Habilitační práce ING. MGR. JAKUB PROCHÁZKA, PH.D. Brno 2020 EKONOMICKO-SPRÁVNÍ FAKULTA Měření transformačního leadershipu v češtině: validace Dotazníku přístupu k vedení lidí MĚŘENÍ TRANSFORMAČNÍHO LEADERSHIPU V ČEŠTINĚ: VALIDACE DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 2 Bibliografický záznam Autor: Ing. Mgr. Jakub Procházka, Ph.D. Ekonomicko-správní fakulta Masarykova univerzita Katedra podnikového hospodářství Název práce: Měření transformačního leadershipu v češtině: validace Dotazníku přístupu k vedení lidí Rok: 2020 Počet stran: 228 Klíčová slova: transformační leadership; transakční leadership; laissez-faire leadership; validita; dotazník MĚŘENÍ TRANSFORMAČNÍHO LEADERSHIPU V ČEŠTINĚ: VALIDACE DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 3 Bibliographic record Author: Ing. Mgr. Jakub Procházka, Ph.D. Faculty of Economics and Administration Masaryk University Department of Corporate Economy Title of Thesis: Measuring transformational leadership in Czech: Validation of Czech Leadership Questionnaire Year: 2020 Number of Pages: 228 Keywords: transformational leadership; transactional leadership; laissez-faire leadership; validity; questionnaire MĚŘENÍ TRANSFORMAČNÍHO LEADERSHIPU V ČEŠTINĚ: VALIDACE DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 5 Anotace Habilitační práce popisuje vznik a validaci původního českého Dotazníku přístupu k vedení lidí (CLQ), 32 položkového dotazníku měřícího celkem 8 dimenzí transformačního, transakčního a laissez-faire přístupu k vedení lidí v souladu s komplexním modelem leadershipu. Transformační leadership je nejvíce zkoumaným stylem vedení, dosud ale chyběla validovaná metoda umožňující posoudit jeho úroveň česky mluvícími respondenty. CLQ vznikal na základě současných standardů pro vznik dotazníků v oblasti managementu a byl validován v rámci 4 studií s využitím 4 nezávislých vzorků. V první studii posuzovalo 1 084 respondentů svého současného nebo minulého leadera. První část dat byla použita na kvantitativní posouzení jednotlivých položek a na redukci dotazníku na 32 položek tak, aby dotazník odpovídal teoretickému osmifaktorovému modelu. Druhá část dat sloužila k nezávislému posouzení faktorové struktury dotazníku. Ve druhé studii posuzovalo 21 odborníků to, zda obsah položek dotazníku odpovídá obsahu jednotlivých dimenzí leadershipu. Expertní posouzení přineslo podporu pro obsahovou validitu 31 položek dotazníku a doporučení pro upravení formulace jedné položky. Ve třetí studii hodnotilo 811 podřízených styl vedení svých nadřízených. Výsledky přinesly podporu pro faktorovou a konstruktovou validitu dotazníku a pro vnitřní konzistenci všech osmi subškál. Čtvrtá studie probíhala v prostředí manažerské simulační hry. Analyzovala výpovědi 2 046 podřízených o celkem 125 různých nadřízených, sebehodnocení nadřízených a hospodářské výsledky 125 týmů v průběhu manažerské hry. Analýzy přinesly podporu pro kriteriální validitu dotazníku, jelikož vztahy mezi dimenzemi CLQ a hospodářským výsledkem podniků odpovídaly teorii a výsledkům zahraničních studií. Analýza vnitrotřídních korelačních koeficientů ukázala, že pro spolehlivé hodnocení stylu vedení je třeba mít alespoň 9 hodnotitelů. Sebehodnocení vlastního přístupu k vedení lidí se ukázalo jako velmi nespolehlivé. Celkově tato habilitační práce přináší podporu pro využití CLQ jako metody určené pro výzkum leadershipu nebo jako metody používané pro rozvoj leaderů. Limitem práce je, že žádný ze zkoumaných vzorků nemá významný podíl méně vzdělaných respondentů. MĚŘENÍ TRANSFORMAČNÍHO LEADERSHIPU V ČEŠTINĚ: VALIDACE DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 6 Abstract The habilitation thesis describes the creation and validation of an original Czech Leadership Questionnaire (CLQ), a questionnaire with 32 items divided in 8 subscales which measures dimensions of transformational, transactional and laissez-faire leadership styles in accordance with the Full-range model of leadership. Although transformational leadership is the most studied style of leadership, there has been no validated method of assessing it when conducting research with Czech-speaking respond- ents. The CLQ was devised following current standards for the creation of questionnaires in the field of management and it was validated in 4 studies using 4 independent samples. In the first study, 1,084 respondents assessed their current or a former leader. The first part of the data was used to quantitatively assess individual items and to reduce the questionnaire to 32 items, so that the questionnaire corresponded to the theoretical eight-factor model. The second part of the data was used to independently assess the factor structure of the questionnaire. In the second study, 21 experts assessed whether the content of the items corresponded to the definition of each leadership dimension. The expert assessment provided support for the content validity of 31 items and recommendations for modifying the wording of one item. In the third study, 811 subordinates evaluated the leadership style of their superiors. The results provided support for the factor and construct validity of the questionnaire and for the internal consistency of all eight subscales. The fourth study took place in the context of a managerial simulation game. It analyzed how 2,046 subordinates evaluated the leadership style of a total of 125 different superiors, the self-assessment of the superiors and the economic results of the 125 teams that participated in the managerial game. The analyses provided support for the criterion validity of CLQ, as the relationships between the CLQ dimensions and the profit of companies corresponded to the theory and to the results of other research studies. The analysis of intra-class correlation coefficients showed that for a reliable evaluation of leadership style it is necessary to have at least 9 evaluators. The self-assessments of the superiors proved to be a very unreliable estimation of their leadership styles. Overall, this habilitation thesis provided support for the use of CLQ as a method for measuring leadership style in research studies and in leadership development programmes. A limitation of the thesis is the small proportion of respondents with lower levels of education in the samples. MĚŘENÍ TRANSFORMAČNÍHO LEADERSHIPU V ČEŠTINĚ: VALIDACE DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 7 Čestné prohlášení Prohlašuji, že jsem habilitační práci na téma Měření transformačního leadershipu v češtině: validace Dotazníku přístupu k vedení lidí vypracoval samostatně a uvedl v ní všechny použité literární a jiné odborné zdroje v souladu s právními předpisy, vnitřními předpisy Masarykovy univerzity a vnitřními akty řízení Masarykovy univerzity a Ekonomicko-správní fakulty MU. V Brně 11. prosince 2020 ....................................... Ing. Mgr. Jakub Procházka, Ph.D. MĚŘENÍ TRANSFORMAČNÍHO LEADERSHIPU V ČEŠTINĚ: VALIDACE DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ Šablona DP 3.1.1-ECON-dis (2020-08-25) © 2014, 2016, 2018–2020 Masarykova univerzita 9 Poděkování Tuto habilitační práci bych nemohl napsat bez dr. Petra Smutného a doc. Martina Vaculíka, kteří se spolu se mnou dlouhodobě spolupracují na výzkumech leadershipu. Oba dva přispěli ke vzniku dotazníku prezentovaného v této práci úvodním posouzením kvality a výběrem položek a také se podíleli na přípravě designu a realizaci studií, jejichž data jsem sekundárně využil pro validaci CLQ. Oběma patří také dík za to, že jsem s nimi mohl spolupracovat v různých výzkumných a pedagogických projektech, a že mě učili, jak má vypadat dobrý výzkum. Chtěl bych poděkovat Davidu Janků, M.S. za pomoc se sběrem dat pro třetí studii a Ing. Janu Žákovi za pomoc se sběrem dat pro čtvrtou studii, která probíhala v prostředí Manažerské simulační hry. Zdeňku Švehlovi děkuji za profesionální jazykovou korekturu celé práce. Děkuji dr. Hynkovi Cíglerovi, se kterým jsem měl možnost konzultovat statistické analýzy v úvodních fázích vzniku dotazníku. Děkuji také dr. Stanislavu Ježkovi. Díky spolupráci s ním a jeho konzultacím jsem se naučil provádět a interpretovat řadu analýz, které v této práci využívám. Děkuji doc. Boženě Šmajsové Buchtové a prof. Ladislavu Blažkovi, díky kterým jsem měl možnost působit přes 12 let na Ekonomicko-správní fakultě Masarykovy univerzity a věnovat se tématům z oblasti leadershipu. Velice děkuji své manželce Zuzaně. Bez její trpělivosti a pomoci bych neměl dost prostoru pro to, abych práci dopsal. Omlouvám se svým synům Hubertovi a Viktorovi, že jsem na ně neměl při psaní práce tolik času, kolik bychom si všichni přáli. OBSAH 11 Obsah Seznam obrázků 13 Seznam tabulek 14 Seznam zkratek 15 Úvod 17 1. Standardy pro vznik metod na měření leadershipu............................ 20 2. Teoretické vymezení transformačního a transakčního leadershipu .......................................................................................................................... 35 3. Vztah transformačního, transakčního a laissez-faire leadershipu a dalších konstruktů .................................................................................... 72 4. Shrnutí................................................................................................................... 89 Studie 1: Vznik Dotazníku přístupu k vedení lidí 92 1. Formulace a úprava položek......................................................................... 92 2. Metoda................................................................................................................... 94 3. Výsledky..............................................................................................................105 4. Diskuze................................................................................................................125 Studie 2: Posouzení obsahové validity Dotazníku přístupu k vedení lidí 131 1. Úvod .....................................................................................................................131 2. Metoda.................................................................................................................132 3. Výsledky..............................................................................................................136 4. Diskuze................................................................................................................140 Studie 3: Ověření reliability a validity Dotazníku přístupu k vedení lidí 144 1. Úvod .....................................................................................................................144 2. Metoda.................................................................................................................147 3. Výsledky..............................................................................................................152 4. Diskuze................................................................................................................161 OBSAH 12 Studie 4: Posouzení reliability a validity Dotazníku přístupu k vedení lidí s využitím vícenásobného hodnocení leadera 164 1. Úvod .....................................................................................................................164 2. Metoda.................................................................................................................167 3. Výsledky..............................................................................................................172 4. Diskuze................................................................................................................183 Souhrnná diskuze 188 Použité zdroje 193 Příloha 1: Dotazník přístupu k vedení lidí 222 Příloha 2: Všechny položky dotazníku před jeho redukcí (90 položek) 223 Příloha 3: Výstupy explorační faktorové analýzy 226 SEZNAM OBRÁZKŮ 13 Seznam obrázků Obrázek 1. Pět dílčích modelů popisujících vztah TFL a výkonu............................................85 Obrázek 2. Integrace modelů popisujících vztah TFL a výkonu .............................................87 Obrázek 3. Osmifaktorový model leadershipu ............................................................................ 103 Obrázek 4. Osmifaktorový hierarchický model........................................................................... 104 Obrázek 5. Transformační leadership: ICC (1, k) dle počtu hodnotitelů.......................... 180 Obrázek 6. Transakční a laissez-faire leadership: ICC (1, k) ................................................. 180 SEZNAM TABULEK 14 Seznam tabulek Tabulka 1. Charakteristika hodnocených leaderů.........................................................................97 Tabulka 2. Srovnání modelů s různým počtem faktorů (EFA) .............................................106 Tabulka 3. Popisné statistiky položek (90 položek)..................................................................107 Tabulka 4. Invariance dotazníku mezi dvěma náhodně rozdělenými částmi vzorku 113 Tabulka 5. Srovnání alternativních modelů leadershipu (CFA)...........................................116 Tabulka 6. Popisné statistiky a korelace položek.......................................................................118 Tabulka 7. Faktorové náboje položek a reliabilita subškál ....................................................120 Tabulka 8. Popisné statistiky a korelace subškál........................................................................122 Tabulka 9. Testování invariance dle genderu, velikosti týmu a odvětví ..........................124 Tabulka 10. Content Validity Ratio (CVR) pro jednotlivé položky dotazníku................137 Tabulka 11. Přiřazení položek k dimenzím – četnosti odpovědí........................................139 Tabulka 12. Charakteristika organizací a hodnocených leaderů.........................................149 Tabulka 13. Popisné statistiky jednotlivých položek................................................................153 Tabulka 14. Faktorové náboje položek a vnitřní konzistence subškál .............................154 Tabulka 15. Popisné statistiky subškál a korelace mezi škálami ........................................155 Tabulka 16. Srovnání shody modelu s daty u alternativních modelů CLQ......................157 Tabulka 17. Popisné statistiky vnímané efektivity leadera a pracovních postojů.......158 Tabulka 18. Faktorové náboje položek ...........................................................................................160 Tabulka 19. Vztahy mezi dimenzemi leadershipu měřenými CLQ a dalšími konstrukty ...........................................................................................................................................................................161 Tabulka 20. Popisné statistiky pro součtové skóry – průměrná hodnocení ředitelů/ředitelek jejich podřízenými.............................................................................................173 Tabulka 21. Výsledky konfirmační faktorové analýzy .............................................................174 Tabulka 22. Faktorové náboje položek v osmifaktorovém modelu ...................................174 Tabulka 23. Vztahy mezi dimenzemi leadershipu .....................................................................175 Tabulka 24. Vztah stylu vedení ředitele/ředitelky k hospodářskému výsledku..........176 Tabulka 25 Vnitrotřídní korelace škál CLQ při 3-13 hodnotitelích....................................178 Tabulka 26. Popisné statistiky položek a subškál pro sebehodnocení leaderů ............182 Tabulka 27. Korelace mezi sebehodnocením leadera a hodnocením od následovníků ...........................................................................................................................................................................183 SEZNAM ZKRATEK 15 Seznam zkratek AR: Aktivní řízení podle odchylek CFA: Konfirmační faktorová analýza (Confirmatory Factor Analysis) CFI: Comparative Fit Index (index dobré shody v CFA) CI: Interval spolehlivosti (Confidence Interval) CLQ: Dotazník přístupu k vedení lidí (Czech Leadership Questionnaire) ICC: Vnitrotřídní korelační koeficient (Intraclass Correlation Coefficient) IM: Inspirující motivace (dimenze transformačního leadershipu) IP: Individuální přístup (dimenze transformačního leadershipu) IS: Intelektuální stimulace (dimenze transformačního leadershipu) IV: Idealizovaný vliv (dimenze transformačního leadershipu) LF: Laissez-faire leadership MLR: Maximum Likelihood Estimation with Robust standard errors MLQ: Multifaktorový dotazník leadershipu (Multifactor Leadership Questi- onnaire) PO: Podmíněné odměňování PR: Pasivní řízení podle odchylek RMSEA: Root Mean Square Error of Approximation (index dobré shody v CFA) SRMR: Standardized Root Mean Square Residual (index dobré shody v CFA) TFL: Transformační leadership TLI: Tucker-Lewis Index (index dobré shody v CFA) ÚVOD 17 Úvod Cílem této práce je vytvoření nového dotazníku umožňujícího měřit v češtině styl vedení dle komplexního modelu leadershipu (angl. full-range leadership model), který zahrnuje transformační, transakční a laissezfaire přístupy k vedení lidí (Bass, 1997). Laissez-faire přístup je přístup značící absenci vedení, jedná se o pasivní přístup, v rámci kterého se leader snaží nechat rozhodování i odpovědnost na druhých (Avolio & Bass, 2004; Judge & Piccolo, 2004). Transakční leadership je přístup postavený na uplatňování vlivu prostřednictvím směn „něco za něco“, pracuje zejména s vnější motivací následovníků a využívá prvky jako kontrola či odměna (např. Howell & Avolio, 1993; Kark et al., 2003). Oproti tomu transformační leadership cílí na vyšší potřeby následovníků, stimuluje vnitřní motivaci a využívá prvky jako charisma, inspiraci, intelektuální stimulaci a individuální přístup (např. Sashkin, 2004). Právě teorie transformačního leadershipu je od 90. let minulého století dominantním paradigmatem ve výzkumu leadershipu (Conger, 1999) a nejvíce zkoumanou teorií leaderhipu (Prochazka et al., 2013; Vogel & Masal, 2015). I přesto dosud neexistuje validovaná metoda v češtině, která by umožňovala měřit styl vedení v souladu s komplexním modelem leadershipu nebo alespoň s teorií transformačního leadershipu. To limituje možnosti publikování českých studií zkoumajících transformační leadership v kvalitních zahraničních časopisech i možnost provádět v podnicích kvalitně rozvoj leadershipu založený na 360stupňové zpětné vazbě nebo hodnocení přístupu leadera podřízenými (např. Kelloway & Barling, 2000; Kelloway et al., 2000; Prochazka et al., 2013). Většina v České republice používaných validovaných metod pro měření konstruktů z oblasti managementu jsou české překlady zahraničních metod. Důvodem, proč ÚVOD 18 dosud nevznikl validovaný český překlad dotazníku transakčně-transformačního přístupu, může být to, že je použití ve světě nejrozšířenějšího dotazníku Multifactor Leadership Questionnaire (MLQ) významně zpoplatněno.1 Dalším důvodem může být skutečnost, že u jiných zahraničních překladů MLQ nepřinesly validační studie uspokojivé výsledky (Bagheri et al., 2015; Den Hartog et al., 1997; Geyer & Steyrer, 1998; Li & Shi, 2003; Molero et al., 2010), takže se dosud nikdo nechtěl pustit do finančně a časově náročně validační studie s nejistým výsledkem. Také já jsem se rozhodl nepustit se z licenčních důvodů a kvůli zmíněným problémům zahraničních překladů do přímého překladu existující metody, ale šel jsem stejně jako řada zahraničních autorů (např. Li & Shi, 2004; Li & Shi, 2008; Singh & Krishnan, 2007) cestou vzniku nového dotazníku, který vychází z obecného vymezení transformačního, transakčního a laissez-faire leadershipu, ale jehož položky odpovídají kulturním specifikům České republiky. Toto rozhodnutí podrobněji vysvětluji níže v kapitole Kritika klasického pojetí transakčního a transformačního leadershipu, která je součástí úvodu této práce. V úvodní části také popisuji, jak ve světě vznikaly metody pro měření leadershipu a jakých doporučení se při jejich tvorbě autoři drží. Tím vysvětluji a zdůvodňuji svůj pozdější postup při tvorbě nového dotazníku. Dále v úvodu teoreticky vymezuji transformační, transakční a laissez-faire leadership a jejich pozici mezi dalšími konstrukty z oblasti managementu, což umožní pozdější posouzení obsahové a konstruktové validity nového dotazníku. Nabízím také kritický pohled na transformační leadership a celý komplexní model leadershipu, neboť od kritiky teorie a modelu se odvíjejí některé limity 1 Viz https://www.mindgarden.com/multifactor-leadership-questionnaire/227-mlq- license-to-reproduce.html ÚVOD 19 nového dotazníku, a také má rozhodnutí, jejichž cílem bylo tyto limity zmírnit. Na úvod zahrnující rešerši zaměřenou na měření leadershipu a komplexní model leadershipu navazují čtyři empirické studie. První studie popisuje vznik českého Dotazníku přístupu k vedení lidí (CLQ) a propojuje jednotlivé kroky vzniku metody se standardy z oblasti managementu. Další tři studie přinášejí širokou paletu důkazů o reliabilitě a validitě nového dotazníku, ale také upozorňují na jeho rezervy a limity používání. Na potřebu vytvoření validní metody pro měření transformačního leadershipu v češtině jsem začal na manažerských fórech upozorňovat již po roce 2010 (např. Prochazka et al., 2014), kdy jsem také zahájil práci na dotazníku prezentovaném v této publikaci. Jeho zatím nevalidovanou podobu jsem poprvé představil na Hradeckých ekonomických dnech v roce 2016 spolu s prvními analýzami postavenými na datech, s jejichž využitím dotazník vznikl (Prochazka et al., 2016). V následujících letech jsem dotazník opakovaně používal v dalších výzkumných studiích a získával tak data, která jsem sekundárně analyzoval v rámci jednotlivých validačních studiích představených v této práci. Tato publikace je tedy výsledkem mnohaletého snažení, během kterého jsem se musel vypořádat jak s vývojem teorie transformačního leadershipu, tak s novou kritikou a s proměňujícími se standardy pro vznik a validaci nových metod v managementu. Na stránkách této práce se snažím reflektovat nové poznatky a nová doporučení z doby po vzniku položek CLQ, byť jsem již nemohl zpětně měnit svůj postup tvorby metody, ani nastavení prvních validačních studií. ÚVOD 20 V této práci představuji novou českou metodu pro měření přístupu k vedení lidí a poskytuji robustní důkazy o její reliabilitě a validitě. Jde o metodu určenou primárně pro výzkumné účely, která ale může být využita také jako součást rozvojových programů pro stávající manažery nebo pro tzv. talenty, které podniky připravují na převzetí vedoucích pozic. 1. Standardy pro vznik metod na měření leadershipu 1.1 Obecné standardy pro tvorbu dotazníku v managementu a společenských vědách Aby byla nová dotazníková metoda obhajitelná před odbornou veřejností, je potřeba srozumitelně popsat proces jejího vzniku a poskytnout důkazy o její spolehlivosti (reliabilitě) a platnosti (validitě). Proces vzniku metody i předložené důkazy o její kvalitě by měly naplňovat standardy oboru. V oblasti managementu byla po dvě desetiletí patrně nejcitovanější publikací představující standardy pro vznik nových metod přehledová studie Hinkina (1995) publikovaná v Journal of Management. Hinkin v ní analyzoval proces vývoje 277 dotazníků publikovaných v letech 1989-1994 v předních časopisech zaměřujících se na „organizační chování“. Na základě své analýzy dává konkrétní doporučení a uvádí příklady dobré praxe při tvorbě nových dotazníků. O tři roky později Hinkin (1998) svá doporučení upravil a doplnil v další studii publikované v časopise Organizational Research Methods. Hinkinových doporučení se do větší či menší míry držela většina autorů dotazníků publikovaných ve významných manažerských časopisech v uplynulých dvou desetiletích. V posledních letech vyšlo několik nových studií, které se pokusily aktualizovat standardy pro tvorbu dotazníků a zohlednit nové poznatky a nové ÚVOD 21 možnosti statistických analýz. Pro tvorbu dotazníku leadershipu jsou relevantní doporučení pro tvorbu dotazníků pro výzkum v oblasti komunikace (Carpenter, 2018), ve vědách o zdraví a společenských a behaviorálních vědách (Boateng et al., 2018), v aplikovaném společensko-vědním výzkumu (DeVellis, 2016) a zejména doporučení pro tvorbu dotazníků zkoumajících přímo leadership (Crawford & Kelder, 2019). Crawford a Kelder (2019) publikovali v loňském roce (tedy až po vzniku českého Dotazníku přístupu k vedení lidí, který je prezentován v této práci) v časopise Leadership Quarterly novou studii mající ambici vytvořit standardy specificky pro oblast měření leadershipu. Navázali na Hinkina (1995) a zároveň čerpali z nových poznatků z oblasti tvorby škál a z rozsáhlé analýzy nových studií popisujících vznik a validaci 17 dotazníků měřících leadership, které byly publikovány v časopisech indexovaných v 1. a 2. kvartilu na Web of Science. Při tvorbě Dotazníku přístupu k vedení lidí jsem se vzhledem k době jeho vzniku opíral zejména o doporučení Hinkina (Hinkin, 1995, 1998) a kvůli zaměření dotazníku a stáří Hinkinových doporučení také o vlastní analýzu studií popisujících vznik významných dotazníků leadershipu publikovaných po roce 2000 (viz níže). Při dokončování této práce jsem ale svůj postup konfrontoval také s novějšími doporučeními, zejména s doporučeními Crawforda a Kelder (2019). Aby bylo zřejmé, z čeho postup tvorby dotazníku vycházel, shrnuji níže stručně doporučení pro tvorbu dotazníků v managementu a několik příkladů dosavadní praxe při tvorbě dotazníků leadershipu. a) Opření se o teorii Před zahájením tvorby položek dotazníku je potřeba udělat důkladnou rešerši literatury a opřít se o některou z existujících teorií nebo vytvořit ÚVOD 22 novou teorii. V rešerši existujících teorií je třeba zohlednit i jejich kritiku a na tuto kritiku reagovat (Crawford & Kelder, 2019). V tomto kroku je podstatné odvodit jasnou definici měřeného konstruktu, což později pomůže při tvorbě položek a posuzování obsahové validity (Boateng et al., 2018; Crawford & Kelder, 2019). Dále je důležité popsat vztah měřeného konstruktu s jinými konstrukty, což jednak přispívá k jasnějšímu vymezení konstruktu a také k pozdějšímu posouzení konstruktové validity (Crawford & Kelder, 2019). Součástí rešerše bývá také analýza existujících nástrojů pro měření příslušného konstruktu a zdůvodnění, proč je i přes jejich existenci vhodné vytvořit novou metodu (Boateng et al., 2018). Při definování měřeného konstruktu se postupuje deduktivní metodou, induktivní metodou nebo jejich kombinací. Při použití deduktivní metody je definice měřených konstruktů odvozena z dosavadního poznání. V rámci induktivní metody je od řady respondentů získána řada výroků, které se dají vztáhnout ke konstruktu, který chceme měřit a následně jsou výzkumným týmem výroky třízeny podle toho, jak spolu souvisejí. Respondenti odpovídají na obecnou otázku (např. „Co dělá váš manažer, aby zvýšil výkon vašeho týmu?“) a z jejich odpovědí je pak odvozena definice měřeného konstruktu, ke které se pak budou vztahovat položky dotazníku (Crawford & Kelder, 2019; Hinkin, 1995, 1998). b) Tvorba položek a zajištění obsahové validity V další fázi tvorby dotazníku je potřeba „vygenerovat“ položky. V případě deduktivního přístupu jsou položky odvozeny z teorie výzkumníky tak, aby pokryly všechny části měřeného konstruktu. V rámci induktivního přístupu se pracuje přímo s tvrzeními, která byly získána od ÚVOD 23 respondentů (Hinkin, 1995, 1998). Při tvorbě položek je potřeba formulovat dvakrát až pětkrát více položek, než kolik jich má obsahovat výsledný dotazník, aby byl prostor pro pozdější redukci a výběr nejvhodnější kombinace položek (Boateng et al., 2018; Carpenter, 2018; Kline, 2000). Proto je doporučováno použít kombinaci induktivní a deduktivní metody, jelikož takto vzniklý seznam položek je obsáhlejší a úplnější (Boateng et al., 2018; Clark & Watson, 1995) a není tak závislý na pohledu pouze malé skupiny členů výzkumného týmu (Crawford & Kelder, 2019). Při tvorbě položek jde zejména o zajištění obsahové validity, tedy aby položky měřily právě daný konstrukt a ne něco jiného a aby měřily daný konstrukt v celé jeho šíři. Proto se v závěru této fáze ověřuje obsahová validita a to obvykle tak, že skupina hodnotitelů posuzuje položky a jejich příslušnost k jednotlivým kategoriím, s jejichž definicí jsou předem seznámeni (Crawford & Kelder, 2019; Hinkin, 1995, 1998; Schriesheim et al., 1993). Aby se dalo hovořit o obsahové validitě, mělo by dojít k vysoké míře shody hodnotitelů. Pokud se hodnotitelé neshodnou nebo se shodnou na jiném než zamýšleném zařazení položky, bývají položky z metody vypuštěny nebo přeformulovány tak, aby ke shodě došlo (Schriesheim et al., 1993). K položkám je také navržena škála pro odpovědi (Hinkin, 1995, 1998). Srozumitelnost a jednoznačnost položek a škály se někdy ověřuje pretestováním nebo kognitivními rozhovory (Boateng et al., 2018; Carpenter, 2018), které mohou vést k dalším úpravám nebo k vypuštění položek. ÚVOD 24 c) Prvotní analýza na základě empirických dat a úprava dotazníku Když je k dispozici sada položek se škálou pro odpovědi, je dotazník administrován rozsáhlému vzorku respondentů a získaná data se využijí k analýze položek, škál a celého modelu. Na základě toho autoři posoudí silné stránky a rezervy dotazníku a obvykle navrhnou úpravu metody, zejména přeformulování nebo vyřazení některých položek. Většina dotazníků měřících konstrukty v oblasti leadershipu vychází z takzvané klasické testové teorie (Crawford & Kelder, 2019), v posledních letech se ovšem i v managementu začínají objevovat dotazníky založené na teorii odpovědi na položku (angl. Item Response Theory, IRT). Postup tvorby Dotazníku přístupu k vedení lidí vycházel z klasické testové teorie,2 a proto se i zde budu věnovat standardům spojeným s tímto přístupem. Také se věnuji pouze standardům pro dotazníky s odpovědní škálou, nikoliv testům se správnými odpověďmi nebo dotazníkům s multiple-choice otázkami nebo s nucenou volbou odpovědi. Analýza položek v klasické testové teorii vychází zejména z popisných statistik a zahrnuje například posouzení variability a rozložení odpovědí na každou položku, posouzení popularity/obtížnosti položek nebo posouzení korelace položek se zbytkem škály (Boateng et al., 2018; Carpenter, 2018; Crawford & Kelder, 2019). Analýza škál a modelu využívá zejména popisné statistiky, korelační matici, analýzu vnitřní konzistence a faktorovou analýzu. V případě induktivního odvozování teorie bývá nejprve využívána explorační faktorová analýza. Pokud je dotazník zakotven v předem vytvořené teorii, využívá se rovnou konfirmační faktorová analýza (Crawford & Kelder, 2019). Posuzovaná bývá shoda 2 Nicméně výsledný dotazník jsem zpětně posoudil i optikou IRT a jsou u mě k dispozici výsledky analýz. ÚVOD 25 získaných dat s teoretickým modelem a zamýšlený model bývá srovnáván s jinými alternativními teoretickými modely. Při posouzení shody dat s modelem se také posuzuje síla faktorového náboje jednotlivých položek, tendence položek být syceny i jinými faktory (tzv. cross loadings), reziduální korelace mezi položkami a vztahy mezi jednotlivými subškálami (zda nejsou příliš vysoké a zda odpovídají teorii). Posuzována bývá také vnitřní konzistence jednotlivých škál dotazníku, případně se využívají i další odhady reliability (Boateng et al., 2018; Carpenter, 2018; Crawford & Kelder, 2019). Na základě těchto analýz bývají vyřazeny nebo přeformulovány problematické položky (např. které nerozlišují mezi respondenty, které jsou syceny více faktory, které se překrývají s jinými položkami) a vybrány nejvhodnější položky, které dobře reprezentují a dobře měří zkoumané konstrukty (Boateng et al., 2018; Hinkin, 1998). Přitom jde o dosažení tzv. šetrnosti (angl. parsimony), tedy o měření konstruktu přiměřeným, ale dostačujícím počtem položek nezahlcujícím zbytečně respondenty (Boateng et al., 2018; Carpenter, 2018). Spolu s dotazníkem jsou obvykle respondentům administrovány také další metody, které měří konstrukty teoreticky související, či teoreticky nesouvisející s nově měřeným konstruktem. Ty jsou využívány pro posouzení kriteriální (souběžné a prediktivní)3 a konstruktové 3 Kriteriální validita vypovídá o míře, se kterou výstup z dotazníku souvisí s nějakým kritériem (externím kritériem, standardem, ukazatelem) dobře vypovídajícím o daném konstruktu. V případě souběžné validity je kritériem typicky výsledek měření jiným měřicím nástrojem, který je v době posuzování považován za standard. V případě prediktivní validity je výsledek nové metody srovnáván s nějakým budoucím výstupem, který má metoda dle teorie predikovat (např. výsledek testu studijních předpokladů souvisí s pozdějšími studijními výsledky). ÚVOD 26 (konvergentní a divergentní či diskriminační)4 validity nového dotazníku (Carpenter, 2018; Hinkin, 1995, 1998). Pokud nemá dotazníkem měřený konstrukt očekávané vztahy s dalšími konstrukty, může to znamenat, že dotazník neměří příslušný konstrukt dobře a je třeba jej upra- vit. d) Replikační studie a poskytnutí důkazů o reliabilitě a validitě finální verze Když jsou vytěžena data z první validační studie, měla by být provedena replikace, tedy administrování dotazníku dalším respondentům. Replikace poskytuje další nezávislou podporu pro reliabilitu a validitu metody. Potřeba je zejména tehdy, pokud byl dotazník na základě první studie upraven (např. přeformulovány položky nebo zredukován počet položek). V takovém případě přináší replikační studie de facto první platné důkazy o validitě upravené metody, protože důkaz získaný na stejných datech, na základě kterých byl dotazník vytvořen, nelze považovat za silný (Hinkin, 1998). Replikační studie také přináší důkazy o externí validitě, neboť ukazují, že metoda má podobné charakteristiky napříč různými vzorky (Crawford & Kelder, 2019). Dále pak může přinášet i nové důkazy o kriteriální a konstruktové validitě dotazníků například díky 4 Konstruktová validita vypovídá o míře, se kterou metoda skutečně měří to, co by měla měřit. V případě konvergentní validity se posuzuje, zda spolu souvisí měření dvou konstruktů, které by spolu měly souviset dle teorie a předchozích výzkumů. V případě divergentní či diskriminační validity jde o to, zda se od sebe odlišují měření konstruktů, které jsou dle teorie a předchozích výzkumů odlišné (tj. konstrukty od sebe lze odlišit v rámci strukturního modelu, jejich vztah není příliš silný, případně spolu vůbec nekorelují). ÚVOD 27 využití složitějších designů, v rámci kterých se získávají data z různých zdrojů nebo v různých časech (Hinkin, 1998). 