgelegt, das die fünf grundlegenden Persönlichkeitsdimensionen Neurotizismus, Extraversion, Offenheit, Verträglichkeit und Gewissenhaftigkeit erfasst. Im Hinblick auf allgemeine Persönlichkeitsmerkmale zeigten sich in Stichprobe 3 keine signifikante Zusammenhänge zwischen dem SJT-TA und den NEO-FFI-Dimensionen Neurotizismus (r = -.15, p = .110), Extraversion (r = .18, p = .050), Offenheit (r = .04, p = .641), Verträglichkeit (r = .17, p = .073) und Gewissenhaftigkeit (r = .11, p = .244). Diese Befunde können als Beleg für die diskriminante Konstruktvalidität des SJT-TA interpretiert werden.

Kriterienbezogene Validität. Die kriterienbezogene Validität des SJT-TA wurde mittels Vorgesetzteneinschätzungen der Stichprobe 3 untersucht. Hierzu beurteilten die Führungskräfte der Testpersonen deren kontextuelle Leistung (d.h. Aktivitäten wie Hilfeverhalten, Kooperation oder die freiwillige Übernahme von Aufgaben, die formal nicht Bestandteil des eigenen Verantwortungsbereichs sind; Borman & Motowidlo, 1997) anhand von neun Items aus Morgeson, Reider und Campion (2005). Ein Beispielitem lautet: „Dieses Teammitglied arbeitet gut mit anderen zusammen“. Als kontrastierendes Kriterium wurde die aufgabenbezogene Leistung (d.h. die Erfüllung von Erwartungen, die Teil des formalen Vertrags zwischen Arbeitnehmer und Arbeitgeber sind; Sonnentag, Volmer & Spychala, 2008) anhand von sechs Items aus Williams und Anderson (1991) erfasst. Ein Beispielitem lautet: „Dieses Teammitglied kommt den mit der Arbeit verbundenen Anforderungen und Pflichten gut nach“. Darüber hinaus wurden die Führungskräfte gebeten, ein Globalurteil über die Teamfähigkeit der Testpersonen abzugeben.

In Stichprobe 3 zeigte sich ein signifikanter Zusammenhang zwischen SJT-TA-Ergebnis und kontextueller Leistung (r = .25, p = .009), nicht aber aufgabenbezogener Leistung (r = .10, p = .329). Dies ist erwartungskonform, da der SJT-TA ausschließlich teamarbeitsrelevantes Verhalten erfassen soll und nicht Leistungsverhalten bei der Bewältigung berufsspezifischer Tätigkeiten und Aufgaben. Darüber hinaus zeigte sich eine signifikante Korrelation zwischen dem SJT-TA und der Einschätzung der Teamfähigkeit durch die Führungskraft (r = .27, p = .004).

Weitere Gütekriterien

Die ungefähre Bearbeitungsdauer beträgt 15 Minuten, wodurch der SJT-TA als sehr ökonomisches Instrument zur Erhebung von Teamarbeitsverhalten erachtet werden kann. Darüber hinaus gilt das SJT-Format als relativ verfälschungsresistent – insbesondere im Vergleich zu anderen Selbstberichtverfahren (Hooper, Cullen & Sackett, 2006).

Normwerte

Die folgenden Normwerte basieren auf den Daten von 632 Studierenden (vgl. Stichprobe 1 und 2 im Abschnitt „Skalenentwicklung“).

Tabelle 6

SJT-TA Punkte (von <0 bis >20) und zugehöriger Prozentrang

Danksagung

Wir danken Frau Nicole Höper für die Daten aus den Studierendenstichproben.