1.2 Příklady z praxe: jak vznikaly vlivné dotazníky leadershipu V současné době nejvíce používané dotazníky leadershipu byly publikovány mezi lety 2000-2010. Níže stručně popisuji, jak vznikly ty nejcitovanější z nich. Při vyhledávání nejcitovanějších dotazníků jsem využíval Web of Science a klíčová slova „leader*“ a „questionnaire“ / „inventory“ / „measur*“. Dále jsem procházel nejvíce citované primární výzkumné studie z let 2005-2014 (a později při revizi této publikace také studie z let 2015-2020), které mají v názvu leadership a zjišťoval jsem, jakou metodu měření leadershipu používají. Článek popisující využívanou metodu jsem pak vyhledal na Web of Science a sledoval jsem, jak moc je citovaný v dalších výzkumech. Dotazník transformačního a transakčního leadershipu Poslední verze Multifactor Leadership Questionnaire (MLQ) měřicího transformační, transakční a laissez-faire leadership byla publikována v roce 2004 (Avolio & Bass, 2004). Nicméně první verze vznikla již v roce 1985, kdy Bass na základě tehdejší literatury o charismatu a podmiňování a na základě výpovědí lidí o jejich zkušenostech s transformačním vedoucím připravil celkem 141 (nebo 142, zdroje se rozcházejí) tvrzení, které mohou popisovat leadera. V dalším kroku roztřídilo 11 posuzovatelů seznámených s definicí transformačního a transakčního leadershipu položky do kategorií transakční leadership, transformační leadership nebo jako „neodpovídající teorii“. U 73 položek došli pozorovatelé ÚVOD 28 k vysoké shodě, že se jedná o položky popisující transformační či transakční vedení. Tyto položky následně Bass předložil 176 zkušeným důstojníkům americké armády, kteří s jejich pomocí posoudili přístup svých přímých nadřízených. Získaná data prošla faktorovou analýzou, která identifikovala 6 faktorů – 3 faktory transformačního leadershipu (faktor kombinující idealizovaný vliv a inspirující motivaci, intelektuální stimulace, individuální přístup),5 2 faktory transakčního leadershipu (podmíněné odměňování, aktivní řízení podle odchylek) a 1 faktor pasivního a vyhýbavého vedení (Bass, 1997; Bass & Riggio, 2006; Green, 2015). Až na základě výsledků této faktorové analýzy byly pojmenovány a definovány dimenze transakčního a transformačního leadershipu, které podrobně popisuji v následující kapitole. Nový dotazník byl opakovaně administrován různým respondentům a několikrát revidován zejména na základě výsledků novějších faktorových analýz (např. Avolio et al., 1999; Bycio et al., 1995; Howell & Avolio, 1993) a vlivných kritik (např. Hunt, 1991; Smith & Peterson, 1988). V rámci těchto revizí se postupně zvýšil počet faktorů na 9 (v rámci prvního faktoru byl rozlišen idealizovaný vliv – atribuovaný, idealizovaný vliv – chování a inspirující motivace; v rámci posledního faktoru bylo rozlišeno pasivní řízení podle odchylek a laissez faire leadership). Také se měnil počet zařazených položek. Nejprve byl snížen počet položek na 70, pak byly doplněny nové položky do počtu 80 a nakonec byla vytvořena zkrácená verze mající 36 položek (Avolio & Bass, 2004; Bass & Riggio, 2006; Green, 2015). V současné době je používána nová verze MLQ 5X (Avolio & Bass, 2004), kterou tvoří pět subškál transformačního vedení (idealizovaný vliv je rozdělen na dvě subškály), tři subškály transakčního vedení a navíc jedna 5 Definici dimenzí leadershipu, které odpovídají zde zmiňovaným faktorům, uvádím v následující kapitole. ÚVOD 29 subškála laissez-faire leadershipu. Každá subškála má 4 položky (Avolio & Bass, 2004). Dotazník zmocňujícího leadershipu Arnold et al. (2000) vytvořili dotazník zmocňujícího (angl. empowering) leadershipu, což je přístup, pro který v době vzniku dotazníku neexistovala jednoznačná teoretická konceptualizace a nebyly známé jeho dimenze. Autoři provedli při tvorbě dotazníku nejprve hloubkové rozhovory s leadery a následovníky ve třech organizacích, které považovali za velmi „zmocňující“. Cílem bylo získat popisy efektivního a neefektivního chování leadera v takovýchto organizacích. Získané popisy chování následně výzkumníci třídili a opakující se popisy vyřadili. Výsledkem bylo 125 projevů chování, které členové týmu rozdělili do 8 skupin – dimenzí vytvořených na základě konceptuální blízkosti těchto projevů. Následně zformulovali obecný popis těchto dimenzí a pro každou dimenzi vytvořili 6 nových dotazníkových položek. Při tvorbě položek částečně použili projevy chování popsané v hloubkových rozhovorech, částečně projevy popsané v rozhovorech upravili nebo vytvořili nové na základě obecného popisu dimenze. Takto vytvořený dotazník administrovali 205 zaměstnancům ze dvou organizací. Poté s využitím konfirmační faktorové analýzy srovnali několik teoretických modelů empowering leadershipu a posoudili vnitřní konzistenci subškál odpovídajících jednotlivým dimenzím. Na základě analýz vyřadili část položek, které měly nízký faktorový náboj nebo korelovaly slabě se zbytkem položek ze stejné subškály a také sloučili některé dimenze, které spolu silně korelovaly. Výsledkem byl 19položkový dotazník s 5 subškálami, který autoři v rámci další studie administrovali 374 zaměstnancům z pěti organizací, ÚVOD 30 posoudili shodu nových dat s pětifaktorovým modelem odvozeným z první studie a přinesli důkaz o konvergentní a diskriminační validitě srovnáním svých měření se staršími koncepty - leadershipem zaměřeným na vztahy (angl. consideration) a úkoly (angl. initiating structure). Dotazník autentického leadershipu Walumbwa et al. (2008) při tvorbě dotazníku autentického leadershipu identifikovali a definovali dimenze autentického leadershipu na základě rešerše literatury a diskuze v rámci výzkumné skupiny. Následně nechali doktorské studenty popsat autentického leadera a srovnali tento popis s vlastním popisem dimenzí. Na základě definice dimenzí pak sami vytvořili 35 položek měřících jednotlivé dimenze autentického leadershipu a následně na základě diskuze zredukovali počet položek na 22 tak, že vybrali položky, které byly jednoznačné a popisovali pozorovatelné chování. Aby získali nezávislý důkaz o obsahové validitě nově vznikající škály, požádali jiné členy fakulty o rozřazení položek k jednotlivým dimenzím. Autoři pak v dotazníku ponechali pouze položky, které zařadilo „správně“ alespoň 80 % kolegů a některé položky ještě mírně upravili na základě získaných komentářů. Následně dotazník administrovali 224 americkým a 212 čínským zaměstnancům a s využitím konfirmační faktorové analýzy posoudili shodu dat se svým teoretickým modelem a několika alternativními modely. Také provedli analýzu invariance napříč oběma vzorky, čímž ukázali, že je metoda ekvivalentní v obou kulturních prostředích. Jelikož nalezli podporu pro invarianci, provedli následně další analýzy na celém vzorku zahrnujícím všech 456 respondentů. Tyto analýzy ukázaly dobrou shodu dat s teoretickým modelem a vysokou vnitřní konzistenci jednotlivých subškál. V dalších dvou studiích pak ÚVOD 31 autoři získali další data s využitím nového dotazníku a přinesli důkazy o konvergentní validitě své metody skrze zkoumání vztahu autentického leadershipu s pracovní spokojeností, závazkem k organizaci, pracovním výkonem, proorganizačním chováním (angl. organizational citizenship behavior) a vnímáním organizačního klimatu. Dále také posoudili inkrementální validitu autentického leadershipu při predikci některých z výše uvedených proměnných oproti transformačnímu a etickému leade- rshipu. Dotazník leadershipu jako služby Liden et al. (2008) vytvářeli dotazník leadershipu jako služby (angl. servant leadership) v době, kdy k tomuto multidimenzionálnímu konstruktu již existovala rozsáhlá literatura, ale neexistovala shoda na počtu a obsahu jednotlivých dimenzí. Liden s kolegy nejprve v dostupné literatuře identifikovali až 9 dimenzí, ke kterým sami vytvořili celkem 68 možných dotazníkových položek a doplnili je o 17 položek ze starších dotazníků. Všechny tyto položky pak administrovali vzorku 298 univerzitních studentů a provedli explorační faktorovou analýzu, která identifikovala 7 faktorů. U každého ze 7 faktorů následně vybrali 4 položky s největším faktorovým nábojem a ty pak zařadili do výsledného dotazníku. Dotazník s 28 položkami nechali vyplnit 145 zaměstnanců jedné organizace a 17 jejich nadřízených. Reportovali vnitřní konzistenci jednotlivých subškál, s pomocí konfirmační faktorové analýzy posoudili shodu dat se sedmifaktorovým modelem a přinesli důkazy o konstruktové validitě dotazníku srovnáním s měřením pracovního výkonu, závazku k organizaci a prokomunitního chování (angl. community citizenship behavior). Dále posoudili inkrementální validitu leadershipu jako služby při predikci ÚVOD 32 výše zmíněných proměnných oproti transformačnímu leaderhipu a LMX (Leader Member eXchange, teorie směny mezi leaderem a následovníkem). Protože vždy několik zaměstnanců hodnotilo stejného leadera, autoři také posoudili míru shody pozorovatelů s využitím vnitrotřídních korelačních koeficientů (ICC). Dotazník etického leadershipu Kalshoven et al. (2011) převzali při tvorbě dotazníku etického leadershipu některé položky ze starších studií zaměřených na etický leadership a vytvořili také další položky na základě teorie a na základě rozhovorů s 8 manažery a 7 zaměstnanci. Celkem připravili 90 položek. Následně pro posouzení obsahové validity rozřadili 2 experti tyto položky do 8 teoretických dimenzí a 5 akademiků a 2 zaměstnanci se vyjádřili ke kvalitě položek. To vedlo k vyřazení 30 položek, které byly nejednoznačné nebo u kterých nedošlo ke shodě v zařazení do dimenze. Zbylých 60 položek bylo administrováno 151 studentům a data byla analyzována s využitím analýzy základních komponent. Položky s nízkým nábojem na příslušnou dimenzi byly vyřazeny nebo reformulovány, takže zbylo 46 z části upravených položek. Ty byly administrovány 226 zaměstnancům a autoři následně s využitím konfirmační faktorové analýzy posoudili shodu dat s osmifaktorovým teoretickým modelem a s několika alternativními modely. Dále poskytli důkazy o vnitřní konzistenci jednotlivých subškál dotazníku a testovali konstruktovou validitu korelací škál dotazníku s měřením transformačního, transakčního, pasivního a autokratického leadershipu, vnímané efektivity leadera, důvěry v management, spokojenosti s prací a leaderem, závazku k leaderovi a k organizaci a s měřením cynismu. Na dalším vzorku 294 zaměstnanců a jejich ÚVOD 33 nadřízených pak autoři znovu ověřili faktorovou strukturu dotazníku a přinesli další důkazy o konvergentní validitě srovnáním měření etického leadershipu a jeho dimenzí s měřením proorganizačního chování následovníků, důvěry v leadera, vnímané efektivity leadera a vnímané efektivity zaměstnanců. Dotazník odpovědného leadershipu Voegtlin (2011) při tvorbě dotazníku odpovědného vedení (angl. discursive responsible leadership) připravil nejprve baterii položek, které z části převzal z existujících dotazníků měřících příbuzné konstrukty a z části sám vytvořil na základě teorie. Po diskuzi s kolegy vybral položky, které nejlépe reflektovaly konstrukt odpovědné vedení. Následně za účelem posouzení obsahové validity měli jeho studenti a následně také odborníci seznámení s definicí odpovědného vedení za úkol odlišit nové položky měřící odpovědné vedení od položek existujících škál transformačního a etického leadershipu. Položky, u kterých studenti dosáhli shody 70 % nebo méně, byly reformulovány nebo vyřazeny. Následně Voegtlin nechal dotazník vyplnit 128 univerzitních studentů a provedl explorační faktorovou analýzu, na jejímž základě vyřadil položky, které nebyly dostatečně syceny faktorem odpovědného leadershipu nebo byly významně syceny také jinými teoriemi neodpovídajícími faktory. Následně Voegtlin na dalších dvou vzorcích (75 studentů a 150 zaměstnanců) provedl konfirmační faktorovou analýzu, která přinesla podporu pro předpokládané jednofaktorové řešení a přinesl důkazy o vnitřní konzistenci, o diskriminační validitě vůči etickému a transformačnímu leadershipu a o konvergentní validitě (korelací s etickým chováním a pracovní spokojeností) své nové metody. ÚVOD 34 Z výše uvedeného popisu vzniku jednotlivých dotazníků vyplývá, že nejvíce používané dotazníky leadershipu byly vytvořeny v postupných krocích popsaných Hinkinem (1998) či Crawfordem a Kelder (2019). Jednotlivé postupy se shodovaly v tom, že autoři vygenerovali více položek, které následně redukovali, že experti posuzovali obsahovou validitu dotazníku, že se na vzorku stovek respondentů statisticky posuzovala vnitřní konzistence subškál dotazníku a faktorová struktura, a že autoři poskytli důkazy o konvergentní validitě srovnáním s měřením dalších konstruktů. Zároveň je z výše uvedených popisů zřejmé, že se od sebe postupy tvorby jednotlivých dotazníků v dílčích částech odlišovaly, a to jak použitými metodami (např. způsobem hodnocení obsahové validity), tak šíří a typem poskytnutých důkazů o fungování metody (např. posouzení invariance, míry shody pozorovatelů, inkrementální validity). Tyto odlišnosti plynuly patrně z části ze specifik metody (např. jak silná teorie k metodě existovala), a z části z toho, že standardy pro tvorbu metod nejsou striktní. Existuje velké množství důkazů, které je možné o kvalitě metody přinést a není obvyklé, aby se v rámci jedné série studií testovalo vše. Záleží patrně jednak na tom, co autoři považují za důležité, ale také na tom, jaká data jsou schopni získat. Také já jsem při tvorbě nového Dotazníku přístupu k vedení lidí vycházel z Hinkinových (1995, 1998) doporučení a využil postupy, které jsou společné pro vznik výše zmíněných metod. Zároveň jsem hledal a poskytl důkazy o validitě a reliabilitě nového dotazníku, které jdou nad rámec toho, co autoři nových dotazníků leadershipu obvykle uvádějí. V následujících kapitolách nejprve uvedu rozšířené definice transformačního, transakčního a laissez-faire leadershipu a jejich dimenzí. Následně ÚVOD 35 představím kritiku těchto teorií a komplexního modelu leadershipu, ze které vyplynou doporučení pro mírnou úpravu definic a pro postup tvorby dotazníku. Ve studiích 1-4 v dalších částech této práce pak popíši vznik položek nového dotazníku kombinující induktivní a deduktivní přístup, představím proces redukce dotazníku na základě kvalitativního i kvantitativního hodnocení a také výsledky posouzení obsahové validity dotazníku odborníky na management a pracovní psychologii. Přinesu důkazy o reliabilitě skrze několik koeficientů vnitřní konzistence subškál a skrze posouzení míry shody více pozorovatelů při hodnocení stejného leadera. Dále představím důkazy o faktorové, konstruktové i kriteriální validitě nové metody. 2. Teoretické vymezení transformačního a transakčního leadershipu Burns (1978) na konci sedmdesátých let 20. století nazval v té době tradiční přístup k vedení lidí, ve kterém se vedoucí opírá o ekonomické zdroje autority a využívá sociální směny, transakčním vedením. Transakční vedoucí je podle něj vedoucím, který stanovuje jasná očekávání, kontroluje, odměňuje a koriguje chování svých následovníků. Při takovém vedení dochází k opakovaným transakcím mezi vedoucím a jeho následovníky – například politický lídr nabízí vytvoření nových pracovních míst za hlasy ve volbách nebo manažer nabízí finanční odměnu za úsilí pracovníků. Proti transakčnímu vedení vymezil Burns transformační vedení, jako opačný přístup k vedení lidí založený na neekonomických zdrojích autority. Transformační vedoucí svým přístupem pomáhá svým následovníkům růst a směruje je k naplňování společných skupinových ÚVOD 36 cílů. Burnsovy úvahy o transformačním vedení rozpracoval Bass (1985), který již na rozdíl od Burnse nevnímal transakční a transformační vedení jako vzájemně se vylučující protipóly. Vedoucí se podle Basse může zároveň opírat jak o ekonomické, tak o neekonomické zdroje autority, a tedy uplatňovat zároveň transakční i transformační přístup, které se mohou vzájemně doplňovat. Bassovo (1985) pojetí transformačního vedení se stalo převažujícím pojetím a opírá se o něj řada nových studií (např. Bai et al., 2016; Birasnav, 2014; Fjendbo, 2020; Hetland et al., 2018; Hostrup & Andersen, 2020; Nguyen et al., 2017; Tepper et al., 2018). Dle Basse (Bass & Riggio, 2006) má transformační leadership čtyři dimenze, které leader uplatňuje při vedení následovníků. První dimenzí je idealizovaný vliv projevující se ochotou riskovat, konzistentním přístupem, etickým a morálním jednáním. Vedoucí uplatňující toto chování jsou vnímáni jako charismatičtí, získávají si respekt, obdiv a důvěru následovníků a jejich následovníci se s nimi identifikují. Druhou dimenzí je inspirující motivování. Vedoucí uplatňující toto chování formuluje pro následovníky atraktivní cíle a vize a snaží se o jejich naplnění. Tím směruje a inspiruje své následovníky, vyvolává v nich optimismus a zaujetí. Třetí dimenzí transformačního vedení je intelektuální stimulace, která se projevuje podněcováním následovníků k tomu, aby přicházeli s nápady, hledali nová řešení a dívali se na problémy z nových úhlů. Intelektuální stimulací vedoucí podporuje kreativitu následovníků. Čtvrtou dimenzí transformačního leadershipu je individuální přístup. Ten se projevuje tím, že vedoucí zná své následovníky, zohledňuje jejich rozdílné potřeby, respektuje rozdíly mezi lidmi, naslouchá jim a deleguje. Tím rozvíjí potenciál následovníků a vytváří atmosféru růstu a podpory (Bass & Riggio, 2006). ÚVOD 37 Autoři teorii transformačního vedení (Avolio & Bass, 2004; Bass & Riggio, 2006) prezentují jako součást komplexního modelu leadershipu (angl. full-range leadership model), ve kterém jsou kromě dimenzí transformačního vedení ještě tři dimenze transakčního vedení a jedna dimenze tzv. absence vedení. Transakční vedení je tvořeno podmíněným odměňováním, aktivním řízením podle odchylek a pasivním řízením podle odchylek. Podmíněné odměňování zahrnuje stanovení jasných očekávání a pravidel odměňování následovníků. Aktivní řízení podle odchylek obsahuje průběžnou kontrolu a provádění korektivních kroků, nejsou-li naplňována očekávání vedoucího. Pasivní řízení podle odchylek se od aktivního liší v tom, že vedoucí neprovádí průběžnou kontrolu a korektivní kroky činí poté, co je seznámen s neuspokojivým výsledkem (Bass, 1997). Jedinou složkou absence vedení je laissez-faire leadership, který obsahuje takové chování leadera, při kterém se zbavuje své odpovědnosti a neplní vedoucí roli, když je to potřeba (Bass, 1997). Absence vedení (negativně) a podmíněné odměňování (pozitivně) silně korelují s dimenzemi transformačního leadershipu (Avolio & Bass, 2004).6 2.1 Dimenze komplexního modelu leadershipu Transformační a transakční leadership jako obecné přístupy byly Burnsem (1978) a Bassem (1985) odvozeny z teorie. Jak už jsem zmiňoval 6 Předchozí tři odstavce (tj. od začátku kapitoly po toto místo) jsou převzaty z přehledové studie Procházka a Vaculík Prochazka, J., Smutny, P., & Vaculik, M. (2014). Transformační leadership jako moderní trend v českém managementu [Transformational leadership as a modern trend in Czech management] Hradec Economic Days 2014, Hradec Kralove. . Autor této práce je jediným autorem této části textu článku, který připravoval zároveň pro tuto habilitační práci a přehledový článek v časopise. ÚVOD 38 výše při popisu vzniku MLQ, jejich jednotlivé dimenze nebyly odvozeny z teorie, ale z výsledků exploračních faktorových analýz prováděných při tvorbě dotazníku MLQ na vzorcích amerických respondentů (Bass, 1997; Bass & Riggio, 2006; Green, 2015). Tradiční definice těchto dimenzí jsou tedy silně navázány na obsah položek MLQ. Níže představuji často citované definice jednotlivých dimenzí a také příklady položek dotazníku MLQ, skrze který jsou tyto dimenze nejčastěji operacionalizovány. Idealizovaný vliv V rámci MLQ je idealizovaný vliv měřen dvěma zkorelovanými škálami. Položky škály Idealizovaný vliv - atribuovaný měří to, zda je leader vnímán jako charismatický, zatímco položky škály Idealizovaný vliv - chování měří chování leadera, které je vnímané jako charismatické (Avolio & Bass, 2004). Tato dvojakost se odráží v následujících definicích idealizovaného vlivu, které v sobě vedle popisu chování zahrnují i důsledky tohoto chování. • „Leadeři dávají najevo přesvědčení, zdůrazňují důvěru, zaujímají stanovisko k obtížným tématům, prezentují své nejdůležitější hodnoty a zdůrazňují důležitost smyslu, závazku a etických dopadů rozhodnutí (Bass, 1997, s. 133).“ • „Míra, do které se leader chová způsobem hodným obdivu, což vede k tomu, že se s ním následovníci identifikují. Charismatický leader dává najevo své přesvědčení, zaujímá stanoviska a působí na emoce následovníků (Judge & Piccolo, 2004, s. 755).“ • „…leadeři, kteří mají vysoký standard morálního a etického vedení, naplňují vysoká očekávání a kteří v následovnících vyvolávají pocit loajality (Bono & Judge, 2004, s. 901).“ ÚVOD 39 • Příklad položky MLQ (Idealizovaný vliv – atribuovaný) (Avolio & Bass, 2004): „Chová se způsobem, kterým si získává můj respekt.“ • Příklad položky MLQ (Idealizovaný vliv – chování) (Avolio & Bass, 2004): „Zvažuje morální a etické dopady rozhodnutí.“ Inspirující motivace Různé definice inspirující motivace spojuje leaderova jasná představa směřování skupiny (vize, cíle, cesta k nim), dodávání důležitosti či smyslu společné činnosti a pozitivní optimistický pohled na budoucnost týmu a naplnění cílů/vize: • „Inspirující leadeři pojmenovávají jednoduchým způsobem sdílené cíle a (pro skupinu) společné chápání toho, co je správné a důležité. Nabízí vizi toho, čeho je možné dosáhnout a cestu k tomu. Posilují vnímání smyslu (činností) a podporují pozitivní očekávání ohledně toho, co je třeba udělat (Avolio & Bass, 2004, s. 29).“ • „Leadeři formulují přitažlivou vizi budoucnosti, konfrontují následovníky s náročnými výzvami, mluví optimisticky a s nadšením a dodávají povzbuzení a zdůrazňují smysl věcem, které je potřeba udělat (Bass, 1997, s. 133).“ • „Míra, do které leader artikuluje vizi, která je pro následovníky přitažlivá a inspirující. Inspirující leadeři přicházejí s náročnými výzvami, dávají najevo optimismus z hlediska dosažení cílů a dávají úkolům smysl (Judge & Piccolo, 2004, s. 755).“ • „…leadeři se silnou vizí budoucnosti postavené na hodnotách a ideálech (Bono & Judge, 2004, s. 901).“ ÚVOD 40 • Příklad položky MLQ (Avolio & Bass, 2004): „Dává najevo jistotu, že cílů bude dosaženo.“ Intelektuální stimulace Společnými body definic intelektuální stimulace jsou nabádání podřízených, aby se odpoutali od rutiny a hledali nové postupy a nové způsoby řešení problémů, formulovali vlastní nápady, zapojovali se a byli krea- tivní: • „Skrz intelektuální stimulaci pomáhá leader ostatním uvažovat o starých problémech novými způsoby. Jsou podněcováni ke zpochybňování svých, a pokud je to vhodné, tak i leaderových, starých přesvědčení, předpokladů a hodnot, které mohou být překonané a nevhodné pro řešení současných problémů (Avolio & Bass, 2004, s. 29).“ • „Leader zpochybňuje staré předpoklady, tradice a přesvědčení. Stimuluje v ostatních nové perspektivy a úvahy o způsobech, jak postupovat a podněcuje k vyjadřování nápadů a úsudků (Bass, 1997, s. 133).“ • „Míra, do které leader zpochybňuje zažité předpoklady, přijímá riziko a vyzývá následovníky k formulaci nápadů. Takový leader stimuluje a povzbuzuje kreativitu následovníků (Judge & Piccolo, 2004, s. 755).“ • „…leadeři, kteří vybízejí k pochybnostem o (nepsaných) normách v organizaci, povzbuzují divergentní myšlení a tlačí následovníky k vymýšlení inovativních strategií (Bono & Judge, 2004, s. 901).“ • Příklad položky MLQ (Avolio & Bass, 2004): „Vede mě k tomu, abych se na problém díval z řady různých úhlů.“ ÚVOD 41 Individuální přístup Podstatou definic individuálního přístupu je jednání s následovníky jako s individualitami, zohledňování individuálních pocitů a potřeb a vytvoření prostoru pro rozvoj a podpora rozvoje jednotlivých následovníků. • „Znamená porozumění a vcítění se do obav a rozvojových potřeb ostatních a zacházení s každým individuálně a jedinečným způsobem. Individuální přístup představuje leaderovu snahu nejen rozeznat a uspokojit současné potřeby svých následovníků, ale také rozšířit a pozvednout potřebu následovníků rozvinout a naplnit svůj plný potenciál (Avolio & Bass, 2004, s. 29).“ • „Leadeři zacházejí s ostatními jako s individualitami, berou v úvahu jejich individuální potřeby, schopnosti a aspirace, pozorně naslouchají, podporují jejich rozvoj, radí, učí a koučují (Bass, 1997, s. 133).“ • „Míra, do které leader věnuje pozornost potřebám každého následovníka, působí pro následovníky jako mentor či kouč a naslouchá obavám a potřebám následovníků (Judge & Piccolo, 2004, s. 755).“ • „…chování leadera, které usiluje o rozeznání jedinečných růstových a rozvojových potřeb následovníků a taktéž o koučování následovníků a poskytování konzultací (Bono & Judge, 2004, s. 901).“ • Příklad položky MLQ (Avolio & Bass, 2004): „Bere v úvahu, že mám odlišné potřeby, schopnosti a aspirace než ostatní.“ ÚVOD 42 Podmíněné odměňování Společnými body definice podmíněného odměňování je pojmenování toho, co leader od následovníků očekává a následné poskytnutí hmotné či nehmotné odměny v případě, že následovníci očekávání naplní. • „Leadeři se angažují v konstruktivních transakcích typu „cestacíl“ spočívajících v odměňování za výkon. Vyjasňují svá očekávání, směňují sliby a zdroje za podporu (svých záměrů) od následovníků, sjednávají vzájemně uspokojivé dohody, vyjednávají o zdrojích, vyměňují spolupráci za úsilí a poskytují uznání za úspěšný výkon následovníků (Bass, 1997, s. 134).“ • „Míra, do které leader nastavuje konstruktivní transakce či směny s následovníky: Leader vyjasňuje svá očekávání a nastavuje odměny za naplnění těchto očekávání (Judge & Piccolo, 2004, s. 755).“ • „… chování leadera zaměřené na směnu zdrojů. Tedy leader poskytuje hmotnou, či nehmotnou podporu a zdroje výměnou za úsilí a výkon následovníků (Bono & Judge, 2004, s. 901).“ • Příklad položky MLQ (Avolio & Bass, 2004): „Dává jasně najevo, co může člověk očekávat, že získá, když se dosáhne cílů.“ Řízení podle odchylek - aktivní Podstatou definic aktivního řízení podle odchylek je nastavování standardů a pravidel, aktivní kontrola jejich dodržování a vynucování jejich dodržování korektivními akcemi, čímž předchází možným problémům: ÚVOD 43 • „Leadeři monitorují výkon následovníků a provádějí korektivní akce, pokud nastanou odchylky od standardů. Nastavují pravidla, aby nedocházelo k chybám (Bass, 1997, s. 134).“ • „Obecně je řízení podle odchylek o míře, do které leader provádí korektivní akce na základě výsledků směn s následovníky (tj. dle míry naplnění očekávání leadera). …rozdíl mezi aktivním a pasivním řízením podle odchylek spočívá v načasování leaderových intervencí. Aktivní leader monitoruje chování následovníka, předjímá problémy a zasahuje předtím, než následovníkovo chování vyvolá vážné obtíže (Judge & Piccolo, 2004, s. 755-756).“ • „… týká se monitorování výkonu a realizace korektivních akcí, pokud je to nutné. Řízení podle odchylek se zaměřuje na stanovování standardů a sledování odchylek od těchto standardů (Bono & Judge, 2004, s. 901).“ • Příklad položky MLQ (Avolio & Bass, 2004): „Zaměřuje pozornost na neobvyklosti, chyby, výjimky a odchylky od standardů.“ Řízení podle odchylek – pasivní Podstatou definice pasivního řízení podle odchylek je to, že leader zůstává pasivní až do chvíle, než nastanou vážné problémy. Až v tu chvíli projeví iniciativu a situaci řeší: • „Leadeři nezasahují, dokud se problémy nestanou vážnými. S akcí čekají, dokud se chyby samy nedostanou do jejich pozornosti (Bass, 1997, s. 134).“ • „Pasivní leadeři čekají, než (následovníkovo) chování způsobí problémy předtím, než zasáhnou (Judge & Piccolo, 2004, s. 756).“ ÚVOD 44 • „… leadeři zaujímají pasivní přístup, zasahují jen tehdy, když se problémy stanou vážnými (Bono & Judge, 2004, s. 901).“ • Příklad položky MLQ (Avolio & Bass, 2004): „Čeká, dokud se věci nepokazí, než začne něco dělat.“ Laissez-faire leadership Podstatou definice laissez-faire leadershipu v rámci komplexního modelu vůdcovství je vystoupení leadera z vedoucí role spojené s vyhýbáním se rozhodování, odpovědnosti a vyslovení jasného názoru či postoje. • „Leadeři se vyhýbají přijetí odpovědnosti, chybí, když jsou potřeba, nezvládají naplnit žádosti o pomoc a brání se vyjádřit svůj pohled na důležitá témata (Bass, 1997, s. 134).“ • „…je vyhýbání se nebo absence vedení. …vyhýbají se dělání rozhodnutí, zdráhají se provést akci a chybí, když jsou potřeba (Judge & Piccolo, 2004, s. 756).“ • „…může být brán jako absence leadershipu nebo vyhýbání se odpovědnostem (Bono & Judge, 2004, s. 901).“ • Příklad položky MLQ (Avolio & Bass, 2004): „Vyhýbá se dělání rozhodnutí.“ 2.2 Komplexní model leadershipu a jeho klasifikace Jak už jsem uvedl, transformační, transakční a laissez-faire leadership jsou nejčastěji operacionalizovány skrz Multifactor leadership questionnaire (MLQ), který posuzuje styly vedení v rámci komplexního modelu leadershipu. V MLQ je transformační leadership měřen pěti zkorelovanými subškálami (idealizovaný vliv je rozdělen do dvou subškál), ÚVOD 45 transakční leadership třemi slabě korelujícími subškálami a laissez-faire leadershipu odpovídá jediná subškála. V manuálu k MLQ (Avolio & Bass, 2004) je komplexní model leadershipu představen jako model s korelujícími faktory, který nemá žádný faktor druhého řádu. Tento model má uspokojivou shodu s daty (při využití hodnocení leadera podřízenými: CFI = .91, RMSEA = .05). Mezi faktory transformačního leadershipu jsou relativně silné vztahy (r = .61 až .75 při hodnocení podřízenými), ale mezi faktory spadajícími pod transakční leadership nikoliv. Podmíněné odměňování koreluje spíše s faktory transformačního leadershipu (r = .64 až .73), zatímco s aktivním řízením podle odchylek nekoreluje (r = -.02) a s pasivním řízením podle odchylek koreluje záporně (r = -.34). Pasivní řízení podle odchylek nekoreluje příliš s aktivním řízením (r = .09), ale spíše s laissez-faire přístupem (r = .62). Laissez-faire přístup je zároveň významně negativně zkorelován se všemi faktory transformačního leadershipu (r = -.35 až -.50), nejvíce s atribuovaným idealizovaným vlivem (Avolio & Bass, 2004). Vzhledem k vzájemným vztahům (nebo spíše nevztahům) nelze o jednotlivých faktorech transakčního leadershipu uvažovat jako o součástech jednolitého faktoru vyššího řádu. Tedy nelze říci, že by existoval latentní rys transakční leadership, který by se projevoval skrze využívání podmíněného odměňování a zároveň i řízení dle odchylek. Proto se s dimenzemi transakčního leadershipu pracuje ve výzkumech jako se samostatnými dimenzemi (viz také např. Hinkin & Schriesheim, 2008) a hodnoty příslušných subškál se při posuzování transakčního leadershipu obvykle nesčítají. Transformační leadership se ve výzkumných studiích operacionalizuje třemi způsoby. Některé studie v souladu s manuálem MLQ měří jeho jednotlivé dimenze a v analýzách pracují s každou dimenzí zvlášť (např. Bruch & Walter, 2007). Tento přístup umožňuje sledovat vliv různých ÚVOD 46 složek typy transformačního chování leadera, ale zároveň znamená problémy s multikolinearitou kvůli silně korelujícím subškálám a nemožnost sledovat vztahy s transformačním leadershipem jako celkem. Další studie sčítají všechny subškály transformačního leadershipu do jedné kompozitní škály transformačního leadershipu (např. Cavazotte et al., 2012; Wolfram & Mohr, 2009). To je nejjednodušší cesta k ověření hypotéz týkajících se transformačního leadershipu jako celku. Tento přístup ale nezohledňuje multidimenzionalitu transformačního leadershipu a neumožňuje zkoumat dílčí složky transformačního vedení. Některé další studie používající strukturní modelování modelují transformační leadership jako faktor vyššího řádu sytící idealizovaný vliv, inspirující motivaci, intelektuální stimulaci a individuální přístup (např. Bono & Judge, 2003; Bottomley et al., 2016). Tento přístup zohledňuje multidimenzionalitu transformačního leadershipu a zároveň umožňuje zkoumat efekty související s transformačním leadershipem jako celkem. Domnívám se, že toto pojetí je nejblíže tomu, jak je transformační leadership definován. Neodpovídá ale tomu, jak modelován v metodických studiích, kde s ním obvykle není pracováno jako s hierarchickým modelem (např. Avolio & Bass, 2004). Hrstka metodických studií testující hierarchický model (Avolio et al., 1999; Xu et al., 2016) nepřinesla přesvědčivou podporu pro existenci faktoru vyššího řádu. Domnívám se, že to bylo proto, že tyto studie neuvažovaly o transformačním leadershipu jako o jediném faktoru vyššího řádu, ale testovaly model i s dalším faktorem druhého řádu zahrnujícím dimenze transakčního leadershipu. Důvodem nízké shody dat s modelem pak mohlo být zejména to, že transakční dimenze nejsou syceny společným faktorem. Myslím si, že transformační leadership by měl být z pohledu taxonomie Lawa, Wonga a Mobley (1998) chápán jako multidimenzionální latentní ÚVOD 47 konstrukt se čtyřmi či pěti dimenzemi. Šlo by tedy o přímo nepozorovatelnou charakteristiku leadera, která se odráží v idealizovaném vlivu, inspirující motivaci, intelektuální stimulaci a individuálním přístupu. Oproti tomu je transakční leadership multidimenzionální profilový konstrukt zahrnující aktivní a pasivní řízení podle odchylek a podmíněné odměňování. Za těmito dimenzemi nestojí latentní konstrukt a nelze je sčítat do jednoho ukazatele transakčního leadershipu. Lze ale využít skóry z jednotlivých dimenzí, a tak popsat transformační „profil“ vedoucího. Jednotlivé dimenze transformačního leadershipu, transakčního leadershipu a laissez-faire leadershipu jsou jednodimenzionálními latentními konstrukty. Celý komplexní model leadershipu by tedy měl mít osm (či devět) faktorů prvního řádu a jediný faktor druhého řádu, který by sytil čtyři (či pět, pokud by byl idealizovaný vliv rozdělen na dvě části) dimenzí transformačního leadershipu. I když jsem při tvorbě CLQ vycházel z klasického osmifaktorového pojetí transformačního leadershipu, ověřuji také vhodnost výše zmíněného hierarchického modelu, který podle mě lépe odpovídá teorii i výzkumné praxi. 2.3 Kritika klasického pojetí transakčního a transformačního leadershipu Klasická konceptualizace transformačního, transakčního a laissez-faire leadershipu byla v průběhu let terčem kritiky. Nejvlivnější kritiku představuje patrně článek van Knippenberga a Sitkina (2013) v Academy of Management Annals. Tato kritika se týká částečně možných negativních důsledků transformačního leadershipu (o těch píši více v další kapitole) a částečně modelu komplexního leadershipu. Van Knippenberg a Sitkin (2013) propojují kritiku modelu s kritikou MLQ, jelikož skrze MLQ jsou ÚVOD 48 jednotlivé dimenze leadershipu nejčastěji operacionalizovány a mnohdy i definovány. S kritikou přišli také další autoři, často citované jsou zejména výtky Yukla (1999) a Tourishe (2013). 2.3.1 Problematické definování transformačního leadershipu Definice transformačního leadershipu skrze efekt Jedna z klíčových výtek se týká toho, že je transformační leadership definovaný skrze svůj efekt nebo skrze výčet svých dimenzí. Van Knippenberg a Sitkin (2013) považují definici skrze efekt za logicky nesprávnou, protože vylučuje následující zkoumání vztahu mezi konstruktem a jeho dopady. Také Jensen et al. (2019) upozorňují, že v některých výzkumech transformačního leadershipu se měří to samé při měření nezávislé (tj. transformačního leadershipu) i závislé proměnné (tj. jeho dopadů). Podobně Tourish (2013) uvádí, že teorie leadershipu definovaná a operacionalizovaná skrze svůj efekt je v podstatě nefalzifikovatelná. MLQ má škálu atribuovaného idealizovaného vlivu, která měří na rozdíl od ostatních škál nikoliv to, jak se leader chová, ale jak ho jeho následovníci vnímají. Pakliže se transformační leadership měří mimo jiné skrz položku „Chová se způsobem, kterým si získává můj respekt“, nelze se divit, že pak ve výzkumech transformační leadership koreluje s respektem nebo důvěrou v leadera. Dimenzi atribuovaného idealizovaného vlivu tedy lze vnímat jako problematickou a nabízí se, že by neměla být součástí modelu transformačního leadershipu a v rámci výzkumu by neměla být zkoumaná jako projev transformačního leadera, ale spíš jako důsledek transformačního přístupu. Při tvorbě CLQ proto pracuji na rozdíl od MLQ s idealizovaným vlivem měřeným pouze skrze chování leadera a nikoliv s atribuovaným idealizovaným vlivem. ÚVOD 49 Definice transformačního leadershipu skrze výčet dimenzí Definici skrze výčet dimenzí považují van Knippenberg a Sitkin (2013) také za nedostatečnou, jelikož není jasné, proč do transformačního leadershipu patří právě tyto dimenze a ne jiné. Zastřešující definice by ospravedlnila zařazení jednotlivých dimenzí pod transformační leadership. Je fakt, že je transformační leadership většinou v literatuře definován skrze svůj efekt nebo dimenze, není to ale jediný způsob, jak je definován. I u autorů teorie se můžeme setkat také s definicí transformačního leadershipu jako přístupu využívajícího neekonomické zdroje autority (Burns, 1978), jako přístupu využívajícího nástroje působící na vyšší potřeby (Bass, 1997) a jako přístupu vedoucího následovníky k přenesení se přes vlastní zájem a k tomu, aby přispívali k vyššímu zájmu. Takové definice už proti van Knippenbergově a Sitkinově (2013) námitce obstojí, nicméně dávají prostor i pro zvažování jiné struktury nebo jiného obsahu dimenzí. Právě to je terčem související kritiky Yukla (1999), který namítá, že by transformační leadership měl zahrnovat i další projevy chování leadera, které jsou v souladu s definicí a podle jiných teorií a výzkumů prokazatelně souvisejí s efektivitou vedení. V reakci na podobné kritiky vznikly nové konceptualizace transformačního leadershipu, z nichž nejvlivnější představím v následující kapitole. Existují tedy modely transformačního leadershipu, které jsou modely transformačního leadershipu i přesto, že neobsahují stejné dimenze, které jsou součástí klasického komplexního modelu leadershipu (např. Edwards et al., 2012; Jensen et al., 2019). 2.3.2 Nejasná struktura modelu Překryv idealizovaného vlivu a inspirující motivace ÚVOD 50 Modelu komplexního leadershipu je vyčítán překrývající se obsah jednotlivých dimenzí (Yukl, 1999) projevující se v empirických studiích skrze velmi silné vztahy mezi jednotlivými subškálami dotazníku transformačního leadershipu (Carless, 1998; Tejeda et al., 2001). Van Knippenberg a Sitkin (2013) upozorňují, že zejména dimenze idealizovaného vlivu a inspirující motivace jsou si obsahově tak blízké, že je v mnoha empirických studiích nejde od sebe odlišit a možná by měly spíš tvořit jeden faktor. Otázkou ovšem je, zda dimenze v některých výzkumech splývají proto, že by měly tvořit jednu dimenzi nebo spíš proto, že jsou nedostatečně definovány a nevhodně operacionalizovány. Van Knippenberg a Sitkin (2013) se nezamýšlejí nad možností, že by se dala zpřesnit definice dimenzí, a případně i jejich operacionalizace skrze položky dotazníku tak, aby bylo možné je od sebe jasněji odlišit. Současný MLQ zařazuje do dimenze idealizovaného vlivu i položky, které jsou zaměřeny na budoucnost, smysl společné práce a společný výsledek (např. „Zdůrazňuje důležitost toho, abychom měli společné chápání naší mise“), což se obsahově skutečně překrývá s inspirující motivací zahrnující sdílení cílů a vizí a dávání práci smysl. Řešením by podle mě mohlo být nikoliv sloučení obou dimenzí, ale jasnější konceptuální oddělení definicí obou dimenzí a související úprava měřicího nástroje. Touto cestou jsem se rozhodl jít i při tvorbě CLQ. Před tvorbou položek a jejich přiřazením k jednotlivým škálám jsem zpřesnil definici idealizovaného vlivu tak, aby v sobě neobsahovala charakteristiky typické pro inspirující motivaci. Překryv podmíněného odměňování a transformačního leadershipu Van Knippenberg a Sitkin (2013) i další autoři (Den Hartog et al., 1997; Rafferty & Griffin, 2004) uvádějí, že podmíněné odměňování patřící pod ÚVOD 51 transakční leadership souvisí ve výzkumech tak silně s dimenzemi transformačního leadershipu, že by mělo být spíše součástí transformačního leadershipu. Jedno z vysvětlení blízkosti podmíněného odměňování a transformačního leadershipu, měřeného pomocí MLQ, je to, že MLQ nerozlišuje v dimenzi podmíněné odměňování používání hmotných a nehmotných odměn, ačkoliv může mít využití obou typů odměn rozdílný efekt (Jensen et al., 2019). Používání nehmotných odměn působících například na potřebu uznání či sounáležitosti má k dimenzím transformačního leadershipu patrně blíže než vedení založené na hmotných odměnách. Nicméně i nehmotné odměny, využívané při naplnění leaderových očekávání, jsou pořád odměny a podporují vnější motivaci. Nelze o nich tedy v souladu s teorií uvažovat jako o projevech transformačního leadera, protože vedou k uplatňování leaderova vlivu skrze směnu „výkon – odměna“ a následovník na ně reaguje jako na vnější stimul. Jiným vysvětlením blízkosti transformačního leadershipu a podmíněného odměňování je podle mě to, že je podmíněné odměňování stejně jako transformační leadership aktivní pozitivní přístup vyžadující uvažování o cílech (jinak by nebylo možné formulovat jasná očekávání) či dodržení slova (např. poskytnutí slíbených odměn), což jsou projevy transformačního leadera. Jinak řečeno, transformační leader by díky svému pozitivnímu přístupu, jasné představě budoucnosti a příkladnému chování měl být efektivnější i v podmíněném odměňování. Z tohoto pohledu je vysoká úroveň podmíněného odměňování spíše vedlejším důsledkem transformačního leadershipu než jeho jádrovým projevem. Domnívám se, že dává smysl uvažovat o podmíněném odměňování jako o transakčním nástroji, který transformační leadeři často a úspěšně využívají. To je v souladu s Bassovým (1985) předpokladem, že transakční a transformační leadership nejsou vzájemně se vylučující protipóly. Také je to v souladu ÚVOD 52 s existencí tzv. posilujícího efektu (angl. augmentation effect), dle kterého se transformační a transakční leadership doplňují s tím, že transformační leadership přispívá nad rámec kvalitního transakčního vedení (Seltzer & Bass, 1990). V rámci teoretického modelu by takto pojaté podmíněné odměňování nemělo být faktorem nižšího řádu syceným transformačním leadershipem, ale spíše samostatným konstruktem korelujícím s transformačním leadershipem. V rámci tvorby Dotazníku přístupu k vedení lidí jsem zohlednil kritiku zaměřující se na překryv transformačního leadershipu a podmíněného odměňování. Zaměřuji se na vztah podmíněného odměňování a dimenzí transformačního leadershipu a testuji alternativní model zahrnující podmíněné odměňování pod transformační leadership. Překryv pasivního řízení podle odchylek a laissez-faire leadershipu Více autorů zpochybňuje kvůli jejich silnému vztahu také nutnost rozlišovat pasivní řízení podle odchylek a laissez-faire leadership jako dvě různé dimenze (Den Hartog et al., 1997; Lievens et al., 1997). Pasivní řízení a laissez-faire leadership sice korelují, podle řady studií ale není jejich vzájemná korelace tak silná, abychom je od sebe nebyli schopni empiricky odlišit (např. Avolio & Bass, 2004; Judge & Bono, 2000). Při srovnání modelů má o něco lepší shodu s daty model rozlišující obě dimenze, rozdíly v indexech dobré shody jsou ovšem malé (Hinkin & Schriesheim, 2008) Z hlediska teorie dává smysl jak silný vztah mezi dimenzemi, tak i jejich rozlišování. V obou dimenzích se odráží pasivita leadera a jeho nezasahování ve chvíli, kdy by to bylo ideálně potřeba. Dává smysl, že leadeři, kteří často zasahují, až když se situace velmi zhorší, také častěji nezasahují vůbec. Na druhou stranu existují i leadeři, kteří ÚVOD 53 často odkládají rozhodnutí a akci, ale když je to nutné, tak je provedou (tj. vysoká míra pasivního řízení podle odchylek, nízká míra laissez-faire přístupu). A také existují leadeři, kteří vůbec nemonitorují situaci a nezasahují ani ve chvíli, kdy je to nezbytné (tj. nízká míra pasivního řízení podle odchylek, vysoká míra laissez-faire přístupu). Rozlišovat mezi těmito leadery má podle mého názoru význam. V rámci tvorby CLQ nicméně testuji i alternativní model, který pasivní řízení podle odchylek a laissez-faire leadership spojuje do jedné dimenze „pasivního leade- rshipu“. 2.3.3 Chybějící teoretické vysvětlení efektů transformačního lea- dershipu Dále van Knippenberg a Sitkin (2013) kritizují, že teorie sice předpokládá spoustu pozitivních dopadů transformačního leadershipu, příliš ale nevysvětluje, jak jich je skrze transformační leadership dosaženo. Tedy není zcela jasné třeba to, proč jsou podřízení transformačního manažera v práci spokojenější nebo proč podávají dobrý výkon. Van Knippenberg se Sitkinem uvádějí, že našli jediný model (Shamir et al., 1993), který by efekt transformačního leadershipu dostatečně specificky teoreticky vysvětloval, ovšem ani v rámci tohoto modelu není jasné, jakou roli hrají jednotlivé dimenze. Van Knippenberg se Sitkinem (2013) vycházejí implicitně z klasické definice transformačního leadershipu jako multidimenzionálního profilového konstruktu,7 ve kterém se předpokládá specifický mediační efekt pro každou dimenzi. Jako o alternativě uvažují o 7 Viz klasifikace konstruktů dle Law et al. Law, K. S., Wong, C. S., & Mobley, W. H. (1998). Toward a taxonomy of multidimensional constructs. Academy of Management Review, 23(4), 741-755. https://doi.org/10.5465/amr.1998.1255636 ÚVOD 54 modelu, ve kterém je transformační leadership jednolitým konstruktem. Podle mě je ale (jak už jsem výše uvedl) možné uvažovat o transformačním leadershipu také jako o multidimenzionálním latentním konstruktu (faktoru druhého řádu). Pouze při takové konceptualizaci dává smysl, že mají různé dimenze transformačního leadershipu velmi podobné vztahy s pro organizaci žádoucími výstupy, a že mají také stejné mediátory a moderátory, jak poukazují van Knippenberg a Sitkin (2013). Pokud bychom transformační leadership chápali jako latentní konstrukt vyššího řádu, nabízí poměrně uspokojivé teoretické zdůvodnění jeho efektů nová studie Ng (2017), která pro zdůvodnění přináší i robustní meta-analytickou podporu. 2.3.4 Neekvivalence modelu napříč kulturami Studie přinášející podporu pro předpokládanou faktorovou strukturu komplexního modelu leadershipu pochází především ze Severní Ameriky. Pokusy replikovat výsledky s využitím doslovných zahraničních překladů MLQ měly ve všech mně známých pokusech problematický vý- sledek. V případě měření transformačního leadershipu v Nizozemí pomocí místního překladu MLQ byla sice nalezena podpora pro obecný model transakčního, transformačního a laissez-faire leadershipu, ale už nikoliv pro existenci předpokládaných dimenzí transformačního vedení (Den Hartog et al., 1997). Stejně tak analýza dat získaných španělským překladem MLQ nepodpořila z amerických dat odvozenou devítifaktorovou strukturu, místo které autoři studie navrhli čtyřfaktorový model s jednou dimenzí transformačního leadershipu (idealizovaný vliv, inspirující motivace, intelektuální stimulace), jednou transakčně-transformační ÚVOD 55 dimenzí (individuální přístup + podmíněné odměňování) a dále s aktivním řízením podle odchylek a jednou dimenzí pasivně-vyhýbavého leadershipu (pasivní řízení podle odchylek + laissez-faire leadership) (Molero et al., 2010). V íránské studii Bagheri et al. (2015) sice tvrdí, že nalezli podporu pro faktorovou validitu perské verze MLQ-S6, nicméně bylo to za cenu odstranění jednoho celého faktoru a několika položek. I takto upravený model neměl příliš dobrou shodu s daty (CFI = .88, RMSEA = .06), což ovšem autoři ve své interpretaci nepřipouštějí. Podobně v případě čínsky psané studie Li a Shi (2003) v abstraktu uvádějí, že v rámci analýzy dat získaných čínskou adaptací MLQ nalezli podporu pro existenci jednotlivých dimenzí transformačního leadershipu a pro konstruktovou validitu čínské verze. Nicméně později v další své studii již i v angličtině přiznávají, že model měl špatnou shodu s daty, a je nutné jej upravit pro čínské podmínky (Li & Shi, 2008). Muenjohn a Armstrong (2008) ve studii využívající thajskou verzi MLQ tvrdí, že našli podporu pro devítifaktorový model. Podrobnější pohled do studie ale ukazuje, že tento model měl velmi špatnou shodu s daty (GFI = .71, RMSEA = .08), a že autoři bez teoretického vysvětlení pouze dle inspekce modifikačních indexů povolili řadu reziduálních korelací a na základě další analýzy na stejných datech prohlásili model za ucházející i přes stále neuspokojivé hodnoty indexů dobré shody (GFI = .84, RMSEA = .03). Na základě analýzy bulharské verze MLQ autoři doporučují úpravy faktorové struktury i vyřazování položek (Dimitrov & Darova, 2016). Kanste et al. (2007) zase nenalezli podporu pro 9 faktorů MLQ na finských datech a navrhují pouze šestifaktorový model. U německého vzorku měl sice teoretický devítifaktorový model dobrou shodu s daty, nicméně ÚVOD 56 přinášel jen nepatrné zlepšení oproti šestifaktorovému modelu (Rowold & Heinitz, 2007). Možným vysvětlením selhání zahraničních replikací by mohly být špatné překlady MLQ, které by posunuly obsah jednotlivých položek dotazníku, a tak způsobily nízkou shodu dat s modelem. Podporu pro předpokládanou faktorovou strukturu se ovšem nepodařilo najít ani při použití originální metody v anglickém jazyce, pokud se administrovala mimo USA, tedy například ve Velké Británii (Edwards et al., 2012) nebo v Austrálii (Carless, 1998). Stejně jako Edwards et al. (2012) se tedy domnívám, že neúspěšné snahy o replikaci faktorové struktury MLQ mimo Severní Ameriku lze přisoudit nízké ekvivalenci metody (angl. measurement equivalency) MLQ napříč kulturami. To může a nemusí souviset s tím, že má transformační leadership v různých kulturách různé dimenze. Teoreticky by to mohl být pouze problém způsobený formulací položek MLQ, které jsou severoamerickými respondenty chápány odlišně než respondenty v jiných regionech. Také by to mohlo souviset s příliš úzkými definicemi jednotlivých dimenzí, které jsou odvozeny empiricky z „nejlepších“ položek z explorační faktorové analýzy provedené na severoamerických respondentech spíše než z teorie. Vzhledem k velkému počtu neúspěšných zahraničních pokusů o validní překlad MLQ považuji za zbytečné pokoušet se o český překlad. Za vhodnější považuji vytvoření nové metody (podobně jako např. Alimo-Metcalfe & Alban-Metcalfe, 2001; Carless et al., 2000; Li & Shi, 2004, 2008; Singh & Krishnan, 2007), která se opírá o široce uznávané pojetí transformačního, transakčního a laissez-faire leadershipu, ale která má položky formulované tak, aby odpovídaly obsahu jednotlivých dimenzí i pro českého respondenta. Takový postup dává nejenže větší šanci na vznik validní metody, ale také reaguje na výše uvedenou kritiku, že transformační leadership definovaný skrze ÚVOD 57 MLQ zahrnuje jen některé projevy odpovídající jeho obecné definici a ignoruje projevy, které by do něj dle definice také mohly či měly patřit. 2.3.5 Nejasný vztah k etičnosti leadera Tourish (2013) uvádí jako jednu z výtek vůči teorii transformačního leadershipu nejasný vztah k etice a možnost existence neetických transformačních leaderů. Bass (1985) původně etičnost chování transformačního leadera neřešil jako samostatné téma, později (Bass & Riggio, 2006; Bass & Steidlmeier, 1999) ale z etického rozměru transformačního leadershipu udělal de facto součást definice transformačního leadera. Neeticky jednajícího leadera projevujícího prvky chování transformačního leadershipu označil za „pseudotransformačního“ (Bass & Riggio, 2006; Bass & Steidlmeier, 1999). Tento krok ztížil operacionalizaci transformačního leadershipu. Pokud bychom se definice drželi, bylo by nutné při měření transformačního leadershipu sledovat vedle projevů jednotlivých dimenzí také etičnost leadera s tím, že nízká etičnost jednání by při posuzování stylu vedení negovala vysokou úroveň 4 složek transformačního chování. Pokud by se s etičností a transformačním chováním dalo pracovat jako s dichotomickými proměnnými, mohli bychom za transformačního leadera označit toho, kdo naplní obě podmínky. Jak ale přistoupit k operacionalizaci v případě, že jsou etičnost i transformační chování intervalové proměnné? Jak moc by se musel leader chovat neeticky, abychom ho přestali označovat za transformačního leadera? A může vůbec existovat pevná hranice? Zakomponováním etičnosti do definice transformačního leadershipu jako podmínky pro transformační leadership vzniká překážka pro možnost spolehlivě srovnávat, a tím i zkoumat efekty související s transformačním leadershipem. ÚVOD 58 Přitom etičnost jednání byla v modelu transformačního leadershipu zohledněna už od počátku, ale v jiné podobě. Připomeňme si definice idealizovaného vlivu: Leadeři uplatňující idealizovaný vliv jsou „leadeři, kteří mají vysoký standard morálního a etického vedení… (Bono & Judge, 2004, s. 901).“ Nebo: idealizovaný vliv je „míra, do které se leader chová způsobem hodným obdivu… (Judge & Piccolo, 2004, s. 755).“ Jedna z položek MLQ měřící idealizovaný vliv zní „Zvažuje morální a etické dopady rozhodnutí.“ Domnívám se, že není třeba doplňovat definici transformačního leadershipu o část zastřešující všechny dimenze, podle které musí transformační leader jednat eticky, aby mohl být transformačním leaderem. Etičnost jednání je součástí idealizovaného vlivu a je jednou z cest, kterou si leader buduje respekt a získává důvěru následovníků. Bez etického jednání se může leaderův idealizovaný vliv projevit jen omezeně a u leadera sice můžeme hovořit o transformačním chování, ale nikoliv o vysoké úrovni transformačního leadershipu. Při tvorbě českého dotazníku transformačního leadershipu proto pracuji s etičností jako s důležitou součástí dimenze idealizovaný vliv (podobně jako MLQ) a nikoliv jako s podmínkou existence transformačního leadera. 2.3.6 Nejasná úroveň měření Z definice transformačního i transakčního leadershipu není zcela jasné, zda by měl být za transformačního (respektive transakčního) leadera označován leader, který se chová transformačně (respektive transakčně) pouze selektivně k některým následovníkům. Tento problém je patrný, i když se transformační leadership operacionalizuje skrze MLQ. U některých položek MLQ není jasné, zda se hodnocená chování leadera vztahují k samotnému hodnotitelovi (jednomu konkrétnímu následovníkovi), ke ÚVOD 59 všem členům týmu nebo dokonce k leaderovu chování obecně i mimo kontext vedeného týmu. Schriesheim et al. (2009) u MLQ identifikovali na základě expertní analýzy 26 problematických položek s nejasnou úrovní měření. Když následně požádali 45 pregraduálních studentů o posouzení toho, zda se jednotlivé položky vztahují k chování leadera individuálně k hodnotitelovi, k celému týmu, k organizaci nebo k ničemu z uvedeného, shodla se nadpoloviční většina pregraduálních studentů na zařazení pouze jedné položky. K jedné úrovni pak bylo statisticky významně častěji než k ostatním úrovním, zařazeno pouze 18 položek z 36. Stejný úkol dostalo také 22 studentů MBA, kteří dosáhli nadpoloviční shody u 15 položek a v 17 případech byla položka přiřazena k jedné úrovni statisticky významně častěji než k ostatním úrovním.8 Nejasnost v tom, co položka dotazníků měří, může vést ke zkreslenému hodnocení, protože různí hodnotitelé mohou položky pochopit různě a takto získané odpovědi pak nelze sčítat či srovnávat (Schriesheim et al., 2009). Pouze nepřímo se dá dovodit, že by za transformačního (respektive transakčního či laissez-faire) leadera měl být označován leader, který se daným způsobem chová napříč situacemi a v kontaktu s různými následovníky. Z faktu, že se jedná o „styl vedení“ či „přístup“ vyvozuji, že by se mělo jednat o stabilní vzorec chování, který se projevuje napříč následovníky. Při posuzování transformačního leadershipu v rámci rozvoje leaderů bývají při poskytování zpětné vazby leaderovi průměrovány odpovědi jeho následovníků,9 což opět směřuje k závěru, že přístup k vedení posuzujeme na úrovni leaderů a podstatné je jejich chování ke všem 8 Studentů MBA bylo méně, tudíž byla v analýzách nižší síla testu a autoři nalezli méně statisticky významných výsledků. 9 Např. https://www.mindgarden.com/multifactor-leadership-questionnaire/54-mlq- 360-leaders-report.html ÚVOD 60 následovníkům. Takto by se dal leadership měřit skrze položky ptající se na chování leadera napříč následovníky a napříč situacemi, a nebo skrze individuálně formulované položky, pokud by byl použit dostatečný počet hodnotitelů a jejich odpovědi by byly agregovány. V obou případech by ale musela být jasná úroveň měření, aby různí hodnotitelé nehodnotili každý něco jiného, jak tomu může být u MLQ. Schriesheim et al. (2009) ukazují, jak by mohly být přeformulované vzorové položky MLQ pro různé úrovně měření a doporučili úpravu MLQ, ke které ovšem dosud oficiálně nedošlo. Já jsem se při tvorbě CLQ rozhodl formulovat položky tak, aby hodnotitel posuzoval pozorovatelné chování leadera ke všem následovníkům. To podle mě nejlépe odpovídá tomu, jak je „přístup k vedení“ či „styl vedení“ chápán. Takový postup umožňuje měřit všechny dimenze leadershipu na stejné úrovni měření. V případě měření na úrovni chování k individuálnímu následovníkovi by byla obtížná operacionalizace idealizovaného vlivu a inspirující motivace. Tyto dimenze se projevují zejména na úrovni celého týmu (Schriesheim et al., 2009), měření individuální úrovně takového chování by bylo obtížně odůvodnitelné a bylo by i obtížné položky formulovat tak, aby měřily idealizovaný vliv a inspirující motivaci leadera vůči jednotlivému následovníkovi. 2.4 Alternativní modely leadershipu a související dotazníky Reakcí na různé kritiky komplexního modelu leadershipu nebo teorie transformačního leadershipu byl vznik různých alternativních modelů. Část z těchto modelů pouze drobně upravuje strukturu komplexního modelu, část představuje výraznou úpravu či dokonce novou rekonceptualizaci transformačního či transakčního leadershipu. Vedle toho se také ÚVOD 61 v posledních letech dostává větší pozornosti tzv. „pozitivním přístupům k leadershipu“, jako možné alternativě k transformačnímu leadershipu. Některé drobné navrhované úpravy komplexního modelu leadershipu jsem představil už v předcházející kapitole v části zabývající se kritikou faktorové struktury komplexního modelu. Mezi nimi je možné vyzdvihnout návrhy na zahrnutí podmíněného odměňování mezi dimenze transformačního leadershipu (Den Hartog et al., 1997; Rafferty & Griffin, 2004), návrhy na sloučení idealizovaného vlivu a inspirující motivace do jedné dimenze charismatického vedení (van Knippenberg & Sitkin, 2013) a návrhy na sloučení pasivního řízení podle odchylek a laissezfaire leadershipu do jedné dimenze pasivního leadershipu (Den Hartog et al., 1997; Lievens et al., 1997). Rekonceptualizace transformačního leadershipu se opíraly buď o nový pohled na teorii nebo byly důsledkem přizpůsobování modelu empirickým datům. Příkladem na teorii založené rekonceptualizaci je dvoufaktorový model transformačního leadershipu vytvořený Khatrim (2005). Khatri vytvořil na základě kritického posouzení dosavadní literatury model zahrnující pouze dvě komponenty transformačního leadershipu – vizi a charisma. Tyto dvě komponenty kombinuje do čtyř přístupů (pouze vizionářský, pouze charismatický, vizionářský a charismatický, nevizionářský a necharismatický), přičemž za transformační leadership považuje pouze přístup zahrnující vizi i charisma. Khatri (2005) svůj model teoreticky popisuje a nenabízí pro něj ovšem žádnou empirickou podporu. Navíc svůj model publikoval v časopise, který není sledován v databázi Web of Science, takže je obtížné najít novější studie, které by tuto podporu poskytovaly. Ovšem ani přes aplikaci „Cited Reference Search“ se mi v roce 2020 nepodařilo dohledat vlivné články validující, ÚVOD 62 využívající či alespoň citující tento model. Dovolím si tedy říci, že Khatriho rekonceptualizace není pro současné pojetí transformačního leadershipu relevantní. Dalšími příklady rekonceptualizace transformačního leadershipu na základě teorie jsou sedmifaktorový německý model (Podsakoff et al., 1990), teorie dvojího zaměření transformačního leadershipu (Kark & Shamir, 2002) nebo Jensenova et al. (2019) rekonceptualizace transformačního leadershipu, kterým se podrobněji věnuji níže. Příkladem rekonceptualizace komplexního modelu leadershipu na základě dat jsou kulturně specifické modely, které vznikly v reakci na skutečnost, že originální model neprokázal dobrou shodu s daty získanými příslušným překladem MLQ (např. Carless, 1998; Li & Shi, 2003). O některých z těchto modelů píši v předchozí kapitole v části týkající se neekvivalence MLQ napříč kulturami. Takové modely vznikly i v anglicky mluvících zemích mimo USA. Vzhledem k tomu, že devítifaktorový model měřený americkým MLQ neprokázal dobrou shodu s daty ani v britském prostředí, vytvořili Edwards et al. (2012) na základě analýzy dat z MLQ trojfaktorový model zahrnující konstruktivní aktivní leadership (dimenze transformačního leadershipu a podmíněného odměňování), aktivní řízení podle odchylek a pasivní vyhýbavý leadership. Singh a Krishnan (2007) vytvořili s využitím zakotvené teorie a explorační analýzy šestifaktorový model transformačního leadershipu pro Indii. O svém modelu tvrdí, že je kulturně specifický. Níže podrobně popisuji několik vlivných alternativních modelů zahrnujících transformační leadership a dotazníky, které se používají k měření leadershipu podle těchto modelů. Modely představuji, abych upozornil na existenci alternativních modelů a abych popsal jejich slabiny, kvůli kterým z nich nevycházím při tvorbě CLQ. Dotazníky popisuji, protože ÚVOD 63 jsem se jimi inspiroval při tvorbě CLQ a abych ukázal jejich psychometrické limity, kvůli kterým jsem je nepovažoval za vhodné adepty pro překlad do češtiny. 2.4.1 Empirický jednofaktorový australský model transformačního leadershipu Carless (1998) došel na základě analýzy dat získaných pomocí MLQ od australských respondentů k závěru, že položky spadající pod dimenze transformačního leadershipu měří jednolitý konstrukt a usoudil, že jednotlivé dimenze není třeba rozlišovat. Pro měření transformačního leadershipu navrhl spolu s kolegy (Carless et al., 2000) krátký jednofaktorový dotazník Global Transformational Leadership scale (GTL), který následně validovali na vzorku 1 440 podřízených, kteří hodnotili 695 manažerů velké australské finanční instituce. Na základě rešerše literatury a svých zkušeností navrhli model zahrnující 7 projevů transformačního leadera: komunikace vize, rozvoj následovníků, poskytování podpory, zmocňování (angl. empowerment), inovativní chování, vedení příkladem a charisma. Pro každý z těchto projevů navrhli jednu obecnou dotazníkovou položku. Shodu modelu s daty (RNI = .97, RMSEA = .11) interpretovali i přes vysokou hodnotu indikátoru RMSEA jako dobrou. Svůj závěr o kvalitě nového dotazníku opřeli také o vysokou vnitřní konzistenci jediné škály, vysoké faktorové náboje a o důkazy o souběžné (korelace se škálami MLQ a LPI - Leadership Practices Inventory - byly vyšší než .76) a konvergentní validitě (vztah s kontextuálním pracovním výkonem podřízených, s výkonem manažera hodnoceným nadřízeným i podřízenými a s vnímanou efektivitou manažera následovníky). ÚVOD 64 2.4.2 Pětifaktorový australský model transformačního leade- rshipu Rafferty a Griffin (2004) navrhli nový model transformačního leadershipu s dimenzemi, které nazývají vize, inspirující komunikace, intelektuální stimulace, podporující vedení a osobní uznání. Na podporu svého modelu zkombinovali otázky ze dvou dotazníků leadershipu tak, aby měřily 5 zmíněných dimenzí. Dotazník vyplnilo 1 398 zaměstnanců australského veřejného sektoru. Dimenze mezi sebou korelovaly v rozmezí r = .61 až r = .81 a měly stejně jako dimenze měřené MLQ podobně silný vztah s dalšími ve výzkumu měřenými konstrukty (pozitivní s následovníkovým self-efficacy v dané roli, s tendencí odejít, s pomáháním a afektivním závazkem k organizaci; téměř nulový se závazkem pokračovat, angl. continuance commitment). Autoři nesrovnávali svůj pětifaktorový model s alternativními modely a netestovali ani model s transformačním leadershipem jako faktorem druhého řádu. De facto tedy pouze přinesli důkaz, že 5 subškál převzatých ze starších dotazníků spolu souvisí, ale že každá měří něco trochu jiného. Model později srovnali Kasemaa a Suviste (2020) s původním Bassovým komplexním modelem leadershipu. Jejich závěry podporují původní Bassův komplexní model leadershipu (resp. jeho operacionalizaci skrze MLQ), jelikož lépe než novější Raffertyho a Griffinův model vysvětluje žádoucí proměnné jako efektivitu nebo úsilí následovníků. ÚVOD 65 2.4.3 Sedmifaktorový německý model Podsakoff et al. (1990) pojmenovali na základě vlastní rešerše literatury šest klíčových chování (dimenzí) spadajících do transformačního přístupu: a) identifikace a artikulace vize, b) osobní příklad, c) podpora akceptace skupinových cílů, d) vysoká výkonová očekávání, e) poskytování individuální podpory a f) intelektuální stimulace. Následně z části převzali a z části vytvořili 100 dotazníkových položek pro měření transformačního leadershipu. Dvanáct odborníků seznámených s definicí šesti dimenzí následně položky nezávisle na sobě roztřídilo a položky, u kterých odborníci dosáhli nejvyšší shody, byly následně zařazeny do prvního sběru dat. Položky měřící transformační leadership autoři doplnili o pět položek měřících transakční leadership, které převzali z vlastního staršího dotazníku (Podsakoff et al., 1984). Celý dotazník (nyní nazývaný Transformational Leader Behaviors Inventory - TLI) spolu s dalšími dotazníky administrovali 988 převážně mužským zaměstnancům petrochemické společnosti a provedli konfirmační faktorovou analýzu a inspekci korelací mezi subškálami. Na základě výsledků upravili původní model leadershipu a navrhli nový model, který vedle 7 faktorů prvního řádu obsahoval také jeden faktor druhého řádu, který sytil tři ze šesti výše uvedených faktorů transformačního leadershipu (Podsakoff et al., 1990). V další studii pak na vzorku 1 539 zaměstnanců různých organizací ověřili faktorovou strukturu své nové metody. Srovnali šestifaktorový model transformačního leadershipu s alternativními modely s méně faktory, posoudili vnitřní konzistenci subškál a konstruktovou a kriteriální validitu dotazníku skrze korelace s dalšími metodami měřícími např. pracovní spokojenost, závazek k organizaci nebo důvěru ÚVOD 66 v leadera (Podsakoff et al., 1996). TLI se v devadesátých letech stala jednou z více používaných metod měření transformačního leadershipu zejména v německy mluvícím prostředí. Ovšem když Heinitz a Rowold (2007) posuzovali psychometrické charakteristiky TLI, tak sice našli dílčí podporu pro jeho konstruktovou validitu, dochází však k závěru, že metoda má podobné problémy s konstruktovou a kriteriální validitou jako MLQ. 2.4.4 Devítifaktorový britský model Alimo-Metcalfe a Alban-Metcalfe (2001) vytvořili na základě explorační analýzy základních komponent provedené na sadě tvrzení popisujících chování leaderů v britském veřejném sektoru model transformačního leadershipu, který má devět faktorů prvního řádu rozdělených do dvou faktorů druhého řádu. Faktor „Zaměření dovnitř“ (angl. internal-orientation) zahrnuje dimenze Přirozený zájem o druhé; Zmocňování a rozvíjení potenciálu; Integrita, důvěryhodnost, čest a otevřenost; Dostupnost; Podpora kritického a strategického myšlení. Faktor „Zaměření navenek“ (angl. external orientation) zahrnuje dimenze Inspirující propojovač a podporovatel; Rozhodný, odhodlaný a sebevědomý; Politická citlivost a politické schopnosti. Model vznikl na specifických datech z britského veřejného sektoru bez silné teorie v pozadí a byl validován na stejných datech, s jejichž pomocí byl vytvořen. Za téměř 20 let existence se model ani s ním spojený dotazník nestaly východiskem pro studie leadershipu a model je v současných studiích citován převážně jako příklad možného alternativního pohledu na transformační vedení (např. Andersen, 2018; Parr et al., 2013; Wang et al., 2014). ÚVOD 67 Při tvorbě položek nového britského dotazníku transformačního leadershipu se Alimo-Metcalfe a Alban-Metcalfe (2001) neopírali o dosavadní výzkumy a teorie, ale vedli rozhovory s 92 zaměstnanci z veřejného sektoru, v rámci kterých je požádali o popis dobrého, špatného a průměrného leadera, který je nyní vede nebo někdy vedl. Získali tak řadu tvrzení popisující leadery. Dva výzkumníci pak nezávisle na sobě rozdělili tvrzení do 48 skupin (kategorií) podle toho, jak se tvrzení překrývala a následně vybrali pro každou ze 48 skupin jedno tvrzení, které ji dobře reprezentovalo a které popisovalo jeden pozitivní pozorovatelný projev chování leadera. Tato tvrzení, nyní již položky dotazníku, nejprve posoudilo 50 manažerů z hlediska srozumitelnosti a následně byl dotazník administrován spolu s položkami měřícími další konstrukty (pracovní spokojenost, spokojenost se stylem vedení leadera, motivace, vnímaný dopad leadera na individuální výkon) zaměstnancům britské veřejné správy. Dotazník vyplnilo 1 464 následovníků. Autoři data rozdělili náhodně na dvě poloviny. Na první polovině provedli analýzu základních komponent, která odhalila 11 korelovaných faktorů. Pro devět z těchto faktorů nalezli podporu i při analýze provedené na druhé polovině vzorku. Autoři následně vyřadili položky s nejnižším faktorovým nábojem a na celém vzorku nalezli podporu pro devítifaktorové řešení. Dále analyzovali vnitřní konzistenci nově vytvořených devíti subškál, sílu vztahů mezi faktory a posoudili konvergentní validitu korelací nového dotazníku s dalšími měřenými konstrukty. ÚVOD 68 2.4.5 Jensenova et al. rekonceptualizace transformačního leade- rshipu Zatím poslední výraznou rekonceptualizaci teorie transformačního leadershipu provedli Jensen et al. (2019). Svou rekonceptualizaci na rozdíl od většiny předchozích autorů nepostavili na exploraci dat, ale na teorii. Za určující aspekt transformačního leadershipu považují úmysl leadera aktivovat u následovníků potřeby vyššího řádu, aby v zájmu organizace potlačili svoje vlastní zájmy. Toho podle nich může leader dosáhnout skrze systematickou snahu o to, aby následovníci přijali cíle organizace za vlastní. Samotné přijetí cílů následovníky není projev transformačního leadershipu, ale jeho ideální důsledek. Projevem transformačního leadershipu je leaderovo chování činěné s úmyslem dosáhnout zmiňovaného důsledku. Jensen et al. (2019) za toto chování považují zejména (a) formulaci cílů a vize, (b) sdílení těchto cílů a vize s následovníky tak, aby jim mohli porozumět a přijmout je za své a (c) vytrvání u vize v dlouhém období. Transformační leadership se svým obsahem v tomto pojetí tedy překrývá zejména s dimenzí inspirující motivace. Transakční leadership je rozdělen na tři dimenze: na finanční odměňování (angl. percuniary reward), nefinanční odměňování (angl. nonpecuinary reward) a podmíněné trestání (angl. contingent sanctions). Pro svůj model sice Jensen et al. (2019) nalezli empirickou podporu, bylo to ale za cenu toho, že svůj model upravili za základě stejných dat, která následně použili pro jeho validaci. Při tvorbě nového dotazníku transformačního a transakčního leadershipu vybrali Jensen et al. (2019) z existujících dotazníků 19 položek, ÚVOD 69 které podle nich odpovídaly výše popsanému teoretickému modelu. Položky tedy byly rozděleny mezi jednu škálu transformačního a tři škály transakčního leadershipu. Dotazník následně ve dvou časových vlnách administrovali rozsáhlému vzorku manažerů a manažerek ve veřejné správě a v bankách a jejich podřízeným. Na datech testovali invarianci metody napříč různými sektory, invarianci v čase, diskriminační validitu jednotlivých faktorů a posoudili také shodu teoretického modelu s daty pomocí konfirmační faktorové analýzy. Protože byla shoda modelu s daty nízká, vyřadili 6 položek a následně provedli na stejných datech novou analýzu, která již ukázala dobrou shodu dat s modelem. Jedná se o poměrně nový model a jeho validaci na nezávislém vzorku se mi v době psaní tohoto textu nepodařilo dohledat. Pokud jiní autoři dotazník použili, tak buď nereportovali výsledky konfirmační faktorové analýzy (Hostrup & Andersen, 2020), nebo tyto výsledky nepřinesly jednoznačnou podporu pro model (Fjendbo, 2020; příliš vysoký indikátor RMSEA bez snahy o vysvětlení). 2.4.6 Teorie dvojího zaměření transformačního leadershipu Výraznou úpravu modelu transformačního leadershipu přinesla teorie „dvojího zaměření“ (angl. dual-focused transformational leadership), která je reakcí na kritiku, že není jasné, na jaké úrovni by se měl styl vedení dle komplexního modelu leadershipu měřit. Autory tohoto modelu jsou Kark a Shamir (2002), podle kterých jsou projevy transformačního leadershipu spadající do dimenzí idealizovaný vliv a inspirující motivace zaměřené na skupinu, ve které podporují sdílení vize a posilují společnou identitu a míru spolupráce. Projevy spadající do dimenzí intelektuální stimulace a individuální přístup jsou podle nich zaměřené na jednotlivce, ÚVOD 70 u kterých stimulují rozvoj, kritické myšlení a míru zapojení (Kark & Shamir, 2002). V empirických studiích se tento model nejčastěji operacionalizuje skrze upravený MLQ, ve kterém jsou položky idealizovaného vlivu a inspirující motivace přeformulovány tak, aby odkazovaly na úroveň skupiny, a položky intelektuální stimulace a individuálního přístupu tak, aby měřily přístup leadera na úrovni jednotlivých podřízených (např. Wu et al., 2010). Za rezervu modelu považuji, že předpokládá efekt intelektuální stimulace pouze na individuální úrovni, což není v souladu s pojetím transformačního leadershipu jako stylu vedení uplatňovaného napříč situacemi a následovníky ani s úvahami o možném efektu intelektuální stimulace na skupinové úrovni prezentovanými Schriesheimem et al. (2009). Model tak spíše upozorňuje, že je při analýzách transformačního leadershipu nutné odlišovat úrovně měření, než že by byl komplexním modelem představujícím přesnější konceptualizaci transformačního leadershipu než model původní. Na Karka a Shamira navázali Wang a Howell (2010) s vlastním modelem dvojího zaměření transformačního leadershipu, což je zcela nový model transformačního leadershipu. Zahrnuje čtyři projevy individuálního zaměření (komunikování vysokých očekávání, rozvoj následovníků, intelektuální stimulace, osobní uznání) a tři projevy skupinového zaměření (zdůrazňování skupinové identity, komunikace inspirující vize, posilování týmu). Transformační leadership je v pojetí Wanga a Howell operacionalizován skrze sedmipoložkový dvoudimenzionální dotazník „Dualfocused Transformational Leadership Scale“ (Wang & Howell, 2010), u kterého se ovšem prokázala pouze uspokojivá shoda dat s modelem jak v původní studii (CFI = .90, RMSEA = .07) (Wang & Howell, 2010), tak i v novějších studiích (např. Li et al., 2016). ÚVOD 71 2.4.7 Pozitivní teorie leadershipu Někteří autoři se místo tvorby alternativních modelů transformačního leadershipu přiklání k alternativním teoriím leadershipu. V posledních letech se z teorií leadershipu dostávalo pozornosti zejména tzv. „pozitivním“ (Hoch et al., 2018) či „morálním“ (Lemoine et al., 2019) teoriím leadershipu, mezi které patří etický leadership (např. Bedi et al., 2016; Brown & Trevino, 2006; Ko et al., 2018; Mayer et al., 2012), autentický leadership (např. Avolio & Gardner, 2005; Gardner et al., 2011; Gatling et al., 2016) a teorie leadershipu jako služby (angl. servant leadership) (Chiniara & Bentein, 2016; Eva et al., 2019; van Dierendonck, 2011). Dotazníky využívané pro měření leadershipu v souladu s těmito teoriemi jsem představil výše mezi v současné době nejpoužívanějšími dotazníky leadershipu. Růst významu pozitivních teorií souvisí s tím, že byl transformačnímu leadershipu vyčítán nejasný vztah k etičnosti leadera (viz předchozí kapitola o kritice klasického pojetí transformačního leadershipu). Pozitivní teorie leadershipu jsou obsahově úžeji zaměřené než transformační leadership a věnující se pouze dílčímu (etickému) aspektu leaderova přístupu. Vzhledem k blízkosti projevů pozitivních teorií leadershipu s některými projevy transformačního leadershipu provedli Hoch et al. (2018) meta-analýzu zaměřenou na inkrementální validitu etického a autentického leadershipu a leadershipu jako služby. Zaměřili se na to, zda tři zmíněné pozitivní přístupy predikují pro organizaci žádoucí proměnné (složky pracovního výkonu, různé pracovní postoje, důvěru v leadera, kvalitu vztahu s leaderem) nad rámec toho, co predikuje transformační leadership. Z výsledků plyne, že všechny tři pozitivní přístupy velmi silně korelují s transformačním leadershipem a mají podobně silný vztah jako transformační leadership i k dalším sledovaným ÚVOD 72 proměnným. Analýza inkrementální validity ukázala, že pozitivní přístupy mají převážně jen velmi malý dodatečný přínos nad rámec transformačního leadershipu při predikci výkonu a pracovních postojů zaměstnanců a jejich vztahu s leaderem. Výjimkou je značný přínos etického leadershipu při predikci kontraproduktivního/deviantního chování zaměstnanců a určitý přínos leadershipu jako služby při predikci proorganizačního chování, pracovní spokojenosti a závazku k organizaci. Vzhledem k tomu, že se zmíněné teorie s transformačním leadershipem překrývají, jsou méně komplexní a nemají významnou inkrementální validitu, nezdá se, že by mohly transformační leadership nahradit v pozici dominantní teorie vedení lidí. 3. Vztah transformačního, transakčního a laissez-faire leadershipu a dalších konstruktů Pro vytvoření nomologické sítě a posouzení konstruktové validity Dotazníku přístupu k vedení lidí je potřeba pojmenovat vztahy, které by měly mít dimenze transformačního, transakčního a laissez-faire leadershipu s dalšími konstrukty relevantními pro výzkum v managementu a pro manažerskou praxi. I když se výzkumy věnují i osobnostním antecedentům leadershipu (např. Bono & Judge, 2004; Howell & Avolio, 1993; Judge & Bono, 2000; Prochazka et al., 2018), mnohem více prostoru je ve výzkumech v oblasti managementu věnováno dopadům transformačního leadershipu na jednotlivé následovníky, týmy a celé organizace. Zejména transformační leadership je považován za silný prediktor různých pro organizace žádoucích proměnných. Tři meta-analýzy nalezly středně silný až silný vztah transformačního přístupu se spokojeností ÚVOD 73 následovníků s leaderem (Dumdum et al., 2013; Fuller et al., 1996; Judge & Piccolo, 2004). To patrně souvisí s tím, že transformační leadership vede k vyššímu well-beingu následovníků (Inceoglu et al., 2018), k jejich vyššímu self-efficacy (Pillai & Williams, 2004) a víře ve vlastní schopnosti (Jung & Sosik, 2002; Kark et al., 2003) i k větší důvěře v leadera (Hoch et al., 2018). Transformační leadeři jsou vnímaní také jako více legitimní leadeři (Molero, Morales, 1994 podle Avolio & Bass, 2004) a jejich následovníci jsou více motivovaní k práci (Judge & Bono, 2000), mají vyšší pracovní angažovanost (Hoch et al., 2018; Schmitt et al., 2016), silnější pocit zmocnění (angl. empowerment; S. L. Choi et al., 2016) a podle některých studií projevují více kreativity a inovačního chování (S. B. Choi et al., 2016; Dong et al., 2017; Hughes et al., 2018). Transformační leadership má využití také v projektovém managementu. Pokud jej uplatňuje projektový manažer, zvyšuje to šanci na úspěch projektu (Aga et al., 2016; Yang et al., 2011). Velká pozornost je ve výzkumu transformačního leadershipu věnována pozitivnímu vztahu transformačního leadershipu s hodnocením efektivity leadera, s pracovními postoji následovníků a zejména s výkonem jednotlivých následovníků, týmů i celých organizací. Těmto intenzivně zkoumaným vztahům se věnují i meta-analytické studie a já je podrobněji rozebírám níže. Vedle pozitivních korelátů transformačního leadershipu je třeba upozornit i na ty negativní. Míra transformačního leadershipu souvisí pozitivně s mírou závislostí následovníků (Kark et al., 2003) a transformační přístup může vést v dlouhodobém horizontu také k emočnímu vyčerpání následovníků (Gaudet et al., 2014). Transakční leadership je ve srovnání s transformačním leadershipem o něco méně zkoumaný. Vzhledem k nízké korelaci mezi podmíněným odměňováním a řízením podle odchylek je třeba rozlišovat vliv řízení podle ÚVOD 74 odchylek a vliv podmíněného odměňování. Zatímco pro podmíněné odměňování platí podobné pozitivní vztahy jako pro transformační leadership (např. Judge & Piccolo, 2004), korelace aktivního řízení podle odchylek a dalších proměnných kolísají oběma směry kolem nuly. Pasivní řízení podle odchylek souvisí s žádoucími proměnnými často negativně. Například zatímco s rostoucí mírou podmíněného odměňování roste spokojenost následovníků s leaderem, s rostoucí mírou pasivního i aktivního řízení podle odchylek spokojenost s leaderem klesá (Judge & Bono, 2000). Podobně pracovní angažovanost má pozitivní vztah s podmíněným odměňováním a pouze nevýznamný vztah s aktivním řízením podle odchylek (Breevaart et al., 2014). Dále třeba pracovní motivace následovníků souvisí pozitivně s podmíněným odměňováním, s aktivním řízením podle odchylek nemá žádný významný vztah a s pasivním řízením podle odchylek koreluje negativně (Judge & Bono, 2000). Tak jako v případě transformačního leadershipu jsou i dimenze transakčního leadershipu nejčastěji zkoumány ve vztahu s efektivitou leadera a pracovními postoji a výkonem následovníků. Těmto vztahům se věnuji podrobněji níže. Laissez-faire leadership má s většinou pro organizaci žádoucích proměnných negativní vztah. Následovníci laissez-faire leaderů mají nižší pracovní motivaci, jsou s leaderem méně spokojení (Judge & Bono, 2000), mají v něj menší důvěru (Kelloway et al., 2012), zažívají v práci větší stres a více konfliktů s kolegy (Skogstad et al., 2007) a celkově mají nižší úroveň duševní pohody (angl. affective well-being, Kelloway et al., 2012). ÚVOD 75 3.1 Leadership a výkon jednotlivců, týmů a organizací Pro management je klíčový vztah mezi transformačním přístupem leaderů a výkonem jednotlivců, týmů a celé organizace. Výkon je poměrně široký konstrukt mající historicky řadu různých definic i členění (Griffin et al., 2007). Na individuální úrovni bývá obvykle chápán jako záměrné chování pracovníka, které je relevantní pro naplnění cílů organizace (např. Fogaca et al., 2018). V rámci takového chování pak můžeme rozlišovat (a) úkolový výkon (angl. task performance, in-role performance) související s plněním hlavních pracovních úkolů, (b) kontextuální výkon či proorganizační chování (angl. contextual performance, extra-role performance, organizational citizenship behavior), skrze které přispívá pracovník organizaci nepřímo a (c) kontraproduktivní pracovní chování (angl. contraproductive work behavior), které má negativní význam a zahrnuje chování poškozující organizaci (Koopmans et al., 2011). Zatímco v pracovní psychologii bývá pracovní výkon obvykle operacionalizován skrze dotazníky a hodnocení zaměřené na pozorovatelné chování pracovníků, v managementu bývá výkon nejčastěji operacionalizován skrze své důsledky a měřen prostřednictvím finančních ukazatelů nebo jiných klíčových indikátorů, jako je například spokojenost zákazníků (Koopmans et al., 2014). Na úrovni podniků jsou tradičním indikátorem výkonu finanční výsledky (např. rentabilita aktiv nebo tržby) (Dess & Robinson, 1984), v moderním pojetí je pak kladen důraz také na nefinanční ukazatele související s naplňováním dlouhodobých cílů podniku (Neely, 1999). Vztah mezi transformačním přístupem leadera a výkonem je pozitivní, což opakovaně nalezly různé studie provedené napříč kontinenty, při využití různých ukazatelů výkonu a při měření výkonu na úrovni ÚVOD 76 jednotlivců, týmů i celé organizace (např. DeGroot et al., 2000; Dumdum et al., 2013; Wang et al., 2011). Na organizační úrovni se opakovaně ukázala pozitivní souvislost mezi mírou transformačního přístupu generálních ředitelů/ředitelek s objektivně měřenými výsledky organizace (Ling et al., 2008; Resick et al., 2009). Na týmové úrovni byly týmy transformačních manažerů/manažerek úspěšnější v plnění plánů ve střednědobém i dlouhodobém horizontu (Keller, 2006) a projevily se také lepší prodejní výsledky obchodních týmů vedených transformačními vedoucími (Geyer & Steyrer, 1998; Howell & Avolio, 1993). Na individuální úrovni se transformační leadership projevil jako poměrně silný prediktor zejména kontextuálního pracovního výkonu následovníků (např. Bycio et al., 1995; Wang et al., 2005), ale souvisel pozitivně slabě také s úkolovým výkonem posuzovaným nadřízeným (např. Aryee et al., 2012; Chi & Pan, 2012; Wang et al., 2005) i samotnými následovníky (Bacha, 2014) a také s objektivně měřenými výsledky práce (např. Dvir et al., 2002) Wang et al. (2011) provedli meta-analýzu zahrnující 25 let výzkumu vztahu mezi stylem vedení manažerů a výkonem jednotlivců, organizací a týmů, do které zahrnuli 113 studií a 117 nezávislých vzorků. V rámci meta-analýzy zohlednili různé typy výkonu a různé způsoby a úrovně měření výkonu. V průměru našli statisticky významný pozitivní slabý vztah mezi transformačním přístupem vedoucího a výkonem a to jak na úrovni celé organizace (ρ10 = .27, k11 = 27), tak i na úrovni týmu (ρ = .33, k = 34) a jednotlivých následovníků (ρ = .25, k = 62). Na individuální úrovni byl tento vztah o něco silnější u kontextuálního (ρ = .30, k = 28) 10 Korigovaná průměrná korelace. 11 Počet korelací sledovaný v meta-analýze ÚVOD 77 než u úkolového (ρ = .21, k = 31) pracovního výkonu. Podobné výsledky uvádí také manuál MLQ (Avolio & Bass, 2004), podle kterého korelují jednotlivé dimenze transformačního leadershipu středně silně s tím, jak následovníci hodnotí vliv přístupu leadera na svůj vlastní kontextuální výkon (r = .59 až .74 u jednotlivých dimenzí, N = 12 118 respondentů). V případě transakčního leadershipu se vztah s výkonem liší u jednotlivých dimenzí. Na individuální úrovni nalezli Wang et al. (2011) slabý pozitivní vztah podmíněného odměňování s individuálním pracovním výkonem následovníků (ρ = .22, k = 50) s tím, že byl tento vztah o něco slabší u kontextuálního (ρ = .23, k neuvedeno) než u úkolového (ρ = .28, k = 17) pracovního výkonu. Podobně silný vztah mezi podmíněným odměňováním a výkonem nalezli i na úrovni týmového výkonu (ρ = .24, k = 19), a o něco slabší vztah na úrovni celé organizace (ρ = .15, k = 3). Podmíněné odměňování má tedy dle meta-analýzy s pracovním výkonem srovnatelně silný vztah jako transformační leadership. Stejně tak manuál MLQ (Avolio & Bass, 2004) uvádí srovnatelný vztah (r = .67) podmíněného odměňování a kontextuálního výkonu, jako mají s kontextuálním výkonem dimenze transformačního leadershipu. Aktivní a pasivní řízení odchylek se v meta-analýze (Wang et al., 2011) ukázaly jako spíše nevýznamné koreláty pracovního výkonu následovníků. I když měly průměrné korelační koeficienty převážně negativní hodnotu, tak na individuální (aktivní: ρ = -.13, k = 5; pasivní: ρ = -.06, k = 6), týmové (aktivní: ρ = -.18, k = 5; pasivní: ρ = .13, k = 5) i organizační úrovni (aktivní: neanalyzováno; pasivní: ρ = -.25, k = 2) byly vztahy řízení podle odchylek a výkonu věcně málo významné a převážně statisticky nevýznamné. Statisticky významný na pětiprocentní hladině významnosti byl pouze negativní vztah aktivního řízení podle odchylek a ÚVOD 78 týmového výkonu a negativní vztah pasivního řízení podle odchylek a výkonu organizace. Podobné výsledky prezentuje i meta-analýza Judge a Piccola (2004), která nenalezla významný vztah mezi aktivním řízením podle odchylek a výkonem skupiny či organizace (ρ = -.09, k = 11) a nalezla pouze slabý (byť statisticky významný) negativní vztah mezi pasivním řízením podle odchylek a výkonem měřeným na úrovni skupiny či organizace (ρ = -.17, k = 9). Z meta-analýzy také plyne, že výsledky studií zkoumajících vztah mezi transakčními dimenzemi a výkonem mají značný rozptyl (viz např. Awamleh et al., 2005; Howell & Hall-Merenda, 1999). Tento rozptyl patrně plyne z toho, že lze řízení dle odchylek úspěšněji aplikovat u snadno měřitelné a dobře kontrolovatelné práce, ale hůře u méně strukturované a obtížněji kontrolovatelné práce. Laissez-faire leadership nebyl do výše zmíněných meta-analýz stylu vedení a výkonu zařazen. Je to nejspíše z důvodu, že autoři nenašli relevantní studie, které by se tímto vztahem zabývaly. Mně se podařilo najít studii na vzorku učitelů z Tanzanie (Nguni et al., 2006), která uvádí slabý negativní vztah mezi laissez-faire přístupem ředitele a sebehodnocením kontextuálního pracovního výkonu učitelů (měřeného jako „Organizational citizenship behavior“, r = -.23). V manuálu MLQ (Avolio & Bass, 2004) je pak uváděn o něco silnější negativní vztah (r = -.45), který vyšel ve validační studii na vzorku 12 118 podřízených. 3.2 Leadership a pracovní postoje Pracovní spokojenost Pracovní postoje patří mezi konstrukty, které jsou v souvislosti se stylem vedení nejvíce zkoumané. A nejvíce zkoumaným postojem je pracovní spokojenost následovníků. Pracovní spokojenost lze chápat jako celkový ÚVOD 79 pocit, který mají lidé o své práci a jejích jednotlivých aspektech, tedy pocit, že mají svou práci rádi (spokojenost), či neradi (nespokojenost) (Spector, 1997). Podle meta-analýzy Judge a Piccola (2004) je vztah mezi celkovou úrovní transformačního leadershipu a pracovní spokojeností středně silný (ρ = .58, k = 18). Nejnovější meta-analýza Hocha et al. (2018) nalezla jen o něco málo slabší vztah (ρ = .42, k = 55). Další metaanalýza Dumduma et al. (2013) se zaměřila na vztah pracovní spokojenosti s jednotlivými dimenzemi transformačního leadershipu a nalezla podobně silné vztahy spokojenosti se všemi čtyřmi behaviorálními dimenzemi transformačního přístupu (korigované průměrné r = .73 až .81). Vztah pracovní spokojenosti s podmíněným odměňováním je podobně silný jako vztah s transformačním leadershipem. Je středně silný jako podle Judge a Piccola (2004) (ρ = .64, k = 6), tak podle Dumduma et al. (2013) (průměrné korigované r = .76). Vztahu pracovní spokojenosti a řízení podle odchylek se věnovala pouze jedna ze zmíněných meta-analýz (Dumdum et al., 2013) a nalezla statisticky významný negativní vztah pro obě formy řízení podle odchylek. U aktivní formy byla ale velikost účinku velmi malá a vztah lze považovat za věcně nevýznamný (průměrné korigované r = -.09). V případě pasivního řízení podle odchylek se vztah ukázal jako silnější (průměrné korigované r = -.46). Meta-analýza Dumduma et al. (2013) nalezla také středně silný negativní vztah mezi pracovní spokojeností a laissez-faire leadershipem (průměrné korigované r = -.53, 95%CI[.40, -.66]). Tato meta-analýza sice zahrnovala poměrně hodně (13) studií sledujících pracovní spokojenost a laissez-faire leadership, tyto studie se ale velice lišily ve výsledcích ÚVOD 80 (reportovaný korelační koeficient byl od +.55 po -.73), a vztah nalezený napříč studiemi proto nebyl statisticky významný. Podle starší meta-analýzy Judge a Piccola (2004), která ovšem zahrnuje pouze dvě studie měřící laissez-faire leadership, je vztah laissez-faire leadershipu a pracovní spokojenosti následovníků sice statisticky významný, ale spíše slabý (ρ = -.28). Závazek k organizaci Dalším pracovním postojem, zkoumaným často v kontextu leadershipu, je závazek k organizaci. Nejčastěji je závazek k organizaci definován v souladu se třísložkovým pojetím podle Meyera a Allena (1991) jako psychologický stav mající „alespoň tři oddělené složky reflektující (a) touhu (afektivní závazek), (b) potřebu (závazek pokračovat, angl. continuance commitment) a povinnost (normativní závazek) zůstat v zaměstnaneckém vztahu k organizaci (s. 61).” Na pozdější kritiku tohoto pojetí reagovali Klein, Molloy and Brinsfield (2012) s novou jednosložkovou konceptualizací, která má obsahově blízko k afektivnímu závazku. Závazek k organizaci chápou jako ,,dobrovolné psychologické pouto (angl. bond) odrážející oddanost k a odpovědnost za (p. 137)” organizaci, pro kterou člověk pracuje. Zatímco starší výzkumy vycházejí zejména z pojetí Meyera a Allena, novější výzkumy včetně těch českých (Prochazka, Zidlicka, et al., 2019) vycházejí čím dál častěji z pojetí Kleina et al. Podle nejnovější meta-analýzy (Hoch et al., 2018), sledující transformační leadership a závazek, pojí obě proměnné slabý až středně silný vztah, pokud se zaměříme na celkový závazek k organizaci (ρ = .43, k = 43), i když se zaměříme pouze na jeho afektivní část (ρ = .42, k = 30). O trochu starší, ale rozsáhlejší meta-analýza (Jackson et al., 2013), ÚVOD 81 věnovaná přímo vztahu stylu vedení a závazku, dospěla k velmi podobnému výsledku, konkrétně ke slabému až středně silnému vztahu transformačního leadershipu s afektivním (ρ = .45, k = 116) i normativním (ρ = .34, k = 30) závazkem. Autoři také ukázali, že vztah závazku k organizaci a jednotlivých dimenzí transformačního leadershipu je podobně silný (afektivní: ρ = .38 až .42, normativní: ρ = .28 až .33). Meta-analýza (Jackson et al., 2013) sledovala také závazek pokračovat, ten ale dle výsledků nesouvisel s celkovým skórem transformačního leadershipu, ani s jeho jednotlivými složkami. Statisticky významný byl pouze zanedbatelný pozitivní vztah závazku pokračovat s behaviorální složkou idealizovaného vlivu (ρ = .06, k = 8). Tak jako v případě pracovního výkonu a pracovní spokojenosti, má i se závazkem k organizaci podmíněné odměňování podobný vztah jako transformační leadership. Dle Jacksona et al. (2013) souvisí podmíněné odměňování s afektivním (ρ = .37, k = 51) i normativním (ρ = .28, k = 16) závazkem slabě a se závazkem pokračovat souvisí pouze nevýznamně (ρ = -.07, k = 16). Aktivní řízení podle odchylek má podle meta-analýzy (Jackson et al., 2013) pozitivní vztah s afektivním (ρ = .08, k = 25) i normativním (ρ = .11, k = 13) závazkem, ale síla vztahu je zanedbatelná. Vztah pasivního řízení podle odchylek je o něco silnější a negativní jak v případě afektivního závazku (ρ = -.23, k = 23), tak v případě normativního závazku (ρ = -.12, k = 12). U laissez-faire leadershipu se pak projevil také negativní vztah jak s afektivním (ρ = -.30, k = 15), tak i s normativním závazkem k organizaci (ρ = -.16, k = 8). ÚVOD 82 3.3 Leadership a vnímaná efektivita leadera Efektivita leadera je velmi široký konstrukt, který je chápán jako míra, do které leader napomáhá vedené skupině či organizaci dosáhnout jejích cílů (Eagly et al., 1995). V rámci výzkumu i v praxi v organizacích se efektivita leadera měří buď skrze subjektivní hodnocení efektivity podřízenými, nadřízeným, externím hodnotitelem či nějakou další třetí osobou nebo na základě měření skupinové produktivity (Eagly et al., 1995). Judge a Bono (2004) ve své meta-analýze rozlišují tzv. hodnocenou efektivitu leadera (bez ohledu na to, kdo je hodnotitel) a efektivitu leadera měřenou skrze výkon skupiny, skrze výkon samotného leadera a skrze pozorovatelné dopady na následovníky (např. postoje, motivace následovníků). Vztahu transformačního leadershipu s pracovními postoji jednotlivců a výkonem jednotlivců i skupiny jsem se podrobněji věnoval ve dvou předcházejících kapitolách, v této kapitole se zaměřím na vnímanou (hodnocenou) efektivitu leadera. Podle meta-analýzy Judge a Piccola (2004), nerozlišující úroveň hodnotitelů, je vztah mezi transformačním leadershipem a vnímanou efektivitou leadera středně silný (ρ = .64, k = 27). Meta-analýza Lowe at al. (1996) rozlišovala úroveň hodnocení a nalezla středně silný vztah efektivity leadera hodnocené podřízenými s individuálním přístupem leadera (ρ = .69, k = 29) a s mírou leaderovy intelektuální stimulace (ρ = .68, k = 31). O něco silnější byl dle této meta-analýzy vztah vnímané efektivity leadera a idealizovaného vlivu (ρ = .81, k = 32). Podobně podle manuálu MLQ (Avolio & Bass, 2004) je vztah všech dimenzí transformačního leadershipu s vnímanou efektivitou leadera středně silný, a to v případě hodnocení efektivity nadřízenými (r = .56 až .66, N = 4 268), kolegy (r = .56 až .74, N = 5 185) i podřízenými (r = .59 až .76, N = 12 118). ÚVOD 83 Podmíněné odměňování má k vnímané efektivitě leadera podobně silný vztah jako transformační leadership v meta-analýze Judge a Piccola (2004) (ρ = .55, k = 18), v meta-analýze Lowe et al. (1996) (ρ = .56, k = 28) i dle manuálu MLQ (hodnocení nadřízenými: r = .65, N = 4 268; hodnocení podřízenými: r = .70, N = 12 118) (Avolio & Bass, 2004). Lowe et al. (1996) v meta-analýze nerozlišovali aktivní a pasivní formu řízení podle odchylek. Mezi řízením podle odchylek a vnímanou efektivitou leadera nalezli statisticky významný, ale velmi slabý pozitivní vztah (ρ = .10, k = 29). Nicméně v zahrnutých 29 dílčích studiích tento vztah kolísal v rozmezí od -.54 po .47. Podle novější meta-analýzy (Judge & Piccolo, 2004) má aktivní řízení podle odchylek s efektivitou leadera hodnocenou podřízenými slabě pozitivní (ρ = -.21, k = 14) a pasivní řízení slabě negativní vztah (ρ = -.19, k = 8). Dle manuálu MLQ (Avolio & Bass, 2004) je vztah aktivního řízení podle odchylek a hodnocení efektivity leadera blízký nule v případě hodnocení nadřízenými (r = -.02, N = 4 268) i podřízenými (r = -.07, N = 12 118). Vztah pasivního řízení podle odchylek je pak významně negativní při hodnocení nadřízenými (r = -.45, N = 4 268), i podřízenými (r = -.45, N = 12 118). Podle meta-analýzy (Judge & Piccolo, 2004) je mezi laissez-faire přístupem a hodnocením efektivity leadera středně silný negativní vztah (ρ = .54, k = 11). Podobné výsledky prezentuje také manuál MLQ (hodnocení nadřízenými: r = -.57, N = 4 268; hodnocení podřízenými: r = -.58, N = 12 118) (Avolio & Bass, 2004). ÚVOD 84 3.4 Teoretické vysvětlení vztahu mezi stylem vedení, spokojeností, vnímanou efektivitou a výkonem Van Knippenberg a Sitkin (2013) vyčítali teorii transformačního leadershipu chybějící shodu na mechanismech, kterými transformační leadership působí na pro organizači žádoucí proměnné a nedostatečnou empirickou podporu pro existující hypotetické mechanismy. Tato kritika již není aktuální díky nedávné rozsáhlé meta-analýze Ng (2017). Ng (2017) do meta-analýzy zařadil více než 600 studií, které se věnovaly vztahu transformačního leadershipu, úkolového pracovního výkonu, kontextuálního pracovního výkonu a inovativního chování a zaměřil se na mechanismy, kterými transformační manažer dosahuje vysoké úrovně výkonu u svých podřízených. Na základě teorie a dosavadních výzkumů navrhl Ng (2017) pět mechanismů, které v rámci své meta-analýzy otestoval. První „afektivní“ mechanismus spočívá v tom, že transformační leader posiluje pracovní postoje (konkrétně pracovní spokojenost a afektivní závazek k organizaci) svých následovníků, což má za následek jejich vyšší výkon. Ve druhém „motivačním“ mechanismu plní roli mediátoru pracovní self-efficacy a pracovní angažovanost. Ve třetím „identifikačním“ mechanismu jsou mediátorem identifikace následovníka s leaderem a identifikace s organizací. Ve čtvrtém mechanismu nazývaném sociální směna (angl. social exchange) působí transformační leadership skrze kvalitu vztahu mezi leaderem a následovníkem (angl. Leader Member eXchange, LMX) a skrze vnímanou organizační podporu (angl. perceived organizational support). V posledním pátém mechanismu „posilování spravedlnosti“ posiluje transformační leadership u následovníků pocit procedurální a distribuční spravedlnosti, což pak ovlivňuje výkon jednak přímo a jednak skrz vyšší důvěru následovníka v leadera a v organizaci. Všech pět mechanismů je ilustrováno v Obrázku 1. ÚVOD 85 Obrázek 1. Pět dílčích modelů popisujících vztah TFL a výkonu Poznámka. AOC = afektivní závazek k organizaci, DJ = distribuční spravedlnost, IB = inovační chování, JS = pracovní spokojenost, JSE = pracovní self-efficacy, LID = identifikace s leaderem, LMX = kvalita vztahu s leaderem, OCB = kontextuální pracovní výkon – proorganizační chování, OID = identifikace s organizací, PJ = procedurální spravedlnost, POS = vnímaná organizační podpora, TIL = důvěra v leadera, TIO = důvěra v organizaci, TFL = transformační leadership, TP = úkolový výkon; WE = pracovní angažovanost, zdroj: Ng (2017). Pro všech pět mechanismů nalezl Ng (2017) ve své meta-analýze alespoň dílčí podporu. Na základě výsledků meta-analýzy pak zkombinoval všechny mechanismy do jednoho modelu (viz Obrázek 2), ve kterém má centrální roli kvalita vztahu mezi leaderem a následovníkem, která s transformačním leadershipem souvisí nejsilněji ze všech zkoumaných proměnných (β = .75). Tento výsledný model vysvětluje jak vliv transformačního leadershipu na úkolový a kontextuální výkon, tak na pracovní spokojenost a závazek k organizaci. Transformační leadership ovlivňuje pracovní postoje jednak přímo (tj. lidé jsou v práci spokojenější a cítí k organizaci silnější závazek, protože oceňují transformační chování leadera, který pro ně reprezentuje organizaci) a jednak právě skrze ÚVOD 86 zvýšenou kvalitu vztahu mezi leaderem a následovníky. Na pracovní výkon následovníků pak transformační leadership působí skrz celou řadu proměnných (viz Obrázek 2) s tím, že zásadní roli hraje opět zvýšená kvalita vztahu mezi leaderem a následovníkem (viz také Gottfredson & Aguinis, 2017). Kvalitu vztahu mezi leaderem a následovníkem označuje za klíčový mechanismus působení transformačního leadershipu na pracovní postoje také naše česká studie, jedna z prvních realizovaných s CLQ (Prochazka & Vaculik, 2016). V této studii jsme ukázali, že vybudování kvalitního vztahu mezi leaderem a následovníkem vysvětluje i vliv transformačního přístupu na vnímání efektivity leadera následovníky. Pokud má leader s následovníky dobrý vztah, jsou tito více spokojeni a podávají lepší výkon. Protože jsou v práci spokojeni, protože podávají dobrý výkon, a protože mají s leaderem dobrý vztah, tak jej také hodnotí pozi- tivně. ÚVOD 87 Obrázek 2. Integrace modelů popisujících vztah TFL a výkonu Poznámka. AOC = afektivní závazek k organizaci, DJ = distribuční spravedlnost, IB = inovační chování, JS = pracovní spokojenost, SE = pracovní self-efficacy, LMX = kvalita vztahu s leaderem, OCB = kontextuální pracovní výkon – proorganizační chování, OID = identifikace s organizací, PJ = procedurální spravedlnost, TFL = transformační leadership, TP = úkolový výkon; WE = pracovní angažovanost, zdroj: Ng (2017). Zvýšení kvality vztahu mezi leaderem a následovníky je klíčovým mechanismem i pro působení podmíněného odměňování na výkon. Meta-analýza Young et al. (2020) ukázala, že vysoká úroveň podmíněného odměňování mírně snižuje úkolový i kontextuální výkon následovníků skrze snížený pocit zmocnění (angl. empowerment), ale zároveň mnohem výrazněji zvyšuje úkolový i kontextuální výkon skrze rostoucí kvalitu jejich vztahu s leaderem. Vztah podmíněného odměňování s kvalitou vztahu mezi leaderem a následovníky je velmi silný (β = .84) Toto zjištění může vysvětlovat, proč má při faktorových analýzách podmíněné odměňování tendenci sytit faktor druhého řádu transformační leadership. S dimenzemi transformačního leadershipu jej pojí právě to, že jsou to všechno pozitivní projevy chování posilující vztah leadera s následovníky. ÚVOD 88 Meta-analýza Young et al. (2020) vysvětluje i to, proč je vztah řízení podle odchylek a výkonu blízký nule. Řízení podle odchylek mírně zhoršuje vztah leadera s následovníky, což vede k poklesu jejich úkolového i kontextuálního výkonu. Na druhou stranu ale lehce zvyšuje pocit zmocnění, což působí opačným směrem a výkon to zvyšuje. Vinou protichůdného působení obou mechanismů je nepřímý efekt aktivního řízení podle odchylek na oba typy výkonu jen mírně negativní, což v součtu s pozitivním přímým efektem znamená nevýznamný vztah blízký nule. V případě pasivního řízení podle odchylek je sice nepřímý efekt na výkon skrze kvalitu vztahu a zmocnění nulový, celkový efekt pasivního řízení je ale negativní, kvůli přímému vlivu pasivity leadera na výkon následovníků. Laissez-faire leadership nebyl zařazen do meta-analýzy Ng (2017) ani Young et al. (2020). Má se za to, že jeho vliv na výkon je negativní, zejména proto, že týmu vedenému laissez-faire leaderem chybí včasná rozhodnutí a jednotliví následovníci nemají k dispozici zpětnou vazbu (Skogstad et al., 2007), která je důležitým prediktorem pracovního výkonu (viz např. Kluger & DeNisi, 1996). Na pracovní spokojenost následovníků vedených laissez-faire leaderem může mít negativní vliv taktéž absence zpětné vazby, ale také absence řešení problémů, konfliktů a jasného směřování týmu či organizace. Negativní vliv laissez-faire přístupu na pracovní postoje by mohl být ještě posilován zvýšeným distresem následovníků laissez-faire leadera (Skogstad et al., 2007) a také jejich nižším well-beingem (Kelloway et al., 2012). Tyto mediační mechanismy ale, pokud vím, nebyly dosud testovány. Mechanismům vlivu laissezfaire přístupu je na rozdíl od transformačního leadershipu věnována jen minimální pozornost výzkumníků. Lze to tedy považovat za oblast, na kterou by se měly více zaměřit budoucí výzkumy. ÚVOD 89 4. Shrnutí Komplexní model leadershipu zůstává i přes existující kritiku vlivným modelem stylů vedení, který úzce souvisí s řadou pro organizaci významných proměnných, a ze kterého vychází velká část současných výzkumů leadershipu. I když byla v posledních letech věnována velká pozornost vzniku nových modelů transformačního leadershipu a tzv. pozitivním teoriím leadershipu, žádný z těchto alternativních přístupů dosud nezískal takovou podporu, aby komplexní model nahradil. Pro výzkum leadershipu a hodnocení a rozvoj leaderů v organizacích v České republice je tedy limitující, že chybí validní metoda umožňující měřit transformační, transakční a laissez-faire přístup. Překlad v anglicky mluvících zemích nejčastěji používaného dotazníku MLQ se nejeví jako vhodné řešení této situace, protože v uplynulých letech bylo MLQ terčem rozsáhlé kritiky a data získaná jeho různými zahraničními překlady neprokazovala dostatečnou shodu s teoretickým modelem. Za vhodné řešení považuji vznik nové české metody, která by vycházela z komplexního modelu leadershipu a zároveň byla postavena tak, aby její položky odrážely vnímání leaderů českými následovníky a aby reagovala na kritiku, které bylo vystaveno MLQ. Na podstatnou část kritiky a připomínek týkajících se MLQ a komplexního modelu budu reagovat v rámci statistických analýz, ve kterých se zaměřím na srovnání teoretického modelu s alternativními modely, které pro transformační, transakční a laissez-faire leadership v minulých letech navrhovali různí autoři. Tři body kritiky pak zohledním přímo při tvorbě dotazníku. Jednak jasně specifikuji úroveň, na které je přístup k vedení měřen. Nový dotazník bude měřit styl vedení na úrovni týmu. Dále zajistím, aby nový dotazník neměřil jak chování leadera, tak také ÚVOD 90 důsledky tohoto chování. Proto nebude nový dotazník zahrnovat škálu „idealizovaný vliv – atribuovaný“, ale bude měřit idealizovaný vliv pouze jako pozorovatelné chování. Také se pokusím omezit silný překryv subškál idealizovaný vliv a inspirující motivace plynoucí z překryvu definic těchto dimenzí leadershipu. Proto při tvorbě českého dotazníku upravím definici idealizovaného vlivu tak, aby v sobě nezahrnovala orientaci na výsledek a to, že leader dává práci smysl. Tyto projevy zůstanou součástí definice pouze u inspirující motivace. Nový dotazník bude vycházet z těchto definic jednotlivých dimenzí leadershipu: Idealizovaný vliv - „Leader projevující idealizovaný vliv jedná odpovědně, v souladu s vysokými morálními a etickými standardy, je čitelný a svým chováním naplňuje očekávání svých následovníků.“ Inspirující motivace - „Leader projevující inspirující motivaci sdílí jasnou představu o směřování týmu, ukazuje smysl společné práce a dává najevo důvěru ve společný úspěch.“ Intelektuální stimulace - „Leader projevující intelektuální stimulaci podněcuje následovníky k hledání a realizaci nových postupů a způsobů řešení problémů, vybízí je a dává jim prostor k vyjadřování nápadů a názorů a podporuje jejich seberealizaci a proaktivitu.“ Individuální přístup - „Leader projevující individuální přístup jedná s následovníky jako individualitami, projevuje o ně zájem, zohledňuje jejich pocity a potřeby a svým přístupem vytváří podmínky pro rozvoj ná- sledovníků." Podmíněné odměňování - „Leader uplatňující podmíněné odměňování seznamuje následovníky s tím, co od nich očekává, následně hodnotí práci následovníků a poskytuje pozitivní zpětnou vazbu a odměňuje, pokud následovníci jeho očekávání naplní.“ ÚVOD 91 Řízení podle odchylek – aktivní - „Leader uplatňující aktivní řízení podle odchylek stanovuje standardy a pravidla a aktivně kontroluje a vynucuje jejich dodržování.“ Řízení podle odchylek – pasivní - „Leader projevující pasivní řízení podle odchylek nechává věcem volný průběh až do chvíle, než se projeví vážné problémy, které následně ex-post řeší.“ Laissez-faire leadership - „Laissez-faire leader se vyhýbá činnostem spojeným s rolí leadera a zůstává pasivní i v situaci, kdy je nezbytně potřeba jeho zapojení, rozhodnutí nebo vyjádření jasného názoru.“ Nová česká metoda by měla vzniknout v souladu s mezinárodními standardy pro tvorbu a validaci dotazníků používaných pro měření konstruktů v managementu. Měla by vzniknout na základě jasné teorie a dobře definovaných měřených dimenzí. Také bych měl přinést dostatek důkazů o její reliabilitě a validitě a prokázat její reliabilitu a validitu napříč více různými studiemi. STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 92 Studie 1: Vznik Dotazníku přístupu k vedení lidí Cílem této studie je popsat postup tvorby Dotazníku přístupu k vedení lidí a přinést prvotní důkazy o validitě a reliabilitě dotazníku. Studie se zabývá vznikem položek měřících přístup leadera k vedení lidí v češtině a výběrem položek zařazených do výsledného dotazníku na základě kvalitativních i kvantitativních kritérií. Dále přináší výsledky analýzy položek dotazníku. V studii testuji hypotézy, že struktura dat získaných novým CLQ odpovídá teoretickému osmifaktorovému modelu, že tento model vysvětluje data lépe než další z kritiky odvozené alternativní modely, že je nový dotazník ekvivalentní pro různé skupiny hodnotitelů a leaderů, a že jsou jeho jednotlivé subškály vnitřně konzistentní. 1. Formulace a úprava položek V rámci seminářů věnovaných tématu leadershipu jsem požádal studenty magisterského studia Podnikové ekonomiky a managementu, aby zformulovali co nejvíce výroků, které podle nich popisují přístup a chování dobrého, či špatného leadera. Studenty jsem instruoval, aby výroky formulovali jako jednoduché popisné věty. Studenti pracovali v osmi 3- 4členných skupinách a vytvořili přes 200 výroků popisujících možný přístup leadera k následovníkům. Vzhledem k tomu, že výroky vznikly ve více nezávislých skupinách, řada z nich se překrývala. Posoudil jsem u každého výroku jeho originalitu. Pokud mělo více výroků stejný obsah, vybral jsem pouze ten s nejvíce srozumitelnou a jednoznačnou formulací a ostatní výroky se stejným obsahem jsem vyřadil. Po sloučení překrývajících se výroků zůstalo celkem 107 unikátních výroků. Dalších 64 STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 93 unikátních výroků jsem naformuloval sám na základě teorie transformačního, transakčního a laissez-faire leadershipu dle definic jednotlivých dimenzí (Bass, 1995, 1997, 1999; Bono & Judge, 2004; Judge & Piccolo, 2004) a položek měřících leadership v zahraničních dotaznících (Alimo-Metcalfe & Alban-Metcalfe, 2001; Avolio & Bass, 2004; Carless et al., 2000; Podsakoff et al., 1990). Výsledných 171 výroků jsem pak posuzoval já a dva kolegové věnující se také výzkumu leadershipu (jeden věnující se managementu a jeden věnující se psychologii práce a organizace). Každý nezávisle na ostatních posoudil každou položku a) z hlediska jednoznačnosti a srozumitelnosti, b) zda je popisem pozorovatelného chování, c) zda je popisem chování, které může leader projevovat vůči skupině, jednotlivcům či skupinovému úkolu. V případě nesplnění nějaké z podmínek jsem navrhl úpravu formulace příslušné položky nebo její vyřazení, pokud úprava formulace nebyla možná. V následném kroku jsme já i mí kolegové nezávisle na sobě na základě hlubší znalostí teorie transformačního, transakčního a laissezfaire leadershipu a s využitím definice jednotlivých dimenzí přiřazovali každý z výroků k jedné z osmi dimenzí leadershipu (4 dimenze transformačního leadershipu, 3 dimenze transakčního leadershipu, 1 dimenze laissez-faire leadershipu) nebo navrhli jeho vyřazení, protože k žádné z dimenzí nepatří. Pokud se všichni 3 hodnotitelé nezávisle na sobě shodli na zařazení výroku k jedné dimenzi, byl výrok zařazen do dotazníku určeného pro první sběr dat. Pokud se všichni hodnotitelé neshodli, diskutovali jsme o výroku, a když jsme ani v rámci diskuze nedošli ke shodě, byl výrok vyřazen. Celkem bylo postupně vyřazeno 72 výroků, STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 94 které byly nejednoznačné, nehodnotitelné, nepatřily do žádné z dimenzí leadershipu nebo se na jejich zařazení neshodli všichni hodnotitelé. Zbylých 90 výroků jsem zařadil do dotazníku určeného pro kvantitativní posouzení jednotlivých výroků. S dotazníkem v papírové formě jsem provedl pilotáž s respondenty, kteří nebyli seznámeni s teoriemi leadershipu a doptával jsem se jich na jednoznačnost a srozumitelnost výroků a na to, zda jsou schopni s využitím výroků posuzovat chování svého leadera. Pilotáž potvrdila srozumitelnost výroků a možnost využít výroky k ohodnocení leadera. Následně jsem dotazník zpracoval do elektronické podoby a v průběhu 6 měsíců administroval rozsáhlému vzorku dospělých česky mluvících respondentů, kteří mají současnou nebo nedávnou zkušenost s nějakým leaderem. 2. Metoda 2.1 Postup Elektronický dotazník jsem vytvořil v prostředí Google Forms. Obsahoval 90 dříve formulovaných a opilotovaných výroků, které popisovaly chování leadera vyjadřující transformační, transakční nebo laissez-faire leadership. 12 výroků se týkalo idealizovaného chování, 10 inspirující motivace, 12 intelektuální stimulace, 12 individuálního přístupu, 11 podmíněného odměňování, 12 aktivního řízení podle odchylek, 10 pasivního řízení podle odchylek a 11 laissez-faire leadershipu. Plné znění všech výroků je uvedeno v Příloze 2. Výroky jsem náhodně seřadil a přiřadil jim škálu 1 (nikdy) – 7 (vždy) vyjadřující frekvenci popisovaného chování. Respondenti byli vyzváni, aby pomocí výroků popsali leadera, muže či STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 95 ženu, kterého/kterou znají, a jsou u něj/ní popsat jeho/její přístup k vedení lidí. Kromě vedoucího v práci měli možnost hodnotit také člověka z mimopracovní oblasti, kterého požadují za leadera. Požádal jsem je, aby vždy vycházeli z konkrétní zkušenosti s daným leaderem. Před vyplněním dotazníku byli respondenti informováni, že budou jejich odpovědi využity ke tvorbě nového českého dotazníku leadershipu. Na konec dotazníku jsem umístil 11 položek zjišťujících charakteristiky respondentů a hodnocených leaderů, abych mohl popsat charakteristiky vzorku a testovat invarianci dotazníku napříč různými skupinami. Dotazník zahrnoval také 9 položek souvisejících s jiným výzkumem (byly náhodně zařazeny mezi položky popisující chování leadera) a závěrečnou otázku umožňující respondentům vyjádřit se k dotazníku. 2.2 Vzorek Sběr dat pro tuto studii probíhal v roce 2012. Mým cílem bylo získat vzorek alespoň 1 000 respondentů majících zkušenost s nějakým leaderem. Výběr respondentů byl nepravděpodobnostní, oslovování respondentů probíhalo skrze sociální síť Facebook a emaily. Žádost o vyplnění dotazníků spolu s žádostí o další šíření dotazníku jsem umístil do řady „skupin“ na Facebooku. Zároveň jsem poprosil studenty Ekonomicko-správní fakulty a Fakulty sociálních studií Masarykovy univerzity o pomoc s vyplněním a šířením dotazníku. Dotazník dokončilo celkem 1 094 respondentů. Vzhledem ke způsobu administrace dotazníku a jeho délce hrozilo, že některé odpovědi nebudou spolehlivé kvůli nízké motivaci respondentů vyplnit dotazník pečlivě. Respondenti neměli nic slíbeno za vyplnění a odeslání celého dotazníku. Proto jsem předpokládal, že nespolehlivě vyplněných dotazníků STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 96 bude málo, neboť ti, kteří v průběhu vyplňování ztratí motivaci, dotazník nedokončí. Přesto jsem sledoval, zda některý z respondentů nevyplnil závěrečnou část dotazníku (posledních 20 položek) stejně bez ohledu na znění jednotlivých položek. Vzhledem k předpokládané silné negativní korelaci mezi položkami transformačního leadershipu a laissez-faire leadershipu a teorií podpořené odlišnosti jednotlivých subškál jsem se domníval, že opakování stejné odpovědi na různé položky vypovídá o snaze dokončit dotazník bez přemýšlení nad odpověďmi. Na základě tohoto kritéria jsem vyřadil sedm nedůvěryhodných odpovědí. Ze zpracování jsme také vyřadili jednu respondentku, která dle popisných otázek a komentářů v závěru dotazníku nehodnotila reálného leadera a dva respondenty, z jejichž komentáře na konci dotazníku vyplynulo, že dotazník nevyplňovali pečlivě. Ve vzorku zůstala data od 1 084 respondentů. Ve vzorku silně převažovali současní nebo bývalí studenti Masarykovy univerzity (922 respondentů). Většinu respondentů tvořily (70 %) ženy. Průměrný věk respondentů byl 25,64 let (SD = 7.09). Jejich průměrná délka praxe včetně práce na částečný úvazek a brigád byla 5,94 let (SD = 6.45). Respondenti byli nadprůměrně vzdělaní, jen 16 (1.4 %) nemělo složenou maturitu a 472 (43.54 %) mělo dokončené alespoň bakalářské vysokoškolské vzdělání. Pozice hodnocených leaderů, oblast jejich působení, pohlaví a počet vedených lidí jsou podrobně popsány v Tabulce 1. STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 97 Tabulka 1. Charakteristika hodnocených leaderů N % Poziceleadera Přímý nadřízený 648 59.78 Nepřímý nadřízený 81 7.47 Učitel/ka 22 2.03 Vedoucí studentského týmu 53 4.89 Vedoucí v kroužku, sportovním klubu, NNO 96 8.86 Politický nebo duchovní vůdce 3 0.28 Manažer/ka známý z médií 6 0.55 Příbuzný ve vedoucí pozici 43 3.97 Sebehodnocení 58 5.35 Ostatní 50 4.61 Oblastpůsobeníleadera Business - Obchod 176 16.24 Business - Administrativa 54 4.98 Business - Výroba 52 4.80 Business - Služby 90 8.30 Business - Top management 51 4.70 Business - Jiné oddělení 90 8.30 Státní správa a samospráva 95 8.76 Školství 98 9.04 Sport 24 2.21 Nezisková organizace 117 10.79 Politika, náboženství 9 0.83 Studentský tým 37 3.41 Jiná 143 13.19 Nevyplněno 47 4.34 Pohlaví leadera - žena 426 39.30 Početpodřízených Nevede přímo žádné lidi 6 0.55 Do 10 lidí 388 35.79 Přibližně 11 - 30 lidí 429 39.58 Přibližně 31 - 100 lidí 173 15.96 Přibližně 101 - 1000 lidí 41 3.78 Nevyplněno 47 4.34 STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 98 2.3 Analýzy Analýzy provedené v této studii zahrnují explorační faktorovou analýzu, posouzení položek na základě popisných statistik, konfirmační faktorové analýzy včetně analýz invariance a posouzení vnitřní konzistence jednotlivých subškál dotazníku. Explorační faktorová analýza nesloužila k úpravám dotazníku ani nepřináší důkazy o shodě dat s teoretickým osmifaktorovým modelem leadershipu. Uvádím ji pouze v rámci předběžných analýz. Důvodem je to, že některé zahraniční studie uvažují existenci kulturně specifických modelů leadershipu (např. Alimo-Metcalfe & Alban-Metcalfe, 2001; Carless et al., 2000; Li & Shi, 2008). Pokud by tomu tak bylo i v českém prostředí, explorační faktorová analýza by mohla preferovat model, který neodpovídá osmifaktorovému modelu odvozenému z teorie a zahraničních studií, a tím zpochybnit můj původní záměr vytvářet dotazník odpovídající původně americkému modelu. 2.3.1 Redukce počtu položek Předpokládal jsem, že i přes způsob vzniku dotazníku na základě posouzení třemi experty a přes jeho pilotáž, budou některé položky dotazníku (výroky) respondenty pochopeny odlišně, než bylo zamýšleno, nebo že expertní posouzení nebude přesné. Proto jsem cíleně připravil více výroků vztažených ke každé dimenzi leadershipu se záměrem část výroků vyřadit a ponechat v dotazníku pouze nejlepší 4 výroky/položky pro každou dimenzi/subškálu tak, jak je tomu v dotazníku MLQ. K redukci počtu položek jsem využil charakteristiky položek získané z popisných statistik a údaje o faktorových nábojích a modifikačních indexech získané z STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 99 konfirmační faktorové analýzy. Protože jsem vytvářel dotazník měřící styl vedení v souladu s existující teorií (s osmifaktorovým komplexním modelem leadershipu), použil jsem jako základní nástroj pro posouzení faktorové struktury právě konfirmační faktorovou analýzu. Ta umožňuje posoudit shodu dat s teoretickým modelem a pomocí modifikačních indexů ukázat, kde data neodpovídají předpokládanému modelu. Pokud bych vyřadil položky (a tedy upravil model) dle výsledků konfirmační faktorové analýzy a pak nový model s menším počtem položek testoval na stejných datech, nezískal bych validní podporu pro takto vzniklý model. Proto jsem datový soubor náhodně rozdělil na dvě části. Odpovědi od 734 respondentů jsem použil pro konfirmační faktorovou analýzu modelu s 90 indikátory (položkami) a 8 faktory reprezentujícími dimenze transformačního, transakčního a laissez-faire leadershipu a následnou redukci dotazníku. Tak jako Avolio a Bass (2004) jsem pracoval s modelem zahrnujícím pouze faktory prvního řádu. Na základě výsledků jsem dotazník zredukoval na 32 položek, které mají dostatečnou variabilitu, dostatečně velké faktorové náboje a u kterých modifikační indexy ukazují nízkou tendenci k vícenásobnému faktorovému náboji a reziduálním korelacím. Model s 32 položkami jsem následně ověřil konfirmační faktorovou analýzou na datech získaných zbývajících 350 respondentů. 2.3.2 Posouzení invariance Abych mohl provádět další analýzy vedoucí k posouzení validity a reliability dotazníku na celém datovém souboru, provedl jsem analýzu invariance napříč oběma náhodně rozdělenými částmi vzorku. Testoval jsem postupně invarianci faktorových nábojů a interceptů jednotlivých STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 100 položek dotazníku a následně také invarianci průměrů a rozptylů faktorů. Vycházel jsem z postupu doporučeného Dimitrovem (2010). Odchýlil jsem se pouze v tom, že jsem nepoužil metodu referenční proměnné (angl. reference variable method, viz také Yoon & Millsap, 2007). S výjimkou poslední analýzy jsem vždy fixoval rozptyl faktorů na 1 a průměry faktorů (tzn. latentních proměnných) na 0. Tento postup mi umožnil v poslední analýze uvolnit zafixované průměry a rozptyly faktorů u jedné části vzorku a otestovat tak také invarianci průměrů a rozptylů (Byrne, 2012). Analýzu invariance jsem provedl později také s využitím celého datového souboru. Testoval jsem invarianci dotazníku mezi leadery muži a ženami, mezi hodnotiteli (následovníky, respondenty) muži a ženami, mezi leadery velkých a malých skupin a mezi leadery působícími v soukromém a veřejném a neziskovém sektoru. Cílem bylo najít podporu pro použití dotazníku ve stejné podobě pro různé populace. Pro každou analýzu invariance jsem rozdělil vzorek na dvě části podle uvedeného kritéria. V případě velikosti skupiny jsem vzorek rozdělil podle toho, zda leader vede malou (1-10 lidí) nebo velkou (11-100 lidí) skupinu. Leadery mající velmi velký počet následovníků (nad 100) jsem do analýzy nezařadil. Při testování invariance napříč sektory jsem rozlišoval leadery působící v různých odvětví soukromého sektoru a leadery působící ve státní správě a samosprávě, školství a v neziskových organizacích. Leadery působící mimo tato odvětví jsem do analýzy nezařadil. Při testování invariance jsem postupoval stejně jako při posuzování invariance dotazníku mezi oběma náhodně rozdělenými polovinami vzorku. V souladu s postupem doporučeným Dimitrovem (2010) jsem testoval postupně invarianci faktorových nábojů a interceptů jednotlivých položek dotaz- níku. STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 101 2.3.3 Posouzení faktorové validity Pro posouzení shody dat s různými modely s 32 indikátory (tj. s 32 položkami měřícími přístup k vedení lidí) a proměnlivým počtem faktorů jsem použil indexy dobré shody a interpretoval jsem je v souladu s kritérii doporučenými Hu a Bentlerem (1999). Abych nalezl podporu pro teoretický osmifaktorový model (viz Obrázek 3), srovnal jsem jej s dalšími alternativními modely odvozenými z teorie a předchozích studií. Avolio a Bass (2004) zvažovali při validaci MLQ jako alternativní modely jednofaktorový (všechny položky jsou syceny jediným faktorem), dvoufaktorový (1. faktor: aktivní leadership, tedy TFL, PO a AR; 2. faktor: pasivní leadership, tedy PR a LF) a trojfaktorový model (1. faktor: transformační leadership; 2. faktor: aktivní transakční leadership; 3. faktor: pasivní leadership, tedy PR a LF) předpokládající sloučení teoreticky blízkých faktorů. Tyto modely jsem rovněž zařadil do analýzy. Navíc jsem testoval pětifaktorový model, který slučuje všechny dle teorie silně korelující dimenze transformačního leadershipu do jediného faktoru. Testoval jsem také šestifaktorový (IV + IM a PR + LF jsou sloučeny vždy do jednoho faktoru) a dva sedmifaktorové modely (jeden se sloučeným IV + IM, druhý se sloučeným PR + LF). Tyto modely reagují na kritiku upozorňující na blízkost idealizovaného vlivu a inspirující motivace (např. van Knippenberg & Sitkin, 2013) a pasivního řízení podle odchylek a laissezfaire leadershipu (např. Den Hartog et al., 1997; Lievens et al., 1997) a na úvahy o vhodnosti sloučení těchto dimenzí. Oproti Bassovi a Avoliovi (2004) jsem testoval také hierarchické modely, tedy modely s faktorem druhého řádu. Model s osmi faktory a s transformačním leadershipem jako faktorem druhého řádu (viz Obrázek 4), odpovídá lépe než nehierarchický model teorii transformačního leadershipu a výzkumné praxi, STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 102 ve které je častěji pracováno s celkovým skórem transformačního leadershipu než se skórem jednotlivých dimenzí (viz výše kapitola Komplexní model leadershipu a jeho klasifikace). Jelikož někteří autoři (např. Den Hartog et al., 1997; Rafferty & Griffin, 2004) upozorňují na blízkost podmíněného odměňování k dimenzím transformačního leadershipu a navrhují brát podmíněné odměňování jako součást transformačního leadershipu, testoval jsem také hierarchický model s faktorem druhého řádu zahrnujícím 4 dimenze transformačního leadershipu a podmíněné odměňování. Poslední kontrolní testovaný model byl hierarchický model s osmi faktory prvního řádu a jedním faktorem druhého řádu, který zahrnuje všech osm dimenzí leadershipu. Více o potřebě testovat jednotlivé alternativní modely uvádím výše v kapitole Teoretické vymezení transformačního a transakčního leadershipu. Alternativní modely jsou také popsány ve studii Antonakise, Avolia a Sivasubramaniama (2003). STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 103 Obrázek 3. Osmifaktorový model leadershipu STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 104 Obrázek 4. Osmifaktorový hierarchický model 2.3.4 Posouzení vnitřní konzistence Pro posouzení reliability jsem použil odhad vnitřní konzistence jednotlivých subškál dotazníku. Vedle v praxi nejrozšířenějšího Cronbachova α uvádím také McDonaldovu ω pro dílčí subškály dotazníku, která má méně restriktivní předpoklady než Cronbachovo α (Dunn et al., 2014) a lze ji považovat za přesnější odhad vnitřní konzistence (TrizanoHermosilla & Alvarado, 2016). K tomu také uvádím ukazatel reliability pro škály s korelovanými faktory navržený Cho (2016), který zohledňuje vzájemnou korelaci faktorů v osmifaktorovém modelu. STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 105 3. Výsledky 3.1 Předběžná analýza a popisné statistiky Explorační faktorovou analýzu (EFA) jsem provedl v programu MPLUS 6.1 ((později přepočítáno i ve verzi 8.2; Muthén & Muthén, 1998-2017) s robustním estimátorem MLR (maximum likelihood estimation with robust standard errors) a s rotací GEOMIN (OBLIQUE), jelikož jsem přepokládal existenci zkorelovaných faktorů. Program jsem nechal odhadnout modely s jedním až deseti faktory, posoudit jejich shodu s daty a srovnat je s využitím testu dobré shody. Přidávání dalších faktorů vedlo k statisticky i věcně významnému zlepšování shody dat s modelem až do řešení s osmi faktory (viz Tabulka 2). Řešení s devíti faktory sice oproti osmifaktorovému řešení vykazovalo statisticky významně lepší shodu dat s modelem, rozdíl však byl věcně málo významný. Řešení s deseti faktory nekonvergovalo. Explorační faktorová analýza pro 8 faktorů nalezla faktory obsahově odpovídající 8 dimenzím komplexního modelu leadershipu (faktorové náboje uvádím v Příloze 3). Prvním faktorem byly nejvíce syceny položky poukazující na idealizovaný vliv. Druhým faktorem byly nejsilněji syceny položky intelektuální stimulace. Třetí faktor sytil zejména položky inspirující motivace. Čtvrtý faktor sytil nejvíce položky individuálního přístupu. Pátý faktor sytil zejména položky pasivního řízení podle odchylek a slaběji také položky laissez-faire leadershipu. Šestý faktor sytil položky aktivního řízení podle odchylek, sedmý položky podmíněného odměňování a osmý zejména položky laissez-faire leadershipu. Explorační analýza s devíti faktory měla podobné výsledky. Rozdíl spočíval zejména v tom, že položky zaměřené na aktivní řízení podle odchylek přiřadila ke dvěma faktorům. Z výsledků explorační faktorové analýzy tedy neplyne, že bych měl místo ověřování mezinárodně STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 106 používaného komplexního modelu leadershipu vyvíjet nový model specifický pro české prostředí. Tabulka 2. Srovnání modelů s různým počtem faktorů (EFA) Faktorů Parametry χ2 df CFI TLI RMSEA SRMR 1 270 31255.5 3915 .581 .572 .080 [.079, .081] .103 2 359 22133.4 3826 .720 .707 .066 [.066, .067] .060 3 447 18349.4 3738 .776 .760 .060 [.059, .061] .045 4 534 15152.2 3651 .824 .807 .054 [.053, .055] .038 5 620 13019.9 3565 .855 .837 .049 [.049, .050] .032 6 705 11068.2 3480 .884 .866 .045 [.044, .046] .027 7 789 9879.4 3369 .901 .883 .042 [.041, .043] .025 8 872 8766.9 3313 .917 .899 .039 [.038, .040] .021 9 954 8494.8 3231 .919 .900 .039 [.038, .040] .019 Poznámka. Pro všechny modely je p < .001; pro všechny testy Δχ2 dvou sousedících modelů je p < .001. 3.2 Redukce položek Tabulka 3 obsahuje popisné statistiky všech položek pro celý datový soubor (N = 1 084). Text položek je uveden v Příloze 2. STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 107 Tabulka 3. Popisné statistiky položek (90 položek) pořadí M SD Šik. Špič. 25% Med. 75%Idealizovanývliv(IV) č. 20 4.20 1.971 -.285 -1.229 2 5 6 č. 22 5.09 1.787 -.818 -.359 4 6 7 *č. 25 5.15 1.649 -.725 -.429 4 6 6 č. 30 5.50 1.557 -1.069 .411 5 6 7 č. 36 5.37 1.601 -.939 .003 4 6 7 *č. 44 5.23 1.649 -.823 -.275 4 6 7 *č. 53 5.08 1.715 -.799 -.258 4 6 6 č. 72 5.10 1.887 -.823 -.538 4 6 7 č. 84 5.62 1.313 -1.112 1.173 5 6 7 č. 86 4.25 1.750 -.282 -.924 3 4 6 *č. 88 5.40 1.548 -.970 .080 4 6 7 č. 97 5.53 1.574 -1.118 .382 5 6 7 Inspirujícímotivace(IM) č. 9 5.22 1.762 -.864 -.286 4 6 7 *č. 28 5.32 1.619 -.896 -.025 4 6 7 č. 45 5.02 1.617 -.793 -.070 4 5 6 *č. 59 5.16 1.592 -.782 -.153 4 6 6 *č. 61 5.31 1.602 -.939 .117 4 6 7 č. 70 5.26 1.645 -.850 -.111 4 6 7 č. 73 5.37 1.652 -.977 .057 4 6 7 č. 81 4.95 1.669 -.663 -.422 4 5 6 *č. 94 5.18 1.512 -.848 .304 4 5 6 č. 96 4.82 1.670 -.642 -.437 4 5 6 Intelektuálnístimulace(IS) *č. 1 4.64 1.777 -.517 -.827 3 5 6 č. 8 4.74 1.832 -.570 -.771 3 5 6 *č. 27 5.10 1.686 -.679 -.510 4 5 7 č. 31 4.99 1.650 -.676 -.427 4 5 6 č. 34 4.56 1.690 -.414 -.790 3 5 6 č. 55 4.91 1.781 -.673 -.660 4 5 6 č. 57 4.66 1.775 -.509 -.712 3 5 6 č. 77 4.93 1.660 -.725 -.395 4 5 6 č. 78 4.76 1.740 -.600 -.608 4 5 6 *č. 80 5.19 1.569 -.870 .005 4 6 6 *č. 92 4.74 1.705 -.580 -.626 4 5 6 č. 98 5.41 1.613 -.986 .093 5 6 7 Individuálnípřístup(IP) č. 13 4.45 1.807 -.372 -.958 3 5 6 *č. 23 4.38 1.834 -.380 -.987 3 5 6 č. 29 5.44 1.668 -.932 -.123 5 6 7 *č. 38 3.80 1.737 -.001 -.977 2 4 5 č. 42 4.65 1.609 -.540 -.534 4 5 6 *č. 43 4.43 1.754 -.414 -.841 3 5 6 č. 46 5.01 1.692 -.692 -.439 4 5 6 č. 56 6.02 1.369 -1.472 1.587 5 7 7 č. 79 4.64 1.731 -.546 -.706 3 5 6 č. 82 4.40 1.791 -.393 -.944 3 5 6 č. 85 5.16 1.722 -.850 -.218 4 6 7 *č. 89 4.89 1.666 -.732 -.324 4 5 6 STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 108 Pokračování tabulky 3 pořadí M SD Šik. Špič. 25% Med. 75% Podmíněnéodměňování(PO) *č. 3 4.79 1.788 -.514 -.849 3 5 6 č. 5 5.02 1.691 -.545 -.728 4 5 6 č. 14 5.13 1.542 -.820 -.047 4 6 6 č. 18 4.01 1.973 -.058 -1.224 2 4 6 *č. 24 5.45 1.551 -1.084 .515 5 6 7 č. 26 5.08 1.648 -.742 -.345 4 5 6 č. 64 4.99 1.721 -.669 -.551 4 5 6 *č. 74 4.14 1.954 -.140 -1.177 2 4 6 č. 83 5.01 1.608 -.672 -.329 4 5 6 č. 90 4.28 1.903 -.216 -1.111 3 4 6 *č. 93 5.04 1.687 -.810 -.239 4 5 6 Aktivnířízenípodleodchylek(AR) č. 4 4.99 1.692 -.489 -.771 4 5 6 č. 7 4.42 1.694 -.328 -.824 3 5 6 *č. 10 5.40 1.462 -.792 -.154 5 6 7 č. 12 4.81 1.605 -.486 -.604 4 5 6 č. 15 3.82 1.643 .123 -.861 3 4 5 *č. 16 3.73 1.674 .255 -.869 2 4 5 *č. 17 4.60 1.632 -.385 -.713 3 5 6 č. 19 4.37 1.743 -.244 -.925 3 5 6 č. 21 4.34 1.693 -.268 -.881 3 5 6 č. 32 4.22 1.574 -.100 -.846 3 4 5 *č. 47 5.04 1.462 -.692 -.164 4 5 6 č. 65 4.99 1.483 -.597 -.240 4 5 6 Pasivnířízenípodleodchy- lek(PR) č. 35 4.00 1.754 -.024 -1.028 3 4 5 č. 41 3.57 1.531 .334 -.649 2 3 5 č. 49 4.46 1.568 -.289 -.762 3 5 6 *č. 50 3.44 1.665 .383 -.770 2 3 5 č. 60 3.50 1.687 .290 -.897 2 3 5 *č. 62 3.01 1.643 .691 -.443 2 3 4 *č. 63 3.00 1.668 .663 -.526 2 3 4 č. 66 3.21 1.735 .525 -.791 2 3 5 *č. 67 2.93 1.679 .736 -.457 2 2 4 č. 99 2.74 1.700 .956 -.099 1 2 4 Laissez-faire(LF) *č. 37 2.42 1.631 1.170 .430 1 2 3 č. 40 2.88 1.559 .533 -.679 2 3 4 *č. 48 2.58 1.650 1.093 .238 1 2 3 *č. 52 2.75 1.733 .851 -.342 1 2 4 *č. 58 2.47 1.654 1.143 .366 1 2 3 č. 69 2.99 1.763 .750 -.461 2 2 4 č. 75 3.30 1.759 .426 -.899 2 3 5 č. 76 2.55 1.610 1.070 .324 1 2 3 č. 87 2.46 1.443 1.122 .834 1 2 3 č. 91 2.85 1.608 .855 -.179 2 2 4 č. 95 2.52 1.583 1.143 .494 1 2 3 Poznámka. Hvězdičkou jsou označeny položky zařazené do finální verze dotazníku (znění položek viz Příloha č. 2) STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 109 První konfirmační faktorovou analýzu na větší části náhodně rozděleného vzorku (N = 734, 90 položek) jsem provedl v programu MPLUS 6.1 (Muthén & Muthén, 2011) s estimátorem MLR. Shoda modelu s daty nebyla uspokojivá (8faktorový model: χ2 (3887) = 12 886.710; p < 0.001; CFI = .800; TLI = .793; RMSEA [90% CI] = .056 [.055; .058]; 8faktorový model s TFL jako faktorem druhého řádu: χ2 (3901) = 13 267.758; p < .001; CFI = .974; TLI = .788; RMSEA [90% CI] = .057 [.056; .058]). Důvodem bylo zejména to, že kvůli vysokému počtu položek v jednotlivých subškálách se některé položky významně překrývaly a shodu modelu s daty zhoršovaly nepovolené reziduální korelace. Řada položek měla také tendenci být sycena více faktory. Týkalo se to zejména položek z jednotlivých subškál transformačního leadershipu, které měly tendenci být syceny rovněž faktorem idealizovaný vliv. Ovšem pouze 6 z 90 položek mělo standardizovaný faktorový náboj nižší než .4, což svědčí o tom, že položky byly v expertním panelu přiřazeny k jednotlivým subškálám poměrně dobře. Pro redukci počtu položek jsem zvolil kombinaci analýzy položek a přístup využívající faktorovou analýzu. Nejprve jsem posoudil variabilitu všech devadesáti položek. Hodnotitelé měli tendenci využívat při posuzování transformačního leadershipu a podmíněného odměňování zejména horní polovinu škály. U položek laissez-faire leadershipu zase využívali především dolní polovinu škály. U všech položek využili respondenti všechny nabízené kategorie odpovědí. Pouze u čtyř položek zvolila více než třetina lidí jednu z krajních kategorií (položky č. 29, 37, 56 a 58). Výrazné to bylo zejména u položky č. 56 („Podřízené zná osobně“), kde 53,8 % respondentů odpovídalo na sedmibodové škále maximální hodnotou 7. Tuto položku jsem z dalšího zpracování vyřadil. Kategorie 1-4 vybralo necelých 14 % respondentů a položka by tak příliš STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 110 nepomáhala rozlišovat úroveň transformačního leadershipu mezi různými leadery. Ve výstupech z faktorové analýzy jsem se v první fázi zaměřil na položky, které měly tendenci být syceny více faktory a na položky s vysokými reziduálními korelacemi. Redukci jsem prováděl v několika krocích, protože vyřazení každé položky měnilo podobu dotazníku, a tím i vztahy mezi položkami a faktory a mezi položkami navzájem. Postupoval jsem dle velikosti modifikačních indexů a počtu problematických charakteristik jednotlivých položek. Dále jsem sledoval také výši faktorového náboje tak, aby žádná položka v žádné subškále neměla standardizovaný faktorový náboj nižší než 0.3. Když jsem každou z osmi subškál zredukoval na právě čtyři položky, provedl jsem finální konfirmační faktorovou analýzu, která již ukazovala dobrou shodu dat s teoretickým modelem (N = 734; χ2 (436) = 974.553; p < 0,001; CFI = .957; TLI = .952; RMSEA [90% CI] = .041 [.038; .044]). Všechny standardizované faktorové náboje byly vyšší než .480. Protože jsem dobrou shodu modelu s daty nalezl na datech, která jsem využil pro redukci dotazníku, otestoval jsem stejný model na nezávislém datovém souboru (tj. na druhé dosud nepoužité části dat). Tato analýza také ukázala dobrou shodu dat s modelem (N = 350; χ2 (436) = 719.045; p < 0.001; CFI = 0.954; TLI = .948; RMSEA [90% CI] = .043 [.037; .049]), koeficienty jsou srovnatelné s analýzou provedenou na prvním datovém souboru. Všechny standardizované faktorové náboje byly vyšší než .421. Abych mohl provádět další analýzy na celém datovém souboru, testoval jsem invarianci mezi oběma náhodně rozdělenými částmi vzorku. V Tabulce 4 uvádím nejprve výsledky konfirmační faktorové analýzy provedené odděleně na obou vzorcích a následně výsledky několika více- STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 111 skupinových (angl. multi-group) analýz provedených na celém datovém souboru s odlišením první a druhé části vzorku. První více-skupinový model označený jako M0 slouží jako výchozí (angl. baseline) model pro další srovnávací analýzy. Předpokládá, že faktorové náboje a intercepty (průsečíky) jednotlivých položek se u obou částí vzorku mohou lišit. Dobrá shoda dat s tímto modelem poukazuje na konfigurální invarianci CLQ, tedy na to, že předpokládaný model s osmi faktory, z nichž každý sytí čtyři indikátory, vysvětluje data dobře v obou částech vzorku. Druhý multi-group model (M1) testuje srovnáním s prvním modelem metrickou invarianci napříč oběma částmi vzorku. Zafixoval jsem faktorové náboje tak, aby byly v obou částech vzorku stejné. Pokud by byly oba modely metricky invariantní, nemělo by vést zafixování faktorových nábojů k významnému zhoršení modelu. Pro posouzení rozdílu ve fitu modelů jsem testoval rozdíl χ2 upravených škálovací korekcí Satorry a Bentlera (2010). Využití korekce bylo nutné, protože jsem pro analýzu modelů použili robustní estimátor (MLR) (Dimitrov, 2010). Jak je zřejmé z Tabulky 4, ke zhoršení shody modelu s daty skutečně nedošlo, protože změna v χ2 je malá a statisticky nevýznamná. Protože χ2 test je citlivý na velikost vzorku a při velkém vzorku vychází jako statisticky významné i věcně málo významné rozdíly, doporučují někteří autoři využít pro srovnání modelů také rozdíl v hodnotě jiných indexů dobré shody (Dimitrov, 2010). Cheung a Rensvold (2002) doporučují zaměřit se zejména na rozdíl v comparative-fit-indexu (CFI) a uvádí, že o invarianci svědčí rozdíl větší než -.01. Rozdíl CFI (CFIM1 – CFIM0) v modelech s uvolněnými a zafixovanými faktorovými náboji položek je blízký nule, což svědčí o metrické invarianci napříč oběma částmi vzorku. STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 112 Třetí více-skupinový model (M2) testuje srovnáním s předchozím modelem (M1) skalární invarianci napříč oběma částmi vzorku. V modelu jsem zafixoval jak faktorové náboje, tak intercepty položek tak, aby byly v obou částech vzorku stejné. O skalární invarianci svědčí, pokud zafixování interceptů nevede ke zhoršení modelu. Jak je zřejmé z nesignifikantního χ2 testu i z nulového rozdílu CFI (viz Tabulka 4), zafixování interceptů nevedlo ke zhoršení modelu. V obou částech vzorku tedy respondenti odpovídali při průměrné úrovni jednotlivých faktorů v průměru podobně na jednotlivé položky dotazníku. Ve čtvrtém více-skupinovém modelu (M3) jsem nechal zafixované faktorové náboje a intercepty tak, aby byly v obou částech vzorku stejné. V první větší části vzorku (N = 734) jsem nechal průměry faktorů zafixované na 0 a rozptyly na 1. Navíc jsem ale uvolnil průměry a rozptyly faktorů ve druhé menší části vzorku, aby je program MPLUS odhadl. Tento model (M3) má méně omezení než předchozí model (M2), protože má o osm více uvolněných průměrů a o osm více uvolněných rozptylů. Pro testování invariance průměrů jsem zjišťoval, zda má více omezený model (M2) významně horší shodu s daty než méně omezený model (M3). Jak vyplývá z Tabulky 4, zafixování průměrů a rozptylů faktorů (M2) nevede ke zhoršení modelu (oproti M3). Oba modely mají téměř stejný korigovaný χ2 i hodnotu CFI. Také pohled na rozdíly mezi průměry jednotlivých faktorů (latentních proměnných, škál dotazníků, tedy osmi dimenzí leadershipu) ukázal, že průměrná úroveň latentních proměnných je v obou částech vzorku přibližně stejná, a že se žádný z průměrů v druhé části vzorku signifikantně neliší od průměru stejné latentní proměnné v první části vzorku. Průměry jsou tedy invariantní napříč oběma částmi vzorku. Na základě důkazů o invarianci pracuji v dalších analýzách s oběma částmi vzorku dohromady, analýzy tedy provádím na N = 1 084. STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 113 Tabulka 4. Invariance dotazníku mezi dvěma náhodně rozdělenými částmi vzorku Shoda dat s modelem Test invariance Model/invariance χ2 df p CFI TLI RMSEA [90%CI] SRMR SBSΔχ2 (df) p(Δχ2) ΔCFI N1 = 734 974.553 436 < .01 .957 .952 .041 [.038, .044] .051 N2 = 350 719.045 436 < .01 .954 .948 .042 [.043, .049] .055 M0 baseline 1694.227 872 < .01 .956 .950 .042 [.039, .045] .052 M1 metrická 1727.361 904 < .01 .956 .952 .041 [.038, .044] .056 M1-M0: 30.148 (32) .561 .00 M2 skalární 1758.369 936 < .01 .956 .954 .040 [.037, .043] .057 M2-M1: 25.866 (32) .747 .00 M3 rozdílné průměry 1742.499 920 < .01 .956 .953 .041[.038, .044] .054 M2-M3: 0.00 (16) >.999 .00 STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 114 3.2 Srovnání alternativních modelů Při využití celého vzorku měl osmifaktorový model velmi dobrou shodu s daty (χ2 (436) = 1235.616, CFI = .957, TLI = .951, RMSEA = .041). Na základě modifikačních indexů jsem sledoval, u jakých položek by umožnění vícenásobného faktorového náboje nejvíce zvýšilo shodu modelu s daty. Nejvyšší modifikační indexy byly u položek IV3 (tendence být sycena také inspirující motivací a podmíněným odměňováním), IM4 (intelektuální stimulací a osobním přístupem) a AR2 (intelektuální stimulací, osobním přístupem a podmíněným odměňováním). Modifikační indexy poukázaly také na reziduální korelace, jejichž fixování na nulu nejvíce snižovalo shodu dat s modelem. Nejsilnější byly mezi položkami IS2 a IM1 a mezi položkami PR1 a PR3. Tabulka 5 prezentuje výsledky konfirmační faktorové analýzy také pro alternativní modely leadershipu. Nejlepší shodu s daty lze vidět právě u osmifaktorového modelu (viz také Obrázek 3), který odpovídá komplexnímu modelu leadershipu. Tento model měl věcně i statisticky významně lepší shodu s daty než všechny v tabulce výše uvedené jednodušší modely (dle Δχ2 testu po Satorra-Bentler korekci, p < .001). Shodu osmifaktorového modelu s daty lze označit za velmi dobrou (Hu & Bentler, 1999). Ostatní testované nehierarchické modely neměly dobrou shodu s daty. Všechny tři testované hierarchické modely měly uspokojivou shodu s daty. Teorii transformačního leadershipu nejvíce odpovídající model s transformačním leadershipem jako faktorem druhého řádu (viz také Obrázek 4) vysvětloval dle indexů dobré shody data nejlépe. V tomto modelu také sytil faktor druhého řádu poměrně silně faktory prvního řádu odpovídající dimenzím transformačního leadershipu (IV: λ = .850, IM: λ STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 115 = .864, IS: λ = .906, IP: λ = .914). Zároveň v tomto modelu koreloval faktor druhého řádu velmi silně s podmíněným odměňováním (r = .961). Zahrnutí podmíněného odměňování mezi faktory sycené transformačním leadershipem nevedlo k věcně významnému zhoršení indexů dobré shody a faktor podmíněné odměňování měl velmi silný faktorový náboj na faktor druhého řádu (λ = .975). STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 116 Tabulka 5. Srovnání alternativních modelů leadershipu (CFA) model popis χ2 df p CFI TLI RMSEA [90%CI] SRMR Nulový model 18984.624 496 <.001 .000 .000 .185 [.183, .188] .394 1faktorový 6247.981 464 <.001 .687 .666 .107 [.105, .110] .096 2faktorový TFL+PO+AR / PR+LF 4955.926 463 <.001 .757 .740 .095 [.092, .097] .093 2faktorový TFL+PO / AR+PR+LF 4732.364 463 <.001 .769 .753 .092 [.090, .095] .091 3faktorový TFL / PO+AR / PR+LF 4786.630 461 <.001 .766 .748 .093 [.091, .095] .089 5faktorový TFL / 4 ostatní 2974.191 454 <.001 .864 .851 .072 [.069, .074] .064 6faktorový spojeny IV+IM a PR+LF 3298.335 449 <.001 .846 .830 .077 [.074, .079] .075 7faktorový spojeny IV+IM 2129.454 443 <.001 .909 .898 .059 [.057, .062] .055 7faktorový spojeny PR+LF 2413.177 433 <.001 .893 .881 .064 [.062, .067] .069 8faktorový 1235.616 436 <.001 .957 .951 .041 [.038, .044] .049 8+1faktorový 2. řád: TFL 1563.117 450 <.001 .940 .934 .048 [.045, .050] .060 8+1faktorový 2. řád: TFL+PO 1622.611 453 <.001 .937 .931 .049 [.046, .051] .061 8+1faktorový 2. řád: všechny 1888.787 456 <.001 .923 .916 .054 [.051, .056] .074 Poznámka. TFL = všechny 4 škály transformačního leadershipu. STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 117 3.3 Analýza jednotlivých položek a subškál V Tabulce 6 jsou uvedeny popisné statistiky pro všechny položky zařazené do CLQ a korelace položek se zbytkem příslušné subškály. Průměry všech položek jsou o více než jednu směrodatnou odchylku vzdáleny od krajních bodů hodnotící škály. Z tabulky je patrné, že u sociálně žádoucích dimenzí leadershipu (transformační dimenze a podmíněné odměňování) měli respondenti tendenci využívat více horní část škály, zatímco u sociálně nežádoucích dimenzí využívali spodní část škály značící nízkou frekvenci takového chování jejich leadera. U každé položky využili respondenti všech sedm bodů hodnotící škály a s výjimkou dvou položek (LF1 a LF3) se nestalo, že by si některý bod hodnotící škály vybralo více než 30 % respondentů. Zmíněné dvě výjimky jsou dvě položky ze škály laissez-faire leadershipu a popisují tedy toxické chování leadera (Pelletier, 2010). Je pochopitelné, že se takové chování u podstatné části leaderů nevyskytuje, a tedy že zhruba třetina respondentů volila u těchto položek odpověď „nikdy“. Zároveň se ale domnívám, že je užitečné, aby dotazník rozlišoval míru tohoto toxického chování u zbývajících dvou třetin vzorku. Korigované korelace skóru položky s celkovým skórem subškály (bez příslušné položky) ukazují na poměrně vysokou rozlišovací účinnost položek. Všechny korigované korelace výrazně přesahují doporučovanou hodnotu .30 (Kline, 2011). S výjimkou jedné subškály přesahují vždy hodnotu .50. Jediná subškála s nižší hodnotou korelací mezi položkami a škálou je subškála aktivního řízení podle odchylek. I u této subškály je ale nejnižší hodnota korigované korelace .42. Položky z jednotlivých subškál spolu statisticky významně korelují. Korelace mezi žádnými dvěma STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 118 položkami ale nepřesahuje .80, což značí, že mezi žádnými položkami není příliš velký významový překryv. Tabulka 6. Popisné statistiky a korelace položek Med. 1 2 3 4 5 6 7 M SD rt rx1 rx2 rx3 Mrxy Idealizovaný vliv IV1 6 1.3 6.4 5.9 11.8 13.6 34.0 27.0 5.402 1.548 .756 .621 IV2 6 2.2 7.7 7.8 13.8 16.5 27.8 24.2 5.148 1.649 .787 .722 IV3 6 4.7 6.4 7.3 13.0 18.4 27.1 23.2 5.079 1.715 .557 .493 .520 IV4 6 2.4 6.8 8.4 11.0 16.5 29.1 25.8 5.229 1.649 .780 .726 .780 .503 Inspirujícímo- tivace IM1 6 2.5 5.8 6.5 11.8 17.7 26.8 28.8 5.321 1.619 .808 .676 IM2 6 2.5 6.5 6.5 14.6 19.4 28.4 22.1 5.157 1.592 .745 .685 IM3 5 3.1 3.7 4.9 18.3 20.3 29.4 20.3 5.184 1.512 .698 .678 .576 IM4 6 2.8 5.4 6.5 11.3 18.1 29.4 26.5 5.307 1.602 .810 .756 .728 .637 Intelekt.stimu- lace IS1 5 5.6 11.9 9.8 11.1 22.7 24.9 14.0 4.641 1.777 .723 .675 IS2 5 2.7 7.8 8.9 12.1 19.6 23.8 25.0 5.096 1.686 .739 .619 IS3 6 2.4 6.4 7.3 10.8 21.2 31.3 20.7 5.185 1.569 .766 .617 .667 IS4 5 4.8 9.5 10.2 12.1 23.7 25.6 14.1 4.735 1.705 .821 .704 .691 .750 Individuální přístup IP1 5 4.8 6.8 9.5 11.8 22.7 29.0 15.4 4.893 1.666 .782 .666 IP2 5 9.0 11.7 11.2 13.4 21.0 22.6 11.1 4.377 1.834 .747 .698 IP3 5 7.4 11.1 10.8 15.7 22.5 22.2 10.3 4.429 1.754 .721 .672 .599 IP4 4 12.1 14.6 16.8 18.9 19.0 13.0 5.6 3.797 1.737 .770 .682 .685 .659 Podmíněnéod- měňování PO1 5 4.5 10.5 10.8 12.7 17.5 24.9 19.0 4.790 1.788 .646 .472 PO2 4 13.0 12.1 12.9 16.1 15.3 17.2 13.5 4.139 1.954 .502 .469 PO3 5 4.4 6.6 8.3 11.1 19.8 29.7 20.0 5.044 1.687 .600 .510 .418 PO4 6 2.6 3.8 7.5 7.4 19.1 30.2 29.5 5.452 1.551 .590 .477 .352 .524 Akt.řízenídle odchylek AR1 4 7.2 22.0 18.0 20.4 15.1 10.9 6.5 3.728 1.674 .439 .378 AR2 6 0.6 4.2 8.3 11.4 19.7 28.7 27.0 5.397 1.462 .499 .297 AR3 5 3.5 10.1 11.8 17.4 23.6 21.3 12.2 4.601 1.632 .421 .340 .271 AR4 5 1.5 5.7 8.9 14.9 23.6 31.2 14.3 5.042 1.462 .610 .388 .597 .375 Pas.řízenídle odchylek PR1 2 20.9 31.5 15.4 11.2 11.3 6.4 3.3 2.929 1.679 .785 .686 PR2 3 11.4 23.1 21.1 17.1 13.2 9.7 4.4 3.443 1.665 .697 .654 PR3 3 19.6 29.5 16.6 13.4 10.6 7.1 3.1 2.996 1.668 .802 .717 .622 PR4 3 17.9 30.7 17.5 14.0 9.3 7.5 3.0 3.007 1.643 .803 .715 .624 .782 Laissez-fairele- adership LF1 2 37.9 28.0 12.1 8.3 5.5 5.8 2.3 2.422 1.631 .739 .609 LF2 2 29.9 33.8 12.5 8.4 6.2 6.5 2.8 2.579 1.650 .652 .565 LF3 2 29.6 27.7 13.1 11.3 7.7 7.4 3.2 2.749 1.733 .654 .584 .515 LF4 2 36.1 30.2 10.0 8.8 7.9 3.9 3.2 2.469 1.654 .789 .739 .632 .616 Poznámka. Med = Medián; 1 - 7 = relativní četnost jednotlivých odpovědí u jednotlivých otázek; rt = korelace položky se zbytkem subškály; Mrxy = průměrná korelace položek v rámci subškály; rx1 - rx3 = korelace položky s první až třetí položkou ze stejné subškály. STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 119 Sledoval jsem také, zda jsou všechny položky dotazníku dostatečně syceny faktorem odpovídajícím jejich subškále. V prvním sloupci Tabulky 7 jsou uvedeny standardizované faktorové náboje, které v osmifaktorovém nehierarchickém modelu přesahují pro všechny položky hodnotu .45. Pokud bychom sloučili všech 16 položek spadajících do dimenzí transformačního leadershipu do jediné škály, měla by tato škála velmi vysokou vnitřní konzistenci (α = .950, ω = .951). Bez ohledu na použitý odhad reliability vykazují také všechny subškály dobrou vnitřní konzistenci v rozmezí .70 - .90 (viz Tabulka 7). Jednotlivé subškály jsou tedy vnitřně konzistentní, ale zároveň odhad vnitřní konzistence nepřesahuje hodnotu .90, což by mohlo indikovat přílišnou homogenitu subškály a významový překryv položek (Streiner, 2003). V Tabulce 7 uvádím také, jakých hodnot α a ω by subškála dosáhla, pokud bych z ní vyřadil každou z položek. Jak je z tabulky patrné, s jedinou výjimkou přispívají všechny položky k vnitřní konzistenci škály. Výjimkou je položka IV3 v subškále idealizovaného vlivu. Její odstranění by ale vedlo jen k malému nárůstu vnitřní konzistence subškály a to až téměř k hodnotě .90. STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 120 Tabulka 7. Faktorové náboje položek a reliabilita subškál λ S.E. αd α ωd ω ωSC Idealizovanývliv IV1 .861 .013 .802 .866 .815 .874 .874 IV2 .829 .014 .814 .828 IV3 .617 .029 .893 .894 IV4 .874 .012 .799 .813 Inspirujícímoti- vace IM1 .874 .012 .846 .894 .850 .895 .896 IM2 .793 .018 .870 .872 IM3 .743 .019 .887 .887 IM4 .880 .012 .846 .848 Intelekt.sti- mulace IS1 .764 .015 .876 .891 .877 .893 .892 IS2 .798 .015 .868 .873 IS3 .849 .013 .859 .861 IS4 .878 .010 .837 .839 Individuální přístup IP1 .800 .014 .850 .888 .853 .889 .886 IP2 .872 .011 .846 .848 IP3 .750 .018 .868 .869 IP4 .828 .012 .859 .860 Podmíněné odměňování PO1 .710 .019 .685 .776 .704 .784 .768 PO2 .777 .017 .712 .732 PO3 .716 .021 .720 .726 PO4 .516 .027 .770 .773 Akt.řízenídle odchylek AR1 .481 .031 .672 .702 .712 .720 .705 AR2 .684 .026 .633 .637 AR3 .461 .032 .682 .717 AR4 .842 .022 .566 .568 Pas.řízenídle odchylek PR1 .867 .017 .856 .897 .857 .898 .899 PR2 .836 .015 .862 .867 PR3 .870 .016 .856 .857 PR4 .744 .018 .894 .895 Laissez-faire leadership LF1 .818 .018 .810 .861 .814 .864 .864 LF2 .697 .023 .845 .850 LF3 .739 .020 .845 .850 LF4 .878 .014 .788 .790 Poznámka. Λ = standardizovaný faktorový náboj; S.E. = standardní chyba faktorového náboje; αd = Cronbachovo alfa subškály po vyřazení položky; α = Cronbachovo alfa subškály; ωd = McDonaldova omega po vyřazení položky; ω = McDonaldova omega subškály; ωSC = je ukazatel reliability sub-škály v modelu s korelovanými faktory dle Cho (2016). STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 121 Respondenti měli tendenci hodnotit transformační přístup a podmíněné odměňování leaderů s využitím horní části škály. To se odráží v tom, že jsou průměry proměnných odpovídající dimenzím transformačnímu leadershipu a podmíněnému odměňování vyšší než 4.37 (na škále 1-7) a mají mírně negativně zešikmené rozdělení. Naopak pasivní řízení podle odchylek a laissez-faire leadership posuzovali hodnotitelé více s využitím spodní části škály, což se odráží v průměrech nižších než 3.10 a v pozitivně zešikmeném rozdělení (viz Tabulka 8). Tabulka 8 ukazuje také korelace mezi dimenzemi leadershipu. Korelace latentních proměnných jsou uvedeny nad diagonálou. Středně silně až silně mezi sebou korelovaly faktory transformačního leadershipu a podmíněné odměňování. Pasivní řízení podle odchylek korelovalo středně silně pozitivně s laissezfairem leadershipem. Oba tyto faktory korelovaly negativně jak s faktory transformačního leadershipu, tak s podmíněným odměňováním. V případě pasivního řízení podle odchylek byly tyto korelace slabé až středně silné, v případě laissez-faire leadershipu byly středně silné až silné. Aktivní řízení podle odchylek korelovalo s ostatními dimenzemi slabě nebo vůbec. Pod diagonálou jsou v tabulce uvedeny korelace součtových skórů, které dosahují nižších hodnot než korelace latentních proměnných, ale popisují podobné vztahy. STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 122 Tabulka 8. Popisné statistiky a korelace subškál M SD Šik. Špič. IV IM IS OP PO AR PR LF Idealizovaný vliv 5.214 .139 -.901 .022 .709 .716 .781 .836 .290 -.488 -.841 Inspirující motivace 5.242 .084 -.891 .229 .662 .810 .762 .860 .241 -.346 -.662 Intelektuální stimulace 4.914 .267 -.673 -.377 .649 .719 .874 .845 .066 -.347 -.621 Osobní přístup 4.374 .449 -.461 -.633 .696 .669 .773 .867 .134 -.347 -.629 Podmíněné odměňování 4.856 .550 -.650 -.261 .682 .703 .676 .689 .350 -.491 -.823 Aktivní řízení 4.692 .720 -.399 -.249 .232 .188 .070 .111 .290 -.413 -.385 Pasivní řízení 3.094 .235 .650 -.310 -.444 -.315 -.300 -.315 -.401 -.367 .656 Laissez-faire leadership 2.555 .146 1.064 .487 -.747 -.594 -.551 -.548 -.671 -.298 .586 Poznámky. Uvedeny jsou průměry a směrodatné odchylky součtových skórů jednotlivých subškál; pod diagonálu jsou korelace součtových skórů; nad diagonálou jsou korelace latentních proměnných; všechny korelace jsou signifikantní s p < .001 s výjimkou korelace Intelektuální stimulace a Aktivního řízení dle odchylek u součtových škál (p = .022) i u latentních proměnných (p = .124) a korelace Aktivního řízení dle odchylek a Osobního přístupu u latentních proměnných (p = .002). 3.3 Testování invariance V Tabulce 9 uvádím výsledky testu invariance při rozdělení vzorku dle genderu leadera, genderu následovníka (respondenta), dle velikosti vedené skupiny a dle sektoru, ve kterém leadeři působí. Pro každý test invariance jsou nejprve uvedeny výsledky konfirmační faktorové analýzy provedené odděleně na obou srovnávaných částech vzorku. První víceskupinová konfirmační faktorová analýza sloužící jako výchozí (baseline) pro další srovnávání. Tato více-skupinová analýza testuje model předpokládající stejnou faktorovou strukturu, ale různé faktorové náboje a intercepty v jednotlivých částech vzorku. Dobrá až velmi dobrá shoda těchto modelů s daty v případě všech čtyř rozdělených vzorků poukazuje na konfigurální invarianci dotazníku napříč srovnávanými sku- pinami. Další analýza testuje model, předpokládající stejné faktorové náboje v obou částech rozděleného vzorku a slouží k testování metrické invariance. V případě analýzy vzorků rozdělených dle genderu leadera, dle velikosti vedené skupiny a dle sektoru organizace nevysvětluje baseline STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 123 model data statisticky významně lépe než model se zafixovanými faktorovými náboji. To značí podporu pro metrickou invarianci, tedy pro předpoklad, že se faktorové náboje napříč srovnávanými skupinami neliší. V případě testování invariance mezi hodnoceními provedenými muži a ženami byl baseline model statisticky významně lepší (p = .019) než model se zafixovanými faktorovými náboji. Rozdíl mezi oběma modely byl ale věcně málo významný (ΔCFI = .001), což znamená dle Cheunga a Rensvolda (2002) podporu pro metrickou invarianci i z hlediska genderu hodnotitele. Poslední analýza testuje model, který předpokládá stejné faktorové náboje i intercepty v obou částech rozděleného vzorku a slouží k testování skalární invariance. Všechny modely umožňující různé intercepty v obou částech vzorku měly statisticky významně lepší shodu s daty než jednodušší modely se zafixovanými intercepty indikátorů napříč skupinami. Tyto statisticky významné rozdíly nicméně nebyly příliš věcně významné a poukazovaly na pouze velmi malé rozdíly v tom, jak respondenti ve srovnávaných částech vzorku odpovídali na jednotlivé položky. Zafixování interceptů vedlo k věcně zanedbatelnému snížení shody dat s modelem. V souladu s Cheungem a Rensvoldem (2002) je třeba brát takový výsledek jako podporu pro skalární invarianci dotazníku z hlediska genderu leadera, genderu hodnotitele, velikosti vedené skupiny i sektoru or- ganizace. STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 124 Tabulka 9. Testování invariance dle genderu, velikosti týmu a odvětví Shoda dat s modelem Test invariance model/invariance χ2 df p CFI TLI RMSEA [90%CI] SRMR SBS Δχ2 (df) p ΔCFI gender leadera muži (N=657) 921.596 436 < .01 .957 .951 .041 [.037, .045] .051 ženy (N=426) 856.485 436 < .01 .945 .938 .048 [.043, .052] .054 baseline 1778.237 872 < .01 .952 .946 .044 [.041, .047] .052 metrická 1817.415 904 < .01 .952 .947 .043 [.040, .046] .055 37.210 (32) .242 < .01 skalární 1880.852 936 < .01 .950 .947 .043 [.040, .046] .057 63.313 (32) < .01 < .01 gender respondenta muži (N=328) 636.479 436 < .01 .960 .954 .037 [.031, .044] .053 ženy (N=755) 1089.480 436 < .01 .952 .946 .045 [.041, .048] .052 baseline 1735.451 872 < .01 .954 .948 .043 [.040, .046] .052 metrická 1787.074 904 < .01 .953 .949 .042 [.040, .045] .068 50.715 (32) .019 < .01 skalární 1855.075 936 < .01 .951 .948 .043 [.040, .045] .070 68.811 (32) < .01 < .01 počet následovníků 1-10 (N=388) 710.765 436 < .01 .960 .955 .040 [.035, .046] .054 11-100 (N=601) 954.549 436 < .01 .951 .944 .044 [.041, .048] .051 baseline 1669.169 872 < .01 .955 .948 .043 [.040, .046] .052 metrická 1700.199 904 < .01 .955 .950 .042 [.039, .045] .054 27.889 (32) .675 < .01 skalární 1759.560 936 < .01 .953 .950 .042 [.039, .045] .054 59.219 (32) < .01 < .01 sektor organizace business (N=513) 936.577 436 < .01 .945 .937 .047 [.043, .051] .057 veřejný (N=310) 701.790 436 < .01 .954 .947 .044 [.038, .050] .049 baseline 1641.535 872 < .01 .948 .941 .046 [.043, .050] .054 metrická 1673.964 904 < .01 .948 .943 .045 [.042, .049] .057 30.313 (32) 0.552 < .01 skalární 1786.615 936 < .01 .943 .939 .047 [.044, .050] .062 121.882 (32) < .01 < .01 STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 125 4. Diskuze Český Dotazník přístupu k vedení lidí, jehož vznik popisuje tato studie, má 32 položek měřících 8 dimenzí leadershipu v souladu s osmifaktorovým komplexním modelem leadershipu. Dotazník jsem vytvořil výběrem 32 tvrzení ze 171 unikátních tvrzení popisujících možné chování leadera. Výběr položek proběhl na základě expertního posouzení položek třemi odborníky na leadership a dle kvantitativní analýzy provedené na datech získaných od více než 1 000 respondentů. Položky byly do dotazníku vybrány tak, aby byly jednoznačné, srozumitelné, dobře reprezentovaly příslušnou dimenzi leadershipu, obsahově se nepřekrývaly s jinými dimenzemi a jinými položkami a aby dostatečně rozlišovaly mezi hodnocenými leadery. Prvotní analýzy provedené na příležitostném vzorku respondentů, hodnotících své leadery, přinesly podporu pro faktorovou validitu dotazníku. Data získaná dotazníkem měla velmi dobrou shodu s nehierarchickým osmifaktorovým modelem, který byl použit jako teoretický model při tvorbě dotazníku. Osmifaktorový model prokázal také silnou invarianci vzhledem k genderu leadera, genderu hodnotitele, velikosti skupiny a vzhledem k sektoru, ve kterém leader působí. Toto zjištění přineslo podporu pro předpoklad, že je možné použít Dotazník přístupu k vedení lidí pro posouzení leadershipu různých leaderů a v různém prostředí. O něco nižší než nehierarchický model, ale stále ucházející shodu s daty, měl hierarchický model s transformačním leadershipem jako s faktorem druhého řádu. Modely s faktorem vyššího řádu mají implicitní omezení týkající se odhadování faktorových nábojů položek na faktor nižšího řádu (tzv. „proportionality constraint“). Tyto náboje nejsou odhadovány STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 126 volně jako u jednoduchých nebo bifaktorových modelů, ale jsou omezeny předpokladem shodného poměru rozdělení rozptylu položky na specifický faktor a faktor druhého řádu u všech položek spadajících pod faktor druhého řádu (Gignac, 2016). Takový předpoklad naplní jen málo komplexních modelů. Proto u nich obecně nacházíme nižší shodu modelu s daty než u alternativních nehierarchických modelů. Domnívám se tedy, že i přes o něco nižší hodnotu indexů dobré shody má cenu uvažovat o hierarchickém modelu jako o modelu relevantním pro CLQ a při výzkumech zaměřených na transformační leadership operacionalizovat transformační leadership v rámci strukturních modelů jako faktor druhého řádu. Dimenze transformačního leadershipu spolu poměrně silně korelují a pokud bychom se všemi 16 položkami spadajícími pod dimenze transformačního leadershipu pracovali jako s jedinou škálou, měla by tato škála velmi vysokou vnitřní konzistenci. V hierarchickém modelu přesahují faktorové náboje všech dimenzí transformačního leadershipu na faktor vyššího řádu hodnotu .85. Domnívám se tedy, že dotazník přístupu k vedení lidí je možné použít pro měření celkového transformačního přístupu i při použití součtového skóru. Ze srovnání alternativních modelů nevyplynulo jako účelné slučovat faktory idealizovaného vlivu a inspirující motivace a faktory pasivního řízení podle odchylek a laissez-faire leadershipu tak, jak doporučují někteří autoři (např. Den Hartog et al., 1997; Lievens et al., 1997; van Knippenberg & Sitkin, 2013). Domnívám se, že k tomu přispělo jasnější rozlišení obsahu dimenzí idealizovaný vliv a inspirující motivace, které se v některých starších definicích překrývají (např. Bass, 1997; Bono & Judge, 2004; Judge & Piccolo, 2004). STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 127 Pohled na korelační matici ukázal velmi silný vztah podmíněného odměňování a dimenzí transformačního leadershipu a faktorová analýza ukázala velmi silný vztah transformačního leadershipu jako faktoru druhého řádu a podmíněného odměňování. Podmíněné odměňování má silný vztah k dimenzím transformačního leadershipu také při měření dotazníkem MLQ (Avolio & Bass, 2004). A dle předchozích výzkumů souvisí podmíněné odměňování s dalšími konstrukty podobně silně jako dimenze transformačního leadershipu (např. Judge & Piccolo, 2004; Wang et al., 2011). Proto někteří autoři uvažují o podmíněném odměňování jako o faktoru, který by měl být součástí transformačního leadershipu (Den Hartog et al., 1997; Rafferty & Griffin, 2004). Naše výsledky ukazují, že jsou takové úvahy smysluplné i při měření leadershipu pomocí CLQ. Nicméně takové úvahy by vyžadovaly změnit definici transformačního leadershipu tak, aby podmíněné odměňování zahrnovala (viz výše kapitola Kritika klasického pojetí transakčního a transformačního leade- rshipu). Z položek zařazených do výsledného dotazníku se jako potenciálně nejvíce problematická jeví položka IV3 ze subškály idealizovaného vlivu. Tato položka má blízko také k faktorům inspirující motivace a podmíněné odměňování. Jako jediná položka v dotazníku také nepřispívá k vnitřní konzistenci své subškály, má nižší korelaci se zbytkem své subškály než ostatní položky měřící transformační leadership a mezi položkami měřícími transformační leadership má nejnižší faktorový náboj. Domnívám se, že tato položka („Bere na sebe odpovědnost za výsledek skupiny.“) i přes výše uvedené skutečnosti obsahově patří do subškály idealizovaného vlivu, protože je její podstatou přejímání odpovědnosti. Přejímání odpovědnosti souvisí s tím, zda je leader následovníky vnímaný jako morální a je to také jedno z hlavních očekávání, která mají STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 128 následovníci od leadera (Gabriel, 2015). To, že se leader chová morálně a v souladu s očekáváními je klíčovou součástí definice idealizovaného vlivu. Ostatně položka IV3 má sice nižší faktorový náboj než ostatní položky, ale přesto má poměrně velký faktorový náboj na faktor idealizovaného vlivu i významnou korelaci se zbytkem škály. Položce ale budu věnovat zvýšenou pozornost v následujících studiích. Ostatní položky CLQ mají také vysoké faktorové náboje, přispívají k vnitřní konzistenci svých škál a mají dostatečnou variabilitu. Analýza reliability ukázala, že mají všechny subškály Dotazníku přístupu k vedení lidí dobrou vnitřní konzistenci. Ta v případě všech subškál přesahuje doporučenou hodnotu .70 a zároveň nepřesahuje hodnotu .90, což by svědčilo o nadbytečnosti některých položek. Součtové proměnné měřené jednotlivými subškálami mají rozdělení blízké normálnímu rozdělení. Od normálního rozdělení se nejvíce odchyluje laissez-faire leadership, který je pozitivně zešikmený v důsledku existence významné skupiny aktivních leaderů, kteří tento přístup vůbec neuplatňují a jsou svými následovníky hodnoceni v položkách měřících laissez-faire leadership krajní hodnotou „nikdy“. Rozložení odpovědí u jednotlivých dimenzí leadershipu se může lišit v závislosti na vzorku. Je možné, že můj vzorek poměrně mladých a vzdělaných respondentů měl více transformační a méně laissez-faire leadery, než by bylo běžné v celé populaci českých pracujících. V případě používání Dotazníku přístupu k vedení lidí pro výzkumné účely doporučuji vždy ověřovat rozdělení jednotlivých proměnných a zvážit, zda jsou plánované parametrické testy dostatečně robustní vůči nalezeným odchylkám. STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 129 Z výsledků Studie 1 celkově vyplývá, že se CLQ jeví jako metoda umožňující měřit v češtině styl vedení v souladu s komplexním osmifaktorovým modelem leadershipu. Zároveň je třeba říci, že tato studie přinesla pouze prvotní a dílčí důkazy o validitě a reliabilitě metody a prezentovala výsledky analýz provedené na jediném, byť rozsáhlém vzorku. Odhady validita a reliability metody jsou vždy vztaženy ke konkrétnímu kontextu měření. Aby bylo možné předpokládat použitelnost dotazníku napříč různými vzorky, bylo by dobré ověřit jeho psychometrické charakteristiky na dalších nezávislých vzorcích. Zároveň je potřeba doplnit další důkazy o validitě a reliabilitě metody. Kvalitativní posouzení položek třemi odborníky provedené při vzniku dotazníku není silným důkazem o obsahové validitě položek. Další studie by měla provést komplexnější a ideálně kvantitativní posouzení obsahové validity. Vnitřní konzistence, kterou jsem počítal pro jednotlivé subškály, je pouze jedním z možných odhadů reliability metody. V případě dotazníku posuzujícího styl vedení by bylo vhodné posoudit také to, jaké shody posuzovatelů dosahují hodnotitelé, pokud při podobných zkušenostech s využitím dotazníku posuzují stejného leadera. Tato studie nepřináší také žádné důkazy o vztahu dimenzí leadershipu měřených CLQ s dalšími teoreticky souvisejícími, či nesouvisejícími konstrukty. Tyto důkazy jsou přitom důležité pro posouzení konstruktové validity dotazníku. Pro validaci CLQ je tedy důležité provést další studie a získat nové důkazy o validitě a reliabilitě metody na nových vzorcích a s využitím dalších odhadů validity a reliability. Studie byla provedena na příležitostném vzorku, ve kterém byli respondenty spíše mladí a vzdělaní lidé s krátkou pracovní zkušeností. Vedle nadřízeného v práci měli možnost posuzovat i leadera pocházejícího z jiné než pracovní oblasti. Největší část datového souboru tvořila ovšem hodnocení manažerů působících v soukromých společnostech. STUDIE 1: VZNIK DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 130 Vzhledem k charakteristikám vzorku a přítomnosti leaderů nemanažerů ovšem nelze brát popisné statistiky prezentované v této studii jako základ pro normy při posuzování stylu vedení manažerů v českých podnicích nebo v českých organizacích. V další validační studii (viz níže Studie 3) budu usilovat o více homogenní vzorek z hlediska pozice leadera (manažer v dlouhodobém zaměstnání) a více heterogenní vzorek z hlediska sociodemografických charakteristik následovníků. STUDIE 2: POSOUZENÍ OBSAHOVÉ VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 131 Studie 2: Posouzení obsahové validity Dotazníku přístupu k vedení lidí 1. Úvod Cílem této studie je posoudit obsahovou validitu CLQ, jehož vznik jsem představil v předchozí studii. Obsahová validita (angl. content validity) je míra, do jaké jednotlivé složky (např. položky dotazníku) měřící metody reprezentují obsah konstruktu, který má tato metoda měřit (Haynes et al., 1995). V případě dotazníku stylu vedení jde tedy o to, zda položky CLQ skutečně reprezentují obsah transformačního, transakčního a laissez-faire leadershipu a jejich dimenzí tak, jak jsem je na základě rešerše literatury definoval. O obsahové validitě se dá uvažovat subjektivně či „kvalitativně“ na základě ústní shody expertů nebo se dá míra obsahové validity odhadovat pomocí kvantitativních indikátorů (Crawford & Kelder, 2019; Newman et al., 2013; Schriesheim et al., 1993). Ve vzorku dotazníků leadershipu publikovaných mezi lety 2000- 2016 v časopisech indexovaných v nejvyšších dvou kvartilech na Web of Science využilo pro posouzení obsahové validity kvantitativní metodu 65,7 % autorských týmů (Crawford & Kelder, 2019). V první studii jsem při představování vzniku CLQ uvedl, že jsme spolu se dvěma kolegy posuzovali každou položku, jejíž zařazení do dotazníku jsem zvažoval, a do prvního sběru dat jsem zařadil jen ty položky, u kterých jsme se po individuálním posouzení a následné diskuzi všichni shodli, že dobře a jednoznačně reprezentují příslušnou dimenzi leadershipu. Provedli jsme tedy kvalitativní posouzení položek, které vzhledem k nízkému počtu zapojených odborníků neumožnilo využití kvantitativních ukazatelů. Newman et al. (2013) doporučují kombinovat kvalitativní posouzení s kvantitativním STUDIE 2: POSOUZENÍ OBSAHOVÉ VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 132 posouzením provedeným větší skupinou odborníků. Jednou z možných metod umožňující kvantitativní posouzení obsahové validity je Content Validity Ratio (CVR) představené Lawshem již v roce 1975 (Lawshe, 1975; Wilson et al., 2012). Podle Newmana et al. (2013) je CVR stále nejvíce využívaným ukazatelem pro kvantifikaci obsahové validity. To byl jeden z důvodů, proč jsem jej zvolil pro posouzení obsahové validity CLQ. Druhým důvodem bylo, že tento ukazatel Lawshe (1975) vytvořil v kontextu výzkumu v organizacích a je tedy od počátku relevantní pro výzkum v oblasti managementu a řízení lidských zdrojů. Jako druhou metodu jsem zvolil Q-třídění v podobě poprvé použité MacKenziem et al. (1991) a následně doporučené Hinkinem et al. (1995) pro posouzení obsahové validity dotazníků měřících konstrukty v rámci managementu. Tato metoda byla nejčastěji použita při tvorbě vlivných dotazníků leadershipu, o kterých píšu v úvodních kapitolách této práce (např. Voegtlin, 2011; Walumbwa et al., 2008). Před posuzováním jsou hodnotitelé seznámeni s definicí konstruktů (či dimenzí), které má nová metoda měřit a následně přiřazují každou položku k definici, které podle nich položka nejlépe obsahově odpovídá (Hinkin, 1995). O obsahové validitě položky vypovídá, jak velký podíl hodnotitelů ji zařadí do správné kategorie. 2. Metoda 2.1 Vzorek Pro posouzení obsahové validity položek je ideální mít jako hodnotitele skupinu akademiků věnujících se přímo výzkumu konstruktu, který má STUDIE 2: POSOUZENÍ OBSAHOVÉ VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 133 dotazník měřit. Za dostačující se považuje oslovení lidí s akademickou zkušeností a náhledem na oblast, do které dotazník náleží (Crawford & Kelder, 2019). Vzhledem k tomu, že jsou položky CLQ formulované v češtině, musel jsem oslovit hodnotitele rozumějící česky. V českém prostředí neexistuje dostatečně velká skupina lidí věnujících se výzkumu transformačního leadershipu ani leadershipu obecně. Oslovil jsem proto lidi se vzděláním v oblasti managementu nebo pracovní psychologie, kteří mají minimálně magisterský titul a zkušenost s výzkumem. Celkem jsem oslovil 28 lidí, z nichž 25 souhlasilo se spoluprací. Odpovědi od prvních čtyř jsem využil pro pilotáž dotazníku a nalezení nejasnosti v zadání a chyb v definicích stylů vedení. Odpovědi od zbývajících 21 jsou prezentovány a analyzovány níže v rámci této studie. Celkem 14 z nich mělo titul Ph.D., 7 mělo dokončené magisterské vzdělání. Většina hodnotitelů měla vzdělání z oblasti managementu nebo businessu (13), zbylí měli vzdělání v oboru psychologie (7) nebo v jiném společensko-vědním oboru (1). Nadpoloviční většina hodnotitelů působila na akademické pozici (12) nebo jako student doktorského studia (1), menšina (8) působí v praxi. Jen jeden z hodnotitelů se považoval za odborníka v oblasti leadershipu. Většina (18) uvedla, že leadership spadá do jejich odbornosti okrajově. 2.2 Postup V prostředí Qualtrics jsem vytvořil dotazník, který jsem hodnotitelům administroval elektronicky prostřednictvím odkazu v emailu. V úvodní části jsem hodnotitelům představil následující definice 8 dimenzí STUDIE 2: POSOUZENÍ OBSAHOVÉ VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 134 transformačního, transakčního a laissez-faire leadershipu, které uvádím také v úvodu této publikace: „Leader projevující idealizovaný vliv jedná odpovědně, v souladu s vysokými morálními a etickými standardy, je čitelný a svým chováním naplňuje očekávání svých následovníků.“ „Leader projevující inspirující motivaci sdílí jasnou představu o směřování týmu, ukazuje smysl společné práce a dává najevo důvěru ve společný úspěch.“ „Leader projevující intelektuální stimulaci podněcuje následovníky k hledání a realizaci nových postupů a způsobů řešení problémů, vybízí je a dává jim prostor k vyjadřování nápadů a názorů a podporuje jejich seberealizaci a proaktivitu.“ „Leader projevující individuální přístup jedná s následovníky jako individualitami, projevuje o ně zájem, zohledňuje jejich pocity a potřeby a svým přístupem vytváří podmínky pro rozvoj následovníků." „Leader uplatňující podmíněné odměňování seznamuje následovníky s tím, co od nich očekává, následně hodnotí práci následovníků a poskytuje pozitivní zpětnou vazbu a odměňuje, pokud následovníci jeho očekávání naplní.“ „Leader uplatňující aktivní řízení podle odchylek stanovuje standardy a pravidla a aktivně kontroluje a vynucuje jejich dodržování.“ „Leader projevující pasivní řízení podle odchylek nechává věcem volný průběh až do chvíle, než se projeví vážné problémy, které následně ex-post řeší.“ STUDIE 2: POSOUZENÍ OBSAHOVÉ VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 135 „Laissez-faire leader se vyhýbá činnostem spojeným s rolí leadera a zůstává pasivní i v situaci, kdy je nezbytně potřeba jeho zapojení, rozhodnutí nebo vyjádření jasného názoru.“ Účastníkům se pak postupně zobrazovaly jednotlivé položky CLQ a jejich úkolem bylo přiřadit je právě k jedné z dimenzí, jejíž obsah položka nejlépe vystihuje. Hodnotitelé měli také možnost přiřadit položku do deváté kategorie, pokud podle nich nevystihovala žádnou z popsaných dimenzí leadershipu. Když hodnotitelé postupně rozřadili všech 32 položek dotazníku, dostali další úkol. Zobrazila se jim vždy definice jedné z dimenzí leadershipu a čtyři položky, které tuto dimenzi měří v rámci CLQ. Hodnotitelé měli za úkol u každé položky posoudit, zda se jedná o podstatný projev výše definované dimenze (Příklad: „Posuďte, zda jsou níže uvedené projevy podstatnými projevy chování leadera uplatňujícího aktivní řízení podle odchylek.“). Každou položku posuzovali vybráním jedné z možností: „Podstatný projev“ / „Související, ale nikoliv podstatný projev“ / „Nesouvisející projev“. 2.3 Analýza Content Validity Ratio (CVR) jsem počítal z odpovědí ve druhé části dotazníku, kde hodnotitelé posuzovali podstatnost jednotlivých projevů. CVR nabývá hodnot -1 až 1 a počítá se dle vzorce CVR = (ne – (N/2) / N/2, kde N je celkový počet hodnotitelů a ne je počet těch, kteří položku hodnotili jako podstatnou pro měřený konstrukt. O obsahové validitě položky hovoříme ve chvíli, kdy se nadpoloviční většina hodnotitelů shodne na tom, že je položka podstatná pro měřený konstrukt – tedy, pokud je STUDIE 2: POSOUZENÍ OBSAHOVÉ VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 136 hodnota CVR vyšší než 0. Protože je možné, že je shoda pozorovatelů způsobena náhodou, je třeba testovat, že je CVR skutečně vyšší než 0 (Ayre & Scally, 2014; Lawshe, 1975). Pro určení kritické hodnoty CVR se dlouhodobě používala tabulka vytvořená Lowellem Schipperem, která ale obsahovala nepřesné hodnoty. Novou tabulku navrhli nedávno nezávisle na sobě Newman et al. (2013) a Ayre a Scaly (2014). I když obě tabulky nejsou totožné, uvádí téměř totožnou kritickou hodnotu CVR pro 21 hodnotitelů (.428 resp. .429 pro jednostranný test na 5% hladině významnosti). V této studii vycházím z tabulky publikované Newmanem et al. (2013), která udává kritické hodnoty CVR pro různé hladiny významnosti a umožňuje tak prezentovat přesnější představu o statistické významnosti míry shody pozorovatelů. Míru shody hodnotitelů při třízení položek v první části dotazníku v souladu s Hinkinem (1995) statisticky neanalyzuji, ale pouze popisuji jako podíl hodnotitelů, kteří položku zařadili do odpovídající kategorie. Vyšší hodnota znamená větší míru shody na tom, že položka patří k dimenzi, ke které by teoreticky měla patřit. 3. Výsledky Jak je vidět z Tabulky 10, s výjimkou jedné položky (IV3) považovala nadpoloviční většina hodnotitelů jednotlivé položky CLQ za podstatné projevy té dimenze leadershipu, ke které položka náleží. To značí podporu pro obsahovou validitu položek dotazníku. Položku IV3 považovala za podstatný projev dimenze idealizovaný vliv necelá polovina hodnotitelů (9). Stejný počet hodnotitelů považoval položku za související, ale STUDIE 2: POSOUZENÍ OBSAHOVÉ VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 137 nikoliv podstatný projev. Pouze 3 hodnotitelé (13.29 %) považovali položku za projev nesouvisející s dimenzí Idealizovaný vliv. Většinu ostatních položek neoznačil jako nesouvisející projev žádný hodnotitel. Pouze položky IP2, PR2 a PO4 označil za nesouvisející vždy právě jeden hodno- titel. Tabulka 10. Content Validity Ratio (CVR) pro jednotlivé položky do- tazníku Položka ne CVR Položka ne CVR IV IV1 20 .904*** PO PO1 19 .810*** IV2 19 .810*** PO2 18 .714*** IV3 9 -.143 PO3 17 .619** IV4 21 1.000*** PO4 17 .619** IM IM1 21 1.000*** AR AR1 15 .429* IM2 16 .524** AR2 21 1.000*** IM3 18 .714*** AR3 17 .619** IM4 20 .905*** AR4 21 1.000*** IS IS1 19 .810*** PR PR1 19 .810*** IS2 16 .524** PR2 17 .619** IS3 19 .810*** PR3 20 .905*** IS4 21 1.000*** PR4 20 .905*** IP IP1 19 .810*** LF LF1 19 .810*** IP2 15 .429** LF2 18 .714*** IP3 21 1.000*** LF3 19 .810*** IP4 19 .810*** LF4 20 .905*** Poznámka. ne = počet hodnotitelů, kteří hodnotili položku jako podstatnou; CVR = Content Validity Ratio; *p < .05; **p < .01; ***p < .001; p-hodnoty jsou uvedeny pro jednostranný test. Tabulka 11 ukazuje, kolik hodnotitelů přiřadili každou z položek k jednotlivým dimenzím leadershipu. Většinu přiřadilo ke správné dimenzi více než 75 % hodnotitelů a pouze jednu položku přiřadila správně méně než polovina hodnotitelů. Šlo opět o položku IV3 (Idealizovaný vliv), která má také nízké CVR. Jen dva hodnotitelé si ale mysleli, že projev STUDIE 2: POSOUZENÍ OBSAHOVÉ VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 138 chování popsaný v položce IV3 není projevem transformačního leadershipu. Devět hodnotitelů položku vnímalo spíše jako projev inspirující motivace a jeden hodnotitel jako projev individuálního přístupu. Také u dalších položek, pokud docházelo k chybnému zařazování k jiné dimenzi, bylo to obvykle k dimenzi, která je dle teorie blízká. Položky intelektuální stimulace byly několika respondenty přiřazeny k individuálnímu přístupu, položky aktivního řízení podle odchylek k podmíněnému odměňování a položky laissez-faire leadershipu k pasivnímu řízení podle odchylek. V těchto případech se s výjimkou položek IS2 a IS3 jednalo o ojedinělá zařazení k jiné dimenzi. STUDIE 2: POSOUZENÍ OBSAHOVÉ VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 139 Tabulka 11. Přiřazení položek k dimenzím – četnosti odpovědí Položka IV IM IS IP PO AR PR LF N/A Správně % IV1 19 0 0 0 0 1 0 0 1 19 90.48% IV2 20 0 1 0 0 0 0 0 0 20 95.24% IV3 9 9 0 1 0 0 0 0 2 9 42.86% IV4 20 1 0 0 0 0 0 0 0 20 95.24% IM1 1 19 1 0 0 0 0 0 0 19 90.48% IM2 0 19 1 0 1 0 0 0 0 19 90.48% IM3 0 21 0 0 0 0 0 0 0 21 100.00% IM4 0 21 0 0 0 0 0 0 0 21 100.00% IS1 0 2 18 1 0 0 0 0 0 18 85.71% IS2 0 2 13 6 0 0 0 0 0 13 61.90% IS3 0 1 11 9 0 0 0 0 0 11 52.38% IS4 0 1 17 3 0 0 0 0 0 17 80.95% IP1 0 1 0 20 0 0 0 0 0 20 95.24% IP2 1 1 1 18 0 0 0 0 0 18 85.71% IP3 0 0 0 21 0 0 0 0 0 21 100.00% IP4 0 0 1 20 0 0 0 0 0 20 95.24% PO1 0 0 0 0 21 0 0 0 0 21 100.00% PO2 0 0 2 1 16 2 0 0 0 16 76.19% PO3 1 0 0 0 19 0 0 0 1 19 90.48% PO4 0 0 0 0 20 1 0 0 0 20 95.24% AR1 0 0 0 0 1 20 0 0 0 20 95.24% AR2 0 0 0 0 0 21 0 0 0 21 100.00% AR3 0 0 0 0 3 18 0 0 0 18 85.71% AR4 0 0 0 0 3 18 0 0 0 18 85.71% PR1 0 0 0 0 0 0 20 1 0 20 95.24% PR2 0 0 0 0 0 0 21 0 0 21 100.00% PR3 0 0 0 0 0 0 21 0 0 21 100.00% PR4 0 0 0 0 0 0 21 0 0 21 100.00% LF1 0 0 0 0 0 0 4 17 0 17 80.95% LF2 1 0 0 0 0 0 2 17 1 17 80.95% LF3 0 0 0 0 0 0 0 21 0 21 100.00% LF4 0 0 0 0 0 1 0 20 0 20 95.24% STUDIE 2: POSOUZENÍ OBSAHOVÉ VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 140 4. Diskuze Hodnocení expertů poskytlo podporu pro obsahovou validitu většiny položek CLQ. Jako potenciálně problematická položka se projevila položka IV3 („Bere na sebe odpovědnost za výsledek skupiny.“), která je v dotazníku přiřazena k subškále idealizovaného vlivu. Tuto položku téměř polovina hodnotitelů přiřadila k dimenzi inspirující motivace a jako jediná měla nízké CVR. Položku jsem přiřadil do škály idealizovaného vlivu, neboť její podstatou je „charismatické“ chování spočívající v přebírání odpovědnosti. To, že se leader nebude zříkat odpovědnosti a přijme ji, je jedno z klíčových očekávání, které následovníci mají od leadera, kterého uznávají a považují jej za morálního (Gabriel, 2015). Takové chování je tedy dle mého názoru v souladu s definicí idealizovaného vlivu („Leader projevující idealizovaný vliv jedná odpovědně, v souladu s vysokými morálními a etickými standardy, je čitelný a svým chováním naplňuje očekávání svých následovníků.“). Nicméně část hodnotitelů mohla být ovlivněna tím, že položka operuje s pojmem „výsledek“. Domnívám se, že položku mohli hodnotitelé chápat tak, že se leader snaží odpovědně o dobrý výsledek, což má obsahově blízko k definici inspirující motivace („Leader projevující inspirující motivaci sdílí jasnou představu o směřování týmu, ukazuje smysl společné práce a dává najevo důvěru ve společný úspěch.“), jejíž podstatou je právě směřování činnosti skupiny a snaha o společný úspěch. Kombinace slova „výsledek“ a faktu, že použitá definice idealizovaného vlivu neobsahuje slovní spojení „přijímání odpovědnosti“, mohlo mít za následek, že se někteří hodnotitelé rozhodli klasifikovat položku jako náležející k inspirující motivaci. Hodnotitelé nemohli být vzhledem k velikosti české akademické obce odborníky na leadership a být si vědomi důležitosti přijímání odpovědnosti pro naplnění STUDIE 2: POSOUZENÍ OBSAHOVÉ VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 141 očekávání následovníků a pro vnímání leadera jako morálního. Zároveň z teoretických poznatků o transformačním leadershipu plyne, že jsou si dimenze idealizovaného vlivu a inspirující motivace obsahově tak blízko, že je někteří autoři navrhují nerozlišovat (např. v van Knippenberg & Sitkin, 2013). Obě dimenze jsou silně zkorelované jak v MLQ (Avolio & Bass, 2004), tak v CLQ (viz Studie 1) a položka IV3 už ve Studii 1 ukazovala tendenci být sycena i faktorem odpovídajícím inspirující motivaci. Drobné nuance je tedy možná obtížné pro respondenty rozlišit. Nízké CVR položky IV3 mohlo být ovlivněno také tím, že jsem data o podstatnosti projevu sbíral až poté, co jsem nechal hodnotitele položky rozřadit k jednotlivým dimenzím. Pokud by hodnotitelé, kteří položku IV3 v první části dotazníku nepřiřadili k dimenzi idealizovaný vliv, označili tuto položku za podstatnou, zpochybnili by tak svůj předchozí úsudek. Z výsledků této studie neplyne, že by položka IV3 neměřila transformační leadership. Její rezerva spočívá v tom, že může obsahově patřit do dvou jeho dimenzí. Pro práci s celkovým skórem transformačního leadershipu při použití CLQ by tedy použití této položky nemělo představovat problém. Při práci s latentními proměnnými ve strukturním modelu je možné povolit dvojí faktorový náboj položky. V následující studii ověřím, zda by byl takový přístup přínosný. Nabízí se také přeformulování položky tak, aby se zmírnil její překryv s inspirující motivací. Domnívám se, že by stačilo odstranit z položky slovo „výsledek“ a formulovat ji obecněji jako „Bere na sebe odpovědnost za skupinu.“ Ostatní položky zařadila většina hodnotitelů správně a také je většina hodnotitelů považovala za podstatné projevy chování dimenze leadershipu, do které patří. Položku IS3 sice nejprve správně zařadila jen o něco málo více než polovina hodnotitelů, následně ji ale téměř všichni STUDIE 2: POSOUZENÍ OBSAHOVÉ VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 142 hodnotitelé považovali za podstatný projev intelektuální stimulace. Její časté zařazování do dimenze individuální přístup je možné vysvětlit velkou blízkostí intelektuální stimulace a individuálního přístupu jak z hlediska teorie, tak v MLQ (Avolio & Bass, 2004) a CLQ (dle Studie 1 je korelace faktorů IS a IP .874, a tedy vůbec nejvyšší v rámci celého dotazníku). Nejnižší CVR měly dle výsledků této studie položky IP2 („Dává podřízeným najevo pochopení.“) a AR1 („Každou věc si sám/a zkontroluje.“), které předtím téměř všichni hodnotitelé přiřadili ke správné dimenzi. Ovšem i tyto položky hodnotila statisticky významná většina hodnotitelů jako podstatné a nikdo z hodnotitelů je neoznačil jako položky, které svým obsahem nesouvisejí s dimenzí, do které dle autora dotazníků patří. Největším limitem této studie je, že do panelu expertů nebyli přizváni odborníci na leadership nebo dokonce specificky na transformační leadership, ale pouze lidé s akademickým vzděláním, kteří se v průběhu svého studia museli zabývat i tématem leadership. I když Hinkin (1995) považoval za dostačující použít pro posouzení obsahové validity kolegy z univerzity nebo dokonce studenty, nověji (Crawford & Kelder, 2019) je doporučováno využít akademiky provádějící výzkum v oboru. Ti jsou schopni posouzení jdoucího hlouběji než jen do srovnání textu stručné definice konstruktu a textu položky. Právě jejich shoda pak má váhu shody expertů. V České republice ale nejsou desítky akademiků věnujících se aktivně výzkumu leadershipu a není tak možné získat vzorek odborníků umožňující testovat hodnotu CVR s dostačující silou testu. Výstup z této studie tedy není výstupem vypovídajícím o shodě expertů, ale spíše výstupem vypovídajícím o shodě informovaných odborníků na management a psychologii práce a informací o tom, jak moc odpovídá obsah STUDIE 2: POSOUZENÍ OBSAHOVÉ VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 143 položek tomu, jak tito odborníci chápou definice dimenzí transformačního leadershipu, které si krátce před posuzováním položek přečetli. Studie upozornila na možný problém dvojího faktorového náboje u jedné z položek Dotazníku přístupu k vedení lidí, který by bylo dobré ověřit v další studii. Dále pak zůstává prostor pro poskytnutí dalších důkazů o obsahové validitě, ať už využitím jiných kvantitativních postupů (např. procedurou C-OAR-SE, Rossiter, 2008) nebo s použitím panelu expertů na leadership, pokud by byl dokončen ověřený překlad dotazníku do an- gličtiny. STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 144 Studie 3: Ověření reliability a validity Dotazníku přístupu k vedení lidí 1. Úvod Předchozí studie popisující vznik Dotazníku přístupu k vedení lidí (CLQ) přinesly dílčí důkazy o kvalitách dotazníku a také několik námětů pro další analýzy. Důkazy o validitě a reliabilitě dotazníku představené ve Studii 1 vznikly na základě analýzy dat, s jejichž pomocí byl dotazník vytvořen. Dotazník administrovaný respondentům obsahoval 90 položek a z nich pouze 32 se stalo součástí CLQ a předmětem většiny analýz. Odpovědi na položky zařazené do dotazníku mohly být ovlivněny celkově větší délkou dotazníku a zněním položek, které do CLQ nakonec nebyly zařazeny. Výsledky analýz mohly být také ovlivněny pořadím položek, které bylo jiné než to, jaké mají položky ve finální verzi CLQ. Považuji proto za důležité replikovat analýzy provedené ve studii popisující vznik dotazníku na nových datech, která byla získána pomocí hotového CLQ bez vyřazených položek. Ve studii testuji předpoklad, že i nová data získaná s využitím CLQ bude nejlépe vysvětlovat model s osmi faktory odpovídajícími osmi dimenzím leadershipu a také to, že škály odpovídající jednotlivým dimenzím leadershipu jsou vnitřně konzistentní. CLQ byl vytvořen na základě teorie transformačního a transakčního leadershipu (Bass, 1997) a jednotlivé položky byly už před sběrem dat na základě teorie přiřazeny k některé ze subškál. Následně byla ovšem na základě konfirmační faktorové analýzy a modifikačních indexů vybraná zhruba třetina položek, s nimiž dotazník nejlépe odpovídal teoretickému modelu. Konfirmační faktorová analýza tak byla de facto využita STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 145 k exploraci. Výsledky analýz podporujících dobrou shodu dat s modelem mohou být pozitivně zkresleny tím, že výsledný model vznikl právě na základě těchto dat. I když jsem už v rámci první studie ověřil faktorovou strukturu na další náhodně vybrané části vzorku, měl tento kontrolní vzorek podobné charakteristiky jako vzorek, s jehož využitím dotazník vznikl. Považuji proto za důležité replikovat analýzy týkající se faktorové struktury CLQ na zcela novém a nezávisle získaném datovém souboru. Obě předchozí studie upozornily na potenciální problémy s položkou IV3 ze škály idealizovaného vlivu, která má dle modifikačních indexů i posouzení některých odborníků patřit také k dimenzi inspirující motivace. Na tuto položku se ve studii podrobněji zaměřuji a sleduji, jaký vliv by mělo umožnění dvojího faktorového náboje na shodu dat s modelem. Předchozí dvě studie nepřinášejí žádné důkazy o konstruktové validitě CLQ, tedy o tom, zda proměnné měřené dotazníkem souvisejí s dalšími proměnnými v souladu s tím, jak by spolu měly souviset příslušné konstrukty dle teorie (DeVellis, 2016). Transformační, transakční a laissezfaire leadership jsou konstrukty známé minimálně od 70. let 20. století (Bass, 1997). Za tu dobu vznikly stovky studií, které přinášejí důkazy o vztahu transformačního, transakčního a laissez-faire leadershipu s dalšími proměnnými, zejména o tom, jaký mají jednotlivé dimenze leadershipu dopad na následovníky – na jejich postoje (např. Dumdum et al., 2013; Hoch et al., 2018; Judge & Piccolo, 2004), pracovní chování (např. Wang et al., 2011) nebo vnímání leadera (např. Judge & Piccolo, 2004; Kevin B. Lowe et al., 1996). Pokud CLQ skutečně měří zamýšlené dimenze leadershipu, měly by skóry jednotlivých subškál souviset se skóry dotazníků měřících související konstrukty podobně, jak to předpokládá teorie a jak je tomu v zahraničních studiích používajících MLQ a další STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 146 validované dotazníky transformačního, transakčního a laissez-faire leadershipu. Považuji za důležité popsat vztahy mezi dimenzemi leadershipu měřenými CLQ a dalšími proměnnými, a poskytnout tak důkaz o konstruktové validitě dotazníku. V této studii se zaměřuji na vztah dimenzí leadershipu a pracovních postojů následovníků a také na vztah dimenzí leadershipu a tím, jak následovníci vnímají efektivitu leadera. Tomu, jak jsou pracovní postoje a vnímaná efektivita leadera definovány, se stejně jako síle a teoretickému vysvětlení vztahů postojů a efektivity s leadershipem věnuji výše v kapitole Vztah transformačního,transakčního a laissez-faire leadershipu a dalších konstruktů. V této studii testuji hypotézu, že dimenze transformačního leadershipu a podmíněné odměňování měřené CLQ souvisí (slabě) se závazkem následovníků k organizaci, (slabě až středně silně) s jejich pracovní spokojeností a (středně silně až silně) s tím, jak následovníci vnímají efektivitu leadera. Předpokládám také, že pasivní řízení podle odchylek bude souviset (velmi slabě až slabě) negativně se závazkem k organizaci a (slabě až středně silně) negativně s pracovní spokojeností a vnímanou efektivitou leadera. O něco silnější negativní vztahy pak předpokládám u laissez-faire leadershipu a všech tří zkoumaných konstruktů. V případě aktivního řízení podle odchylek předpokládám v souladu se staršími studiemi a teorií žádný nebo velmi slabý vztah s pracovními postoji i vnímanou efektivitou leadera. STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 147 2. Metoda 2.1 Vzorek Sběr dat pro tuto studii probíhal v roce 2016. Byl zaměřen na dospělé pracující v České republice, kteří jsou na své pozici pod současným leaderem alespoň dva měsíce. Na sběru dat jsem spolupracoval se dvěma studenty, kteří data využívali pro své závěrečné práce nesouvisející s validací CLQ. Potenciální respondenty jsme oslovovali prostřednictvím Facebooku (placená inzerce, veřejný příspěvek ve skupinách zaměřených na pracovní tematiku, sdílení veřejné události), skrze veřejné oslovení účastníků na webových diskuzních fórech zaměřených na pracovní témata a zasíláním přímých emailů studentům kombinovaných studijních programů na Masarykově univerzitě. Budoucím respondentům jsme jako odměnu nabídli několik slevových kódů, které se zobrazily po vyplnění dotazníků a možnost zapojit se do soutěže o tři půlroční předplatné časopisu „Respekt“. Následně jsme je požádali o vyplnění elektronického dotazníku. Dotazník vyplnilo a odeslalo celkem 846 lidí. Do analýz jsem nezahrnul 35 odpovědí, které jsem považoval za nespolehlivé a které tak mohly zkreslit výsledky. Předpokládal jsem, že někteří respondenti nevyplnili dotazník pečlivě a dokončili jej jen proto, aby získali přístup ke slevovým kódům. V závěru dotazníku jsme se proto respondentů přímo zeptali, zda četli všechny položky a jak poctivě na ně odpovídali. Také jsem procházel data, abych ověřil, zda někteří respondenti neodpovídali napříč dotazníky stále stejně. Z analýz jsem pak vyřadili tři respondenty odpovídající napříč různými dotazníky stále stejnou odpovědí a čtyři respondenty, kteří přiznali, že některé položky nečetli, a přesto na ně odpověděli. STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 148 Vyřadil jsme rovněž dva respondenty, kteří na otázku na spolehlivost odpovědí neodpověděli. Vyřazeno bylo i dvanáct respondentů, kteří pracovali pod hodnoceným leaderem méně než dva měsíce, čímž nesplnili podmínku stanovenou před začátkem výzkumu. S leaderem a s pozicí měli jen krátkou zkušenost. Čtrnáct respondentů jsem nezahrnuli do analýz, protože neodpověděli na všechny nebo většinu otázek. Ve finálním vzorku pro analýzy zůstala data od 811 respondentů, mezi kterými převažovaly ženy (70 %). V průměru bylo respondentům 31 let (SD = 8.27). Ve vzorku byli spíše vzdělanější respondenti (59 % VŠ, 38 % s maturitou, 2 % výuční list, <1 % základní vzdělání). Téměř tři čtvrtiny respondentů pracovaly na plný úvazek (73 %), zbývající respondentiměli částečný úvazek (11 %), dohodu o provedení práce či o pracovní činnosti (12 %) nebo s organizací dlouhodobě spolupracovali v rámci vlastní živnosti (3 %). Zanedbatelný počet respondentů byl v organizaci jako dobrovolníci (2 lidé), na stáži (4 lidé) nebo měl k organizaci jiný vztah (4 lidé). S leadery spolupracovali respondenti různě dlouho. Nejméně byla zastoupena krátká spolupráce 2-6 měsíců (10 %). Více respondentů s leaderem spolupracovalo půl roku až rok (18 %), rok až dva roky (24 %), dva až tři roky (15 %), tři až pět let (15 %) i pět a více let (17 %). V Tabulce 12 uvádím také charakteristiky hodnocených leaderů a organizací, ve kterých respondenti a leadeři pracovali. Mezi hodnocenými leadery převažují muži a linioví vedoucí. Více než dvě pětiny respondentů působily ve službách. STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 149 Tabulka 12. Charakteristika organizací a hodnocených leaderů N % Oblastpůsobení organizace Výroba 103 12.7 Služby a prodej 360 44.4 Státní správa 114 14.5 Vzdělávání 167 21.2 Nezisková organizace 44 5.6 Chybějící odpověď 23 2.8 Charakteristikyleaderů Pohlaví Žena 361 44.5 Muž 448 55.2 Chybějící odpověď 2 .2 Věk 25 a méně 5 0.6 26 - 30 66 8.1 31 - 40 260 32.1 41 - 50 255 31.4 51 - 60 164 20.2 61 - 70 59 7.3 71 a více 2 .2 Podřízení Do 10 lidí 404 49.8 Přibližně 11 - 30 lidí 284 35.0 Přibližně 31 - 100 lidí 85 10.5 Přibližně 101 - 1000 lidí 7 .9 Chybějící odpověď 31 3.8 Pozice Liniový vedoucí 442 54.5 Střední nebo vyšší management 299 36.9 Jiné postavení 68 8.4 Chybějící odpověď 2 .2 STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 150 2.2 Dotazníky Vedle CLQ byly součástí elektronického dotazníku také tři položky měřící vnímanou efektivitu leadera. Jedná se o položky, které jsem využil a publikoval již v předchozích výzkumech leadershipu (např. Prochazka et al., 2015). Tyto položky nahlížejí na efektivitu ze tří různých hledisek, z hlediska a) efektivity procesu, b) efektivity osoby manažera a c) dosažení výsledku. Položky zněly: VE1: Náš tým pod jeho/jejím vedením pracuje efektivně. VE2: Je úspěšnou/úspěšným vedoucí/m našeho týmu. VE3: Dovedl/a náš tým k dobrému výsledku. Respondenti odpovídali na sedmibodové odpovědní škále s odpověďmi kódovanými 1 („zcela nesouhlasím“) až 7 („zcela souhlasím“). V předchozím výzkumu prováděném v české výrobní společnosti měla škála vnímané efektivity leadershipu vysokou vnitřní konzistenci (Cronbachovo α = .94; Prochazka et al., 2015). Pracovní spokojenost jsem měřil trojpoložkovou škálou pracovní spokojenosti z Job Diagnostic Survey (Hackman & Oldham, 1975). Použil jsem existující český překlad (Vaculik et al., 2016) a pětibodovou odpovědní škálu s hodnotami od 1 („silně nesouhlasím“) do 5 („silně souhlasím“). První dvě položky jsou formulovány pozitivně, třetí položka je negativně formulována a při výpočtu součtového skóru jsem obracel její kódování. STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 151 Položky zněly: PS1: Jsem velmi spokojený/á s touto prací. PS2: Celkově jsem spokojený/á s činnostmi, které v této práci vykoná- vám. PS3: Často přemýšlím o odchodu z této práce. Originální škála v angličtině má dobrou vnitřní konzistenci (Cronbachovo α = .78; Hackman & Oldham, 1975) stejně tak jako její český překlad (Cronbachovo α = .82 při 7-bodové odpovědní škále; Vaculik et al., 2016). Pro měření závazku k organizaci byla do dotazníku zařazena čtyřpoložková Kleinova jednodimenzionální škála pro měření závazku (KUT scale, Klein et al., 2014) se zacílením na měření závazku vůči organizaci. Anglický originál této škály má velmi vysokou vnitřní konzistenci (Cronbachovo α = .96; Klein et al., 2014). Český překlad této škály a validaci jsem provedl spolu s českými kolegy a prof. Kleinem s využitím stejného datového souboru, který používá tato studie (podrobnosti o validitě škály viz Prochazka, Zidlicka, et al., 2019). Český překlad položek je k dispozici ve validační studii a online (https://u.osu.edu/commit- mentmeasure/k-u-t-commitment-measure/czech/). 2.3 Analýzy Pro testování faktorové struktury dotazníku a pro posouzení vnitřní konzistence subškál jsem použil stejné postupy jako ve Studii 1. Pro posouzení konstruktové validity jsem vytvořil s využitím programu MPLUS (MLR estimátor) model zahrnující všechny dimenze leadershipu, STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 152 pracovní spokojenost, závazek k organizaci a vnímanou efektivitu leadera jako latentní proměnné a nechal jsem všechny latentní proměnné korelovat. Posoudil jsem nejprve shodu modelu s daty a následně jsem se zaměřil na to, zda vztahy mezi latentními proměnnými odpovídají předchozím výzkumům a teorii. 3. Výsledky Tabulka 13 uvádí popisné statistiky pro jednotlivé položky Dotazníku přístupu k vedení lidí, vzájemnou korelaci položek v rámci jednotlivých subškál a korelaci každé položky se zbytkem subškály. Stejně jako ve Studii 1 koreluje každá z položek dotazníku věcně významně se zbytkem subškály. Tabulka 14 uvádí vnitřní konzistenci všech subškál. Vysoké hodnoty statistik alfa a omega značí dostatečnou vnitřní konzistenci jednotlivých subškál. Také kompozitní škála transformačního leadershipu složená ze 16 položek měřících jednotlivé dimenze transformačního leadershipu má velmi vysokou vnitřní konzsitenci (α = .965, ω = .965). Jak plyne z Tabulky 15, je rozdělení proměnných spojených s jednotlivými dimenzemi leadershipu méně zešikmené než v případě Studie 1 a rozdělení proměnných se od normálního rozdělení odchyluje spíše menší špičatostí. Součtové skóry jednotlivých subškál spolu korelují slabě až silně. Nejslabší byly korelace u aktivního řízení podle odchylek. Nejsilnější byly korelace mezi dimenzemi transformačního leadershipu a podmíněným odměňováním. STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 153 Tabulka 13. Popisné statistiky jednotlivých položek Pearsonovy korelace Chyb. Med. M SD rt rx1 rx2 rx3 Mrxy Idealizovaný vliv IV1 0 5 4.731 1.800 .806 .721 IV2 1 5 4.770 1.805 .837 .753 IV3 1 5 4.680 1.869 .700 .619 .663 IV4 4 5 4.658 1.762 .856 .805 .821 .659 Inspirující motivace IM1 2 6 4.995 1.802 .800 .666 IM2 2 5 4.680 1.741 .672 .621 IM3 2 5 4.980 1.620 .744 .721 .546 IM4 7 5 4.861 1.727 .809 .746 .660 .701 Intelekt.sti- mulace IS1 4 5 4.540 1.916 .792 .724 IS2 6 5 4.635 1.982 .796 .742 IS3 1 5 4.765 1.780 .770 .659 .676 IS4 3 5 4.297 1.857 .847 .642 .616 .679 Individuální přístup IP1 3 4 3.575 1.945 .831 .770 IP2 3 5 4.371 1.898 .864 .790 IP3 1 5 4.505 1.838 .800 .706 .777 IP4 3 4 3.849 1.888 .854 .799 .800 .748 Podmíněné odměňování PO1 3 4 4.175 1.953 .748 .570 PO2 2 5 4.336 1.854 .714 .678 PO3 2 5 4.952 1.752 .689 .659 .621 PO4 2 3 3.052 1.915 .553 .518 .483 .456 Akt.řízenídle odchylek AR1 2 4 4.231 1.672 .474 .469 AR2 4 6 5.280 1.541 .629 .391 AR3 2 5 4.738 1.647 .498 .324 .397 AR4 6 5 4.804 1.626 .744 .488 .715 .514 Pas.řízení dleodchylek PR1 0 3 3.586 1.832 .710 .691 PR2 1 3 3.527 1.865 .768 .623 PR3 2 3 3.489 1.781 .794 .649 .680 PR4 2 3 3.501 1.847 .833 .658 .752 .782 Laissez-faire leadership LF1 0 3 3.226 1.933 .746 .606 LF2 3 3 3.156 1.865 .654 .600 LF3 0 3 3.355 1.808 .640 .561 .493 LF4 3 3 3.162 1.897 .793 .740 .615 .634 Poznámka. Chyb. = počet chybějících odpovědí ze vzorku 811 respondentů; Med = Medián; rt = korelace položky se zbytkem subškály; Mrxy = průměrná korelace položek v rámci subškály; rx1 - rx3 = korelace položky s první až třetí položkou ze stejné subškály. STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 154 Tabulka 14. Faktorové náboje položek a vnitřní konzistence sub- škál λ S.E. αd α ωd ω ωSC Idealizovaný vliv IV1 .865 .011 .882 .911 .887 .914 .914 IV2 .877 .011 .871 .877 IV3 .748 .020 .920 .921 IV4 .919 .009 .865 .868 Inspirujícímo- tivace IM1 .874 .011 .839 .888 .844 .890 .892 IM2 .737 .022 .887 .888 IM3 .782 .019 .861 .863 IM4 .876 .014 .835 .842 Intelekt.sti- mulace IS1 .832 .015 .889 .912 .892 .913 .915 IS2 .859 .011 .888 .892 IS3 .832 .015 .897 .897 IS4 .888 .010 .870 .872 Individuální přístup IP1 .863 .012 .912 .931 .912 .931 .931 IP2 .911 .008 .900 .902 IP3 .838 .014 .921 .922 IP4 .898 .009 .904 .905 Podmíněné odměňování PO1 .840 .013 .763 .840 .772 .846 .842 PO2 .818 .015 .780 .790 PO3 .783 .017 .792 .800 PO4 .568 .025 .850 .851 Akt.řízenídle odchylek AR1 .546 .032 .779 .778 .802 .794 .800 AR2 .778 .022 .701 .718 AR3 .565 .034 .767 .793 AR4 .907 .018 .634 .639 Pas.řízenídle odchylek PR1 .732 .024 .894 .899 .896 .901 .900 PR2 .822 .018 .873 .876 PR3 .849 .019 .864 .866 PR4 .916 .010 .849 .849 Laissez-faire leadership LF1 .801 .020 .806 .861 .811 .864 .867 LF2 .701 .024 .844 .850 LF3 .742 .022 .849 .852 LF4 .890 .015 .786 .788 Poznámka. Λ = standardizovaný faktorový náboj; S.E. = standardní chyba faktorového náboje; αd = Cronbachovo alfa subškály po vyřazení položky; α = Cronbachovo alfa subškály; ωd = McDonaldova omega po vyřazení položky; ω = McDonaldova omega subškály; ωSC = je ukazatel reliability sub-škály v modelu s korelovanými faktory dle Cho (2016). STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 155 Tabulka 15. Popisné statistiky subškál a korelace mezi škálami M SD Šik. Špič. IV IM IS OP PO AR PR LF Idealizovaný vliv 4.710 1.606 -.470 -.940 .762 .828 .814 .833 .348 -.665 -.836 Inspirující motivace 4.877 1.494 -.535 -.527 .717 .869 .844 .883 .338 -.552 -.691 Intelektuální stimulace 4.554 1.680 -.390 - 1.029 .769 .786 .946 .926 .240 -.540 -.702 Osobní přístup 4.073 1.724 -.151 - 1.146 .765 .767 .872 .949 .247 -.558 -.676 Podmíněné odměňování 4.129 1.537 -.139 -.954 .727 .757 .802 .838 .404 -.625 -.748 Aktivní řízení 4.758 1.263 -.397 -.447 .331 .327 .248 .258 .400 -.408 -.424 Pasivní řízení 3.528 1.605 .322 -.865 -.604 -.489 -.481 -.505 -.529 -.391 .860 Laissez-faire leadership 3.227 1.579 .499 -.746 -.757 -.618 -.636 -.613 -.636 -.392 .755 Poznámky. Uvedeny jsou průměry a směrodatné odchylky součtových skórů jednotlivých subškál; pod diagonálu jsou korelace součtových skórů; nad diagonálou jsou korelace latentních proměnných; všechny korelace jsou signifikantní s p < .001. 3.1 Faktorová validita a srovnání alternativních modelů Stejně jako ve Studii 1 měl i v této studii osmifaktorový model velmi dobrou shodu s daty (χ2 (436) = 1235.616, CFI = .958, TLI = .952, RMSEA = .045) (Hu & Bentler, 1999). Faktorové náboje všech položek přesahovaly hodnotu λ = .54 (viz Tabulka 14). Dimenze transformačního leadershipu a podmíněné odměňování spolu velmi silně pozitivně korelovaly (viz Tabulka 15). Modifikační index opět ukázal, že největšího zlepšení indexů dobré shody by bylo možné dosáhnout povolením vícenásobného faktorového náboje u položky IV3. Této položky se týkaly dva nejvyšší modifikační indexy upozorňující zejména na blízkost k faktoru inspirující motivace a také na blízkost k podmíněnému odměňování. Testoval jsem alternativní model umožňující dvojí faktorový náboj položky IV3 (na faktory idealizovaný vliv a inspirující motivace). Tato úprava modelu vedla k mírnému, věcně nevýznamnému zlepšení shody modelu s daty (Δχ2 (1) = -141.378, p < .001, ΔCFI = .004, ΔTLI = .004, ΔRMSEA = -.002). Náboj položky IV3 na faktor inspirující motivace byl statisticky významný, ale spíše malý (λ = .381). STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 156 Tabulka 16 prezentuje výsledky konfirmační faktorové analýzy také pro alternativní modely leadershipu. Tak jako ve Studii jedna měl nejlepší shodu s daty nehierarchický osmifaktorový model. Ten vysvětloval data statisticky i věcně významně lépe než ostatní nehierarchické modely (dle Δχ2 testu po Satorra-Bentler korekci, p < .001). Shodu osmifaktorového modelu s daty lze označit za velmi dobrou. Dobrou shodu s daty měl i hierarchický model s transformačním leadershipem jako faktorem druhého řádu. Faktorové náboje faktorů prvního řádu na faktor druhého řádu byly vysoké (IV: λ = .863, IM: λ = .890, IS: λ = .967, IP: λ = .963) stejně jako korelace transformačního leadershipu s podmíněným odměňováním (r = .974). O něco málo horší shodu s daty měl model zahrnující do faktoru druhého řádu také podmíněné odměňování. Rozdíl v indexech dobré shody mezi těmito modely byl věcně nevýznamný. Faktor druhého řádu sytil podmíněné odměňování velmi silně (λ = .975). STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 157 Tabulka 16. Srovnání shody modelu s daty u alternativních modelů CLQ model popis χ2 df p CFI TLI RMSEA [90%CI] SRMR Nulový model 17734.234 496 <.001 .000 .000 .207 [.204, .210] .469 1-faktorový 4863.757 464 <.001 .745 .727 .108 [.105, .111] .087 2-faktorový TFL+PO+AR / PR+LF 3387.580 463 <.001 .830 .818 .088 [.085, .091] .077 2-faktorový TFL+PO / AR+PR+LF 3249.162 463 <.001 .838 .827 .086 [.083, .089] .070 3-faktorový TFL / AR / PR+LF 3290.127 461 <.001 .836 .823 .087 [.084, .090] .073 5-faktorový TFL / 4 ostatní 2276.251 454 <.001 .894 .885 .070 [.067, .073] .055 6-faktorový spojeny IV+IM a PR+LF 2058.526 449 <.001 .907 .897 .066 [.064, .069] .055 7-faktorový spojeny IV+IM 1744.642 443 <.001 .924 .915 .060 [.057, .063] .047 7-faktorový spojeny PR+LF 1487.800 443 <.001 .939 .932 .054 [.051, .057] .052 8-faktorový 1165.160 436 <.001 .958 .952 .045 [.042, .049] .043 8+1-faktorový 2. řád: TFL 1373.499 450 <.001 .946 .941 .050 [.047, .053] .055 8+1-faktorový 2. řád: TFL+PO 1412.615 453 <.001 .944 .939 .051 [.048, .054] .059 8+1-faktorový 2. řád: všechny 1717.163 456 <.001 .924 .917 .060 [.057, .063] .072 Poznámka. TFL = všechny 4 dimenze transformačního leadershipu. STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 158 3.2 Vztah dimenzí leadershipu s pracovními postoji a efektivitou leadera Tabulka 17 uvádí popisné statistiky pro proměnné vnímaná efektivita leadera, pracovní spokojenost a závazek k organizaci. V souladu s teorií spolu tyto proměnné navzájem souvisí s tím, že nejsilnější je vztah obou pracovních postojů. Tabulka 17. Popisné statistiky vnímané efektivity leadera a pracovních postojů M SD Šik. Špič. α ω VE PS ZO Vnímaná efektivita leadera 4.507 .083 -.426 -.942 .951 .952 .539 .377 Pracovní spokojenost 3.292 .459 -.456 -.722 .852 .509 .490 .684 Závazek k organizaci 3.298 .176 -.543 -.294 .908 .912 .370 .660 Poznámky. Uvedeny jsou průměry a směrodatné odchylky součtových skórů jednotlivých subškál; pod diagonálu jsou korelace součtových skórů; nad diagonálou jsou korelace latentních proměnných; všechny korelace jsou signifikantní s p < .001. Všechny tři proměnné jsem přidal do modelu k dimenzím leadershipu. V modelu jsem povolil korelaci reziduálního rozptylu třetí položky dotazníku pracovní spokojenosti a čtvrté položky dotazníku závazku k organizaci, protože se tyto položky obsahově překrývají (korelace reziduí = .398, p < .001) (Prochazka, Zidlicka, et al., 2019). Konfirmační faktorová analýza pomocí programu MPLUS 8 s estimátorem MLR ukázala velmi dobrou shodu modelu s daty (χ2(763) = 1777.146, p < .001, CFI = .959, TLI = .953, RMSEA = .040 90%CI[.038, .043], SRMR = .043), což přináší podporu pro diskriminační validitu CLQ vzhledem k dalším sledovaným konstruktům. Standardizované faktorové náboje všech položek přesahují hodnotu λ = .547 (podrobněji viz Tabulka 18). Vztahy subškál dotazníku CLQ a vnímané efektivity leadera, STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 159 závazku vůči organizaci a pracovní spokojenosti následovníků jsou uvedeny v Tabulce 19. Vztahy mezi latentními proměnnými vnímaná efektivita leadera, pracovní spokojenost a závazek k organizaci jsou uvedeny v Tabulce 15. Jak je vidět z Tabulky 19, analýza přinesla podporu pro všechny hypotézy týkající se vztahu dimenzí leadershipu měřených pomocí CLQ s pracovními postoji a s vnímanou efektivitou leadera. Dimenze transformačního leadershipu a podmíněné odměňování měřené CLQ souvisely slabě se závazkem následovníků k organizaci a středně silně s jejich pracovní spokojeností a s tím, jak následovníci vnímali efektivitu leadera. Pasivní řízení podle odchylek souviselo velmi slabě negativně se závazkem k organizaci, slabě negativně s pracovní spokojeností a středně silně negativně s vnímanou efektivitou leadera. Laissez-faire leadership souvisel slabě negativně s pracovními postoji a středně silně negativně s vnímanou efektivitou leadera. V případě aktivního řízení podle odchylek se neprojevil vztah k závazku k organizaci a pouze věcně nevýznamný byl vztah k pracovní spokojenosti. S vnímanou efektivitou leadera souviselo aktivní řízení podle odchylek slabě pozitivně. STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 160 Tabulka 18. Faktorové náboje položek λ S.E. λ S.E. Idealizovaný vliv IV1 .865 .011 Podmíněné odměňování PO1 .841 .013 IV2 .875 .011 PO2 .819 .015 IV3 .749 .020 PO3 .781 .017 IV4 .919 .009 PO4 .567 .025 Inspirujícímo- tivace IM1 .872 .012 Akt.řízenídle odchylek AR1 .547 .032 IM2 .737 .022 AR2 .778 .022 IM3 .782 .019 AR3 .566 .034 IM4 .878 .014 AR4 .905 .018 Intelekt.sti- mulace IS1 .831 .015 Pas.řízenídle odchylek PR1 .732 .024 IS2 .857 .011 PR2 .822 .018 IS3 .834 .015 PR3 .849 .019 IS4 .890 .010 PR4 .916 .010 Individuální přístup IP1 .863 .012 Laissez-faire leadership LF1 .802 .020 IP2 .910 .008 LF2 .700 .024 IP3 .838 .014 LF3 .741 .022 IP4 .898 .009 LF4 .889 .015 Vnímaná efektivita EF1 .911 .009 Pracovní spok. PS1 .940 .013 EF2 .953 .006 PS2 .774 .019 EF3 .930 .008 PS3 -.722 .026 Záva- zek ZO1 .908 .011 ZO3 .801 .020 ZO2 .902 .011 ZO4 .780 .017 Poznámka. λ = standardizovaný faktorový náboj; S.E. = standardní chyba faktorového náboje. STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 161 Tabulka 19. Vztahy mezi dimenzemi leadershipu měřenými CLQ a dalšími konstrukty Vnímaná efektivita Pracovní spokojenost Závazek k organizaci r [95%CI] r [95%CI] r [95%CI] Idealizovaný vliv .793 [.754, .832] .555 [.496, .615] .380 [.308, .451] Inspirující motivace .730 [.683, .776] .546 [.486, .606] .408 [.337, .480] Intelektuální stimulace .745 [.701, .790] .613 [.558, .669] .442 [.372, .511] Osobní přístup .725 [.679, .770] .600 [.547, .654] .437 [.369, .504] Podmíněné odměňování .758 [.713, .804] .605 [.547, .664] .425 [.355, .495] Aktivní řízení dle odchylek .353 [.276, .429] .146 [.018, .185] .101 [.018, .185] Pasivní řízení dle odchylek -.595 [-.648, -.541] -.372 [-.443, -.301] -.261 [-.334, -.187] Laissez-faire leadership -.762 [-.806, -.718] -.478 [-.545, -.412] -.330 [-.403, -.257] Poznámka. Jedná se o vztahy mezi latentními proměnnými v rámci strukturního modelu. Všechny vztahy byly statisticky významné při p < .001, pouze vztah AR a Závazku k organizaci byl významný jen na 5% hladině významnosti (p = .017). 4. Diskuze Tato studie úspěšně replikovala zjištění o faktorové struktuře CLQ a důkazy o vnitřní konzistenci jeho jednotlivých subškál, které již předtím poskytla Studie 1 s využitím jiného vzorku. Tato studie sice pracovala také s příležitostným vzorkem, tentokrát se ale jednalo o vzorek, ve kterém všichni respondenti hodnotili svého nadřízeného, se kterým mají alespoň dvouměsíční zkušenost. Také se jednalo o vzorek s v průměru staršími respondenty a s větším věkovým rozptylem. Tak jako v případě první studie ve vzorku převažovali vzdělanější následovníci, což je časté pro výzkumy využívající sběr dat přes internet. Z hlediska posouzení charakteristik dotazníku pro vzorek méně vzdělaných respondentů by bylo vhodné provést další replikaci na vzorku získaném jiným způsobem. Tato studie přinesla také nové důkazy o konstruktové validitě dotazníku CLQ, respektive jeho jednotlivých subškál. Vztahy dimenzí leadershipu STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 162 změřených CLQ s pracovní spokojeností, závazkem k organizaci a s vnímanou efektivitou leadera odpovídaly teorii i výsledkům předchozích meta-analýz. Vzhledem k tomu, že všechny dimenze transformačního leadershipu souvisí dle zahraničních výzkumů i dle této studie s dalšími proměnnými podobně silně, nedá se na základě výsledků této studie posoudit, zda dotazník správně zachycuje rozdíly mezi dimenzemi transformačního leadershipu. Pro takové posouzení by bylo dobré testovat souběžnou validitu CLQ a jiné metody měřící jednotlivé dimenze leadershipu. Bohužel v tuto chvíli neexistuje validní metoda v češtině, která by se k tomuto účelu dala použít. Jako nejvhodnější řešení se jeví testovat souběžnou validitu na dvojjazyčném vzorku a použít originální anglickou verzi MLQ. Taková studie by ale vyžadovala velmi dobrou znalost angličtiny i češtiny u všech respondentů. Ve studii jsem se rovněž zabýval položkou IV3, u které předchozí studie objevily možná překryv s dimenzí inspirující motivace. Také v této studii měla položka tendenci být sycena inspirující motivací. Uvolnění náboje položky na faktor inspirující motivace vedlo k mírnému zlepšení shody dat s modelem, rozdíl byl nicméně věcně málo významný a položka měla spíše slabý faktorový náboj. Domnívám se, že pokud by se dotazník používal pouze k výzkumu a pro analýzy využíval latentních proměnných, mohl by být dále používán v původní podobě. Vzhledem k tomu, že dotazník nemá sloužit pouze k výzkumu, a že při použití na malých vzorcích bude potřeba pracovat se součtovými skóry, doporučil bych položku IV3 přeformulovat v souladu s doporučením uvedeným ve Studii 2. Formulace „Bere na sebe odpovědnost za skupinu“ by zachovávala příslušnost položky k dimenzi idealizovaná vliv a zároveň by položku obsahově vzdálila od inspirující motivace. STUDIE 3: OVĚŘENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 163 I když tato studie přinesla další důkazy o validitě a reliabilitě CLQ, stále zůstává řada důležitých otázek nezodpovězených. Jedna z nezodpovězených otázek se týká reliability metody a souvisí s tím, do jaké míry se shodnou různí hodnotitelé, pokud dotazník použijí pro posouzení stylu vedení stejného leadera. Další důležitá otázka se týká kriteriální validity dotazníku. V této studii jsem zkoumal vztah dimenzí měřených CLQ s proměnnými měřenými stejným způsobem, tedy administrací dotazníku následovníkům leadera. Posouzení validity vyžaduje přístup sledujících nejen více proměnných, ale také využívající více metod (angl. multitrait-method). V další studii se proto zaměřím na shodu hodnotitelů při vícenásobném hodnocení stejného leadera na vztah subškál CLQ a pozorovatelného kritéria. STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 164 Studie 4: Posouzení reliability a validity Dotazníku přístupu k vedení lidí s využitím vícenásobného hodnocení leadera 1. Úvod Jedním z cílů této studie je posoudit kriteriální validitu Dotazníku přístupu k vedení lidí (CLQ). Data získaná s využitím dotazníku srovnám s kritériem, které má dle teorie souviset se stylem vedení leadera. Zatímco v předchozích studiích jsem přístup vedení měřený CLQ srovnával s jinými konstrukty měřenými stejnou metodou (tj. dotazníkem) a využívající stejný zdroj dat (tedy následovníky hodnocených leaderů), v této studii bych měl zvolit jinou metodu a jiný zdroj dat. Zvolil jsem hospodářský výsledek organizace, neboť právě lepší výsledky organizace jsou jedním z klíčových a pro praxi důležitých žádoucích důsledků stylů vedení (Wang et al., 2011). Jak a proč souvisejí jednotlivé dimenze komplexního modelu leadershipu s výsledky organizace, popisuji podrobně výše v kapitole Teoretické vysvětlení vztahu mezi stylem vedení, spokojeností, vnímanou efektivitou a výkonem. V souladu s teorií a s dosavadními výsledky výzkumných studií (Wang et al., 2011) předpokládám (slabý) pozitivní vztah mezi transformačním přístupem manažera/manažerky a mírou podmíněného odměňování s výsledky organizace. V případě aktivního řízení podle odchylek očekávám velmi slabý nebo žádný vztah a v případě pasivního řízení podle odchylek očekávám (slabý) negativní vztah s výsledky organizace (Judge & Piccolo, 2004; Wang et al., 2011). V případě vztahu laissez-faire leadershipu a výsledků organizace STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 165 se nedá opřít o výše zmíněné meta-analytické studie, ale dle teorie by měl být tento vztah (slabý) negativní. Dalším cílem této studie je odhadout reliabilitu CLQ posouzením míry shody hodnotitelů. Jsou tři obecné faktory, které ovlivňují, jak budou hodnotitelé posuzovat přístup leadera: skutečný styl vedení leadera, zkreslení (angl. bias) na straně hodnotitelů a náhodná chyba měření (více viz Wherry & Bartlett, 1982). Poslední dva uvedené faktory jsou zdrojem rozdílů mezi různými hodnotiteli, kteří posuzují přístup k vedení stejného leadera. Vedle náhodné chyby měření a běžných kognitivních zkreslení spojených s vnímáním a hodnocení druhých lidí (např. Vaculík, 2010) a s osobností hodnotitele (Bono et al., 2012) může být rozdíl v individuálních hodnoceních stylu vedení leadera vysvětlen také tím, že mají hodnotitelé typicky k dispozici různé „vzorky chování“ leadera. Leader se může chovat různě v různých situacích a k různým následovníkům a každý hodnotitel, často někdo z následovníků, vidí jen nenáhodnou část z těchto projevů. Při používání dotazníku leadershipu je podstatné vědět, do jaké míry odráží jednotlivá hodnocení měřený rys. Pro výzkum i pro praxi potřebujeme být schopni posoudit, do jaké míry se můžeme spolehnout na hodnocení jednoho nebo několika hodnotitelů a kolik hodnocení od různých hodnotitelů je potřeba agregovat, aby byl odhad skutečného stylu vedení spolehlivý. Nepodařilo se mi dohledat žádnou studii zaměřenou na míru shody hodnotitelů v případě měření transformačního či transakčního leadershipu a pouze jednu starou studii (Cummins, 1971) zaměřenou na míru shody hodnotitelů při posuzování jiného stylu vedení. Existuje ale rozsáhlá literatura zkoumající míru shody hodnotitelů v rámci vícezdrojové zpětné vazby zaměřené na pracovní výkon. Jelikož je pracovní výkon obvykle měřen skrze STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 166 pozorovatelné chování (Koopmans et al., 2014; Koopmans et al., 2011) a jelikož bývá často posuzován pracovní výkon manažerů, lze ze studií zaměřených na shodu hodnotitelů při posuzování pracovního výkonu vycházet při úvahách o míře shody hodnotitelů při posuzování stylu vedení. Meta-analýza těchto studií (Conway & Huffcutt, 1997) ukázala, že reliabilita jednotlivých hodnocení pracovního výkonu manažerů je poměrně nízká, zejména pokud jsou hodnotiteli podřízení. Je potřeba agregovat hodnocení od alespoň 6-10 podřízených, abychom získali spolehlivý výsledek. Předpokládal jsem proto, že také pro spolehlivé posouzení stylu vedení manažera/manažerky pomocí CLQ bude třeba hodnocení od řady podřízených. Třetím cílem této studie je posoudit spolehlivost CLQ pro sebe-hodnocení leadera. Sebe-hodnocení jsou vedle náhodné chyby měření ovlivněna také tzv. egocentrickými zkresleními (angl. egocentric biases) a v důsledku toho korelují s hodnoceními z jiných zdrojů (např. hodnocení nadřízeným, hodnocení podřízeným) slaběji, než jak spolu korelují hodnocení jiných hodnotitelů (Harris & Schaubroeck, 1988). Přehledová studie zaměřená na zkreslení při sebe-hodnocení leadershipu (Fleenor et al., 2010) popisuje podrobně desítky dílčích faktorů, které mohou zkreslovat leaderovo sebeposouzení. Nedávná meta-analýza Lee a Carpenter (2018) se věnuje přímo kvalitě sebehodnocení při posuzování stylu vedení. Průměrná korelace sebehodnocení s hodnocením od druhých je v případě „vztahových“ stylů vedení slabá (ρ = .27, k = 37). V případě hodnocení transformačního leadershipu je statisticky významně silnější při srovnání sebehodnocení s hodnocením od podřízených (ρ = .33, k = 19) než s hodnocením od nadřízených (ρ = .13, k = 4). Předpokládal jsem, že STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 167 také v případě CLQ bude sebehodnocení leadera korelovat s hodnocením následovníků jen slabě. 2. Metoda 2.1 Vzorek Výzkumný vzorek této studie tvoří studenti Ekonomicko-správní fakulty Masarykovy univerzity a Vysoké školy ekonomické, kteří v letech 2012- 2018 hráli v rámci svého studia jako součást výuky semestr trvající manažerskou simulační hru. Do studie jsem zařadil data získaná o 125 uměle vytvořených podnicích získaná ze systému hry a od „zaměstnanců“ těchto podniků. Každý z podniků měl jednoho generálního ředitele nebo ředitelku, kteří vedli v průměru 18.69 zaměstnanců. Celkově tedy v podnicích působilo 125 generálních ředitelů a 2 336 jejich podřízených. Krátce před koncem manažerské simulační hry jsem všechny ředitele i zaměstnance oslovil emailem s prosbou o vyplnění sady dotazníků, jejíž součástí byl i Dotazník přístupu k vedení lidí. Návratnost dotazníku jsem podpořil tím, že jsem informaci o dotazníku uveřejnil také na webové stránce manažerské hry, že jsem rozeslal upomínku před ukončením sběru dat, že jsem popsal smysl výzkumu a zejména tím, že jsem ve spolupráci s vedením hry za vyplnění dotazníku slíbil odměnu ve formě herních peněz, které mohly mírně vylepšit individuální výsledek respondentů ve hře. Celkem 115 ředitelů/ředitelek a 2 070 (88.61 %) zaměstnanců dotazníky vyplnilo. Data od 24 zaměstnanců jsem vyřadil kvůli nízké spolehlivosti odpovědí. Buď dotazník vyplnili tak rychle, že dle pilotáže nemohli stihnout přečíst všechny otázky, nebo uvedli, že STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 168 nechodili na semináře, takže nepřicházeli do opakovaného přímého kontaktu se svým ředitelem či ředitelkou. Také jeden ředitel vyplnil dotazník příliš rychle a v jenom případě se v dotazníku za generálního ředitele označili dva zaměstnanci podniku, takže jsem musel výpovědi od obou vyřadit. Celkově jsem tedy analyzoval výpovědi získané od 2 046 podřízených ze 125 herních podniků a 113 sebehodnocení generálních ředitelů a ředitelek. Ředitelé měli v průměru 21.32 (SD = 2.30) let a převažovali mezi nimi muži (73.28 %). Podřízení měli v průměru 21.43 (SD = 1.35) let a mírně mezi nimi převažovaly ženy (54.59 %). 2.2 Manažerská simulační hra Manažerská simulační hra je čtyři měsíce trvající simulace trhu s automobily probíhající jako součást vysokoškolské výuky managementu. Data analyzovaná v této studii pochází z let 2012 -2018, kdy hra probíhala na Ekonomicko-správní fakultě Masarykovy univerzity a několik let také na Národohospodářské fakultě Vysoké školy ekonomické v Praze. Ze začátku uvedeného období jsem se na realizaci hry podílel jako lektor seminářů. Týmy studentů tvořily vedení automobilových podniků, které prodávají své výrobky na počítačem simulovaném trhu. Každý podnik vedl jeden „generální ředitel(ka)“, kterého/kterou si studenti zvolili ze svého středu krátce po zahájení hry. Generální ředitel i jeho podřízení byli v průběhu hry odměňováni fiktivními penězi, podle kterých byli na konci semestru ohodnoceni známkou. Generální ředitel měl velké pravomoci, které mohl delegovat na členy týmu. Měl konečné slovo například při rozdělování STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 169 práce, při propouštění a přijímání zaměstnanců, při rozhodování o strategii podniku, o organizační struktuře podniku a při rozdělování peněz. Hra trvala sedm kol. V každém kole podnik rozhodoval o počtu vyrobených aut, určoval základní výbavu auta, investoval do výzkumu, optimalizoval výrobní náklady, vytvářel marketingové plány, finanční výkazy, dělal analýzu finančních trhů a jednal o úvěrech s bankami. Vzhledem k množství úkolů bylo do úspěšného chodu podniku potřeba zapojit co nejvíce studentů, motivovat je a koordinovat jejich práci. Jak spolu s kolegy popisuji v samostatné publikaci (Smutny et al., 2013), manažerská simulační hra napodobuje prostředí reálné ekonomiky a proces řízení podniku. Hra vytváří zajímavé zázemí pro výzkum, neboť a) umožňuje srovnávat podobné týmy a mít tak srovnatelná data o jejich výkonu; b) umožňuje snížit vliv vnějších proměnných ohrožujících výzkum v reálných podnicích – týmy jsou podobně veliké, mají stejnou historii, stejné výchozí podmínky, stejné dostupné informace, členové týmů mají podobné zkušenosti; c) umožňuje přístup k datům o výkonnosti jednotlivých podniků a vysokou návratnost při sběru dat pomocí dotazníků. Sebehodnocení generálních ředitelů a jejich hodnocení následovníky analyzované v této studii pochází z elektronického dotazníku, jehož součástí byl i CLQ. Studenty jsem předem informoval, že poskytnutá data budou využita pro výzkumné účely. Vyplnění dotazníků bylo dobrovolné, ale (jak už jsem výše uvedl) odměněné herními penězi, které studentům mírně pomohly v hodnocení předmětu. Data o výkonu všech týmů jsem získal z databáze manažerské simulační hry. Do analýzy jsem zařadil data z několika let, a tedy i z několika sehrávek manažerské simulační hry. V rámci jednotlivých sehrávek se herní trh různě vyvíjel a mírně se upravovaly také výchozí podmínky. Proto jsem pro účely analýz použil STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 170 celkový hospodářský výsledek každého podniku dosažený v průběhu 7 kol hry vydělený průměrným hospodářským výsledkem v dané sehrávce, což je indikátor vyjadřující relativní úspěšnost každého podniku vzhledem k jeho konkurenci. 2.3 Analýzy Vzorek použitý v této studii se svým složením odlišuje od vzorků, se kterými pracovali předchozí studie využívající CLQ. Vzorek je více homogenní, zahrnuje pouze studenty a hodnocení leadeři byli spolužáci mající vedoucí roli pouze v rámci simulační hry. Ověřoval jsem tedy nejprve, zda předpokládaný osmifaktorový model leadershipu dobře vysvětluje data získaná na tomto specifickém vzorku. Jelikož vždy několik následovníků hodnotilo stejného leadera, nebyla pozorování nezávislá. Musel jsem tedy provést více-úrovňovou (angl. multi-level) konfirmační faktorovou analýzu s klastry odpovídajícími jednotlivým týmům vedeným stejným generálním ředitelem. Analýzu jsem provedl v programu MPLUS se specifikací TYPE = COMPLEX a robustním estimátorem (MLR). Do této analýzy vstupovala data od všech 2 046 podřízených (individuální úroveň) rozdělená do 125 klastrů. Míru shody pozorovatelů jsem posuzoval pomocí vnitrotřídního korelačního koeficientu (Shrout & Fleiss, 1979) v programu IBM SPSS 22 (postup pro výpočet a interpretaci uvádí Landers, 2015). Využil jsem koeficient ICC(1,k), neboť každého leadera posuzovala různá skupina hodnotitelů vybraných náhodně z populace následovníků každého z leaderů. Do analýzy jsem zařadil data o 101 generálních ředitelích z let 2012- 2018, kteří byli hodnoceni alespoň 13 členy týmu. Data od podřízených STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 171 každého ředitele jsem náhodně seřadil a pokud byl ředitel hodnocen více než třinácti podřízenými, vybral jsem prvních 13 hodnocení. V analýze jsem pracoval se součtovými skóry kompozitní škály transformačního leadershipu (tj. průměr ze 16 položek náležejících do dimenzí transformačního leadershipu) i jednotlivých osmi subškál. Do posouzení míry shody sebehodnocení a hodnocení následovníky jsem využil data o 113 generálních ředitelích, kteří vyplnili sebehodnotící dotazník a hodnocení všech jejich podřízených. Nebyla tedy zařazena data od podřízených, jejichž ředitel nevyplnil sebehodnocení. Míru shody hodnocení následovníky a sebehodnocení jsem posuzoval pomocí korelace součtových skórů jednotlivých subškál. Do analýzy vztahu stylu vedení měřeného pomocí CLQ a hospodářského výsledku vstupovala data od všech 2 046 podřízených a data o relativním kumulovaném hospodářském výsledku všech 125 podniků získaná z databáze manažerské simulační hry. Vztahy jsem zkoumal pomocí programu MPLUS 8.2 (Muthén & Muthén, 1998-2017) s MLR estimátorem ve zjednodušeném více-úrovňovém modelu (TYPE = COMPLEX), ve kterém jsem ze 16 položek transformačního leadershipu vytvořil čtyři balíčky (angl. parcels) odpovídající jednotlivým dimenzím transformačního přístupu (tzv. domain-specific approach, více viz Graham et al., 2000). Důvodem bylo, že počet klastrů ve vzorku byl těsně dostačující pro provedení více-úrovňové konfirmační analýzy, ale nikoliv pro spolehlivé zkoumání vztahů s dalšími proměnnými. Hospodářský výsledek jsem do modelu zahrnul jako latentní proměnnou s jedním indikátorem (skutečným relativním hospodářským výsledkem podniku). Jelikož z jednoho indikátoru nelze odhadnout reliabilitu měření, odhadl jsem a zafixoval zbytkový rozptyl na .80 (stejně jako dříve ve studii Prochazka STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 172 et al., 2018). Vztah mezi styly vedení a hospodářským výsledkem posuzuji dle korelací latentních proměnných. Regresní analýza by vzhledem k silné multikolinearitě dimenzí leadershipu poskytovala zkreslené výsledky o efektu jednotlivých dimenzí. 3. Výsledky 3.1 Popisné statistiky a předběžné analýzy V tabulce 20 jsou uvedeny popisné statistky pro součtové skóry jednotlivých subškál CLQ a pro kompozitní škálu transformačního leadershipu. Jedná se o průměrná hodnocení jednotlivých ředitelů/ředitelek všemi jejich podřízenými. Jak je vidět z tabulky, patrně kvůli homogenitě skupiny hodnocených leaderů je rozdělení součtových skórů výrazně šikmější a špičatější než v případě předchozích studií. Pro analýzy využívající součtové skóry jsem proto využil neparametrické testy a robustní estimátory. Při využití průměru součtových skórů mají všechny subškály velmi vysokou vnitřní konzistenci (ω > .877, α > .865) stejně tak jako kompozitní škála transformačního leadershipu (ω = .971, α = .969). STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 173 Tabulka 20. Popisné statistiky pro součtové skóry – průměrná hodnocení ředitelů/ředitelek jejich podřízenými M SD Min. Max. Šik. Špič. IV 5.663 .635 2.440 6.500 -2.166 6.852 IS 5.687 .616 3.630 6.680 -1.034 .824 IS 5.455 .492 3.870 6.370 -.572 .443 IP 4.323 .615 2.290 5.470 -.822 .850 PO 4.707 .601 2.100 5.740 -1.140 2.456 AR 4.726 .709 1.810 5.940 -1.224 2.418 PR 2.834 .708 1.660 5.190 1.049 .864 LF 2.062 .705 1.150 5.270 2.061 5.343 TFL 5.282 .541 3.100 6.190 -1.379 2.726 Více-úrovňová konfirmační faktorová analýza ukázala uspokojivou až dobrou shodu dat u všech testovaných modelů (viz Tabulka 21). V osmifaktorovém modelu byly jednotlivé položky syceny poměrně silně příslušným faktorem (viz Tabulka 22). Relativně nižší faktorový náboj šlo pozorovat u položky PO4 („Předem stanovuje odměny za splnění cílů“), což patrně souviselo se specifiky manažerské simulační hry, ve které byl rozpočet na odměny zcela jasný později, než je tomu v běžných podnicích. Jednotlivé dimenze leadershipu spolu korelovaly středně silně až silně jako v předcházejících studiích (viz Tabulka 23). STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 174 Tabulka 21. Výsledky konfirmační faktorové analýzy model χ2 df p CFI TLI RMSEA [90%CI] SRMR 8-faktorový 2006.526 436 <.001 .946 .939 .042 [.040, .044] .039 8+1-faktorový 2382.969 450 <.001 .934 .927 .046 [.044, .048] .045 S balíčky 930.994 160 <.001 .964 .957 .049 [.046, .052] .033 S balíčky + HV 1033.737 175 <.001 .958 .950 .049 [.046, .052] .033 Poznámka. 8+1-faktorový model zahrnuje transformační leadership jako faktor druhého řádu. Model s balíčky má jeden faktor slučující dimenze TFL a čtyři faktory odpovídající dalším dimenzím. Tabulka 22. Faktorové náboje položek v osmifaktorovém modelu λ S.E. λ S.E. Idealizovaný vliv IV1 .760 .024 Podmíněnéod- měňování PO1 .714 .017 IV2 .685 .024 PO2 .698 .018 IV3 .623 .026 PO3 .681 .020 IV4 .837 .015 PO4 .398 .020 Inspirujícímo- tivace IM1 .678 .028 Akt.řízenídle odchylek AR1 .684 .020 IM2 .580 .031 AR2 .669 .021 IM3 .677 .026 AR3 .653 .020 IM4 .821 .016 AR4 .823 .013 Intelekt.sti- mulace IS1 .674 .021 Pas.řízenídle odchylek PR1 .683 .019 IS2 .687 .017 PR2 .823 .014 IS3 .733 .016 PR3 .757 .017 IS4 .770 .015 PR4 .834 .013 Individuální přístup IP1 .724 .016 Laissez-faire leadership LF1 .751 .025 IP2 .747 .016 LF2 .640 .020 IP3 .665 .018 LF3 .729 .029 IP4 .757 .016 LF4 .881 .014 Poznámka. λ = standardizovaný faktorový náboj; S.E. = standardní chyba faktorového náboje. STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 175 Tabulka 23. Vztahy mezi dimenzemi leadershipu IV IM IS OP PO AR PR LF Idealizovaný vliv .756 .706 .744 .684 .712 -.650 -.858 Inspirující motivace .650 .706 .721 .813 .597 -.539 -.678 Intelektuální stimulace .708 .667 .855 .822 .571 -.480 -.595 Osobní přístup .791 .668 .815 .890 .644 -.539 -.613 Podmíněné odměňování .795 .709 .717 .780 .797 -.666 -.784 Aktivní řízení dle odchylek .640 .453 .496 .534 .654 -.679 -.720 Pasivní řízení dle odchylek -.773 -.558 -.561 -.631 -.674 -.787 .794 Laissez-faire leadership -.789 -.619 -.645 -.641 -.723 -.747 .783 Poznámky. Nad diagonálou jsou uvedeny korelace latentních proměnných, pod diagonálou neparametrické korelace průměrů součtových skórů (Spearmanovo ρ); všechny korelace jsou signifikantní s p < .001. V modelu s faktorem druhého řádu má také nejnižší faktorový náboj čtvrtá položka ve škále podmíněného odměňování (λ = .395). Ostatní faktorové náboje položek se pohybovaly v rozmezí λ = .580 až λ = .883. Faktory odpovídající čtyřem škálám transformačního leadershipu byly silně syceny faktorem druhého řádu (λIV = .904; λIM = .832; λIs = .835; λIP = .876). Faktor druhého řádu koreloval extrémně silně s podmíněným odměňováním (r = .982, p < .001) a poměrně silně také s aktivním (r = .739, p < .001) i pasivním řízením dle odchylek (r = -.649, p < .001) a laissez-faire leadershipem (r = .809, p < .001). Kvůli následujícím analýzám jsem ověřil také shodu dat s modelem, ve kterém byly položky z každé škály transformačního leadershipu zprůměrovány do jediného indikátoru („balíčku“). Do posledního testovaného modelu jsem přidal také hospodářský výsledek. V tomto modelu měla opět nejnižší faktorový náboj položka PO4 (λ = .398), ostatní položky byly syceny svými faktory na úrovni λ = .639 až λ = .883. Všechny čtyři balíčky položek transformačního leadershipu byly silně syceny faktorem transformační leadership (λIV = .844; λIM = .737; λIs = .754; λIP = .781). STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 176 Konfirmační analýzy poskytují podporu pro použití CLQ v prostředí manažerské simulační hry a podporu pro použití modelu s balíčky pro testování vztahu mezi stylem vedení měřeným CLQ a hospodářským výsledkem herních podniků. 3.4 Vztah stylu vedení k úspěšnosti skupiny Jak vyplývá z Tabulky 24, byl transformační leadership v souladu s hypotézou slabým prediktorem hospodářského výsledku. Ještě o něco slabší pozitivní vztah mělo s hospodářským výsledkem podmíněné odměňování. Slabý negativní vztah s hospodářským výsledkem pak mělo pasivní řízení podle odchylek a laissez-faire leadership. Vztah aktivního řízení podle odchylek a hospodářského výsledku byl věcně i statisticky nevý- znamný. Tabulka 24. Vztah stylu vedení ředitele/ředitelky k hospodářskému výsledku rHV [95%CI] p Transformační leadership .249 [.075, .424] .005 Podmíněné odměňování .198 [.033, .363] .018 Aktivní řízení podle odchylek .147 [-.021, .316] .087 Pasivní řízení podle odchylek -.224 [-.380, -.068] .005 Laissez-faire leadership -.221 [-.400, -.041] .016 Poznámka. Jde o vztahy latentních proměnných. 3.2 Posouzení míry shody pozorovatelů Výsledky posouzení shody pozorovatelů jsou uvedeny v Tabulce 25. Koeficient ICC (1) v první polovině tabulky vyjadřuje odhad spolehlivosti STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 177 hodnocení jedním hodnotitelem. S vyšším počtem hodnotitelů se spolehlivost hodnocení jedním hodnotitelem nemění, jen se zpřesňuje jeho odhad, což je patrné ze zužujícího se intervalu spolehlivosti. Koeficient ICC (1,k) vyjadřuje spolehlivost hodnocení při využití průměrného hodnocení od tří (k = 3) až třinácti (k = 13) různých hodnotitelů. Tento koeficient s počtem hodnotitelů roste tak, jak roste spolehlivost hodnocení při průměrování hodnocení z více zdrojů (viz také Obrázky 5 a 6). Například ICC (1, 3) pro transformační leadership jako celek (zahrnující všechny čtyři subškály transformačního leadershipu) vyjadřuje míru shody tří následovníků při hodnocení míry transformačního přístupu jejich leadera. Hodnota ICC (1, 3) = .487 značí, že při třech hodnotitelích lze jen 48,7 % rozptylu transformačního leadershipu měřeného pomocí CLQ vysvětlit skutečnými rozdíly v míře transformačního vedení a 51,3 % je náhodný rozptyl. Při třinácti hodnotitelích pak ICC (1, 13) = .822 ukazuje, že je převážná část rozptylu vysvětlená skutečnou mírou transformačního vedení a jen 16,8 % zůstává pro chybový rozptyl. STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 178 Tabulka 25 Vnitrotřídní korelace škál CLQ při 3-13 hodnotitelích Transformační leadership Idealizovaný vliv Inspirující motivace Intelektuální stimulace Individuální přístup # ICC 95%CI ICC 95%CI ICC 95%CI ICC 95%CI ICC 95%CI ICC(1) 3 .240 .117 .370 .301 .178 .429 .278 .155 .407 .142 .024 .272 .110 -.005 .240 ICC(1) 4 .229 .132 .339 .259 .160 .370 .272 .172 .383 .139 .050 .245 .143 .054 .250 ICC(1) 5 .194 .113 .291 .221 .137 .319 .236 .152 .336 .134 .060 .226 .115 .043 .204 ICC(1) 6 .212 .137 .302 .233 .157 .325 .259 .180 .352 .136 .071 .218 .105 .044 .183 ICC(1) 7 .203 .135 .287 .203 .135 .287 .259 .186 .348 .116 .060 .189 .112 .056 .184 ICC(1) 8 .224 .158 .306 .224 .158 .306 .259 .189 .344 .130 .076 .200 .130 .076 .201 ICC(1) 9 .251 .185 .333 .247 .181 .328 .282 .213 .366 .145 .092 .214 .152 .098 .222 ICC(1) 10 .254 .190 .333 .256 .192 .336 .287 .220 .369 .136 .087 .201 .160 .107 .228 ICC(1) 11 .266 .203 .345 .265 .202 .344 .292 .226 .373 .143 .095 .207 .178 .125 .247 ICC(1) 12 .274 .211 .353 .271 .208 .349 .300 .234 .380 .146 .099 .208 .182 .130 .250 ICC(1) 13 .262 .201 .338 .260 .200 .336 .284 .221 .362 .140 .095 .199 .178 .128 .243 ICC (1, 3) 3 .487 .285 .638 .564 .393 .693 .536 .355 .673 .331 .069 .529 .271 -.015 .486 ICC (1, 4) 4 .543 .378 .673 .583 .433 .701 .599 .455 .713 .392 .173 .565 .401 .184 .571 ICC (1, 5) 5 .546 .389 .672 .586 .443 .701 .607 .472 .716 .437 .243 .594 .393 .184 .562 ICC (1, 6) 6 .617 .489 .722 .646 .527 .743 .677 .568 .765 .485 .313 .627 .412 .215 .573 ICC (1, 7) 7 .641 .523 .739 .640 .522 .738 .710 .615 .789 .479 .307 .620 .468 .293 .612 ICC (1, 8) 8 .698 .600 .779 .698 .600 .779 .736 .651 .807 .544 .396 .667 .545 .398 .668 ICC (1, 9) 9 .751 .671 .818 .747 .666 .815 .779 .708 .838 .604 .477 .710 .617 .494 .720 ICC (1, 10) 10 .773 .700 .833 .775 .704 .835 .801 .738 .854 .612 .488 .716 .656 .546 .748 ICC (1, 11) 11 .800 .736 .853 .799 .735 .852 .820 .763 .868 .647 .536 .741 .704 .610 .783 ICC (1, 12) 12 .819 .763 .867 .817 .760 .866 .837 .786 .880 .672 .569 .759 .728 .643 .800 ICC (1, 13) 13 .822 .766 .869 .821 .765 .868 .838 .787 .881 .678 .578 .763 .738 .656 .807 STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 179 Pokračování Tabulky 25. Podmíněné odměňo- vání Akt. řízení dle od- chylek Pas. řízení dle od- chylek Laissez-faire leade- rship # ICC 95%CI ICC 95%CI ICC 95%CI ICC 95%CI ICC(1) 3 .104 -.011 .234 .244 .121 .374 .180 .060 .311 .295 .171 .423 ICC(1) 4 .168 .075 .276 .246 .147 .356 .170 .077 .278 .281 .181 .392 ICC(1) 5 .122 .049 .212 .236 .151 .335 .140 .065 .232 .236 .152 .336 ICC(1) 6 .139 .074 .222 .239 .162 .332 .182 .111 .270 .254 .176 .347 ICC(1) 7 .131 .072 .207 .215 .146 .300 .172 .108 .253 .234 .163 .321 ICC(1) 8 .154 .096 .228 .237 .170 .321 .190 .128 .268 .255 .185 .339 ICC(1) 9 .163 .108 .235 .247 .181 .328 .195 .135 .271 .273 .204 .356 ICC(1) 10 .166 .113 .236 .248 .185 .328 .197 .139 .270 .285 .218 .368 ICC(1) 11 .173 .120 .241 .245 .184 .322 .212 .155 .286 .288 .222 .369 ICC(1) 12 .179 .128 .247 .245 .185 .321 .210 .155 .282 .272 .209 .350 ICC(1) 13 .175 .125 .240 .242 .183 .316 .211 .157 .281 .266 .205 .343 ICC (1, 3) 3 .258 -.032 .478 .492 .293 .642 .397 .160 .575 .557 .383 .688 ICC (1, 4) 4 .446 .246 .603 .566 .409 .689 .450 .251 .606 .610 .469 .721 ICC (1, 5) 5 .409 .205 .573 .607 .471 .716 .449 .259 .602 .607 .472 .717 ICC (1, 6) 6 .493 .323 .632 .654 .538 .749 .572 .429 .690 .671 .561 .761 ICC (1, 7) 7 .514 .354 .646 .657 .544 .750 .592 .459 .703 .681 .576 .768 ICC (1, 8) 8 .592 .460 .702 .714 .621 .791 .652 .539 .746 .732 .645 .804 ICC (1, 9) 9 .637 .520 .734 .747 .665 .815 .685 .584 .770 .771 .698 .833 ICC (1, 10) 10 .666 .560 .755 .768 .694 .830 .710 .618 .788 .800 .736 .853 ICC (1, 11) 11 .696 .601 .777 .781 .712 .840 .748 .668 .815 .816 .759 .865 ICC (1, 12) 12 .724 .637 .797 .796 .732 .850 .762 .687 .825 .818 .760 .866 ICC (1, 13) 13 .733 .650 .804 .806 .745 .857 .777 .707 .836 .825 .770 .871 STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 180 Obrázek 5. Transformační leadership: ICC (1, k) dle počtu hodnotitelů Poznámka. osa x = ICC, osa y = počet hodnotitelů. Obrázek 6. Transakční a laissez-faire leadership: ICC (1, k) Poznámka. osa x = ICC, osa y = počet hodnotitelů. ,0 ,2 ,4 ,6 ,8 1,0 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 Transformační leadership Idealizovaný vliv Inspirující motivace Intelektuální stimulace Individuální přístup ,0 ,2 ,4 ,6 ,8 1,0 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 Podmíněné odměňování Akt. řízení dle odchylek Pas. řízení dle odchylek Laissez-faire leadership STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 181 3.2 Posouzení shody sebehodnocení leadera a hodnocení následovníky Tabulka 26 obsahuje popisné statistiky položek a subškál CLQ pro sebehodnocení generálních ředitelů a ředitelek. Uvádí také odhady vnitřní konzistence. S výjimkou aktivního a pasivního řízení podle odchylek nedosahují odhady vnitřní konzistence doporučované hodnoty α > .70 nebo ω > .70, což značí nízkou spolehlivost sebehodnocení. STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 182 Tabulka 26. Popisné statistiky položek a subškál pro sebehodnocení leaderů M SD M SD αd α ωd ω Idealizovanývliv IV1 6.009 1.073 6.075 .243 .405 .588 .525 .652 IV2 6.381 .909 .495 .633 IV3 5.796 1.174 .703 .720 IV4 6.115 .874 .434 .499 Inspirujícímoti- vace IM1 6.274 .919 5.971 .315 .546 .646 .551 .670 IM2 5.575 1.156 .657 .680 IM3 6.168 .944 .530 .554 IM4 5.867 1.056 .579 .645 Intelekt.stimu- lace IS1 5.823 1.136 5.925 .216 .459 .526 .530 .558 IS2 6.062 1.12 .555 .590 IS3 6.142 .925 .407 .432 IS4 5.673 1.073 .386 .393 Individuální přístup IP1 4.575 1.557 4.931 .500 .613 .684 .619 .694 IP2 5.673 1.153 .637 .668 IP3 4.743 1.419 .667 .679 IP4 4.735 1.488 .545 .567 Podmíněnéod- měňování PO1 6.106 1.003 5.117 1.434 .200 .391 .460 .490 PO2 5.044 1.404 .394 .497 PO3 6.204 1.087 .221 .476 PO4 3.115 1.657 .499 .532 Akt.řízenídle odchylek AR1 4.257 1.522 4.819 .407 .744 .752 .780 .776 AR2 5.230 1.356 .724 .738 AR3 4.885 1.563 .721 .763 AR4 4.903 1.458 .570 .574 Pas.řízenídle odchylek PR1 3.310 1.452 3.082 .155 .793 .843 .800 .845 PR2 3.035 1.529 .833 .834 PR3 2.965 1.488 .796 .797 PR4 3.018 1.476 .783 .791 Laissez-fairele- adership LF1 1.858 1.076 1.867 .198 .626 .671 .662 .697 LF2 2.150 1.226 .682 .690 LF3 1.735 .907 .589 .642 LF4 1.726 .957 .524 .557 Poznámka. αd = Cronbachovo alfa subškály po vyřazení položky; α = Cronbachovo alfa subškály; ωd = McDonaldova omega po vyřazení položky; ω = McDonaldova omega subškály. STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 183 Tabulka 27 popisuje sílu vztahů mezi sebehodnocením leadera a průměrným hodnocením od jeho následovníků. I když by sebehodnocení a hodnocení následovníky měly měřit to stejné, korelace jsou velmi slabé a převážně statisticky i věcně nevýznamné. Statisticky významné jsou pouze slabé korelace hodnocení a sebehodnocení inspirující motivace a aktivního a pasivního řízení podle odchylek. Tabulka 27. Korelace mezi sebehodnocením leadera a hodnocením od následovníků Sebehodnocení leaderů TFL IV IM IS OP PO AR PR LF Sumarizovanéhodnocení následovníky Transformační lead. (celkem) .000 -.209 .224 -.017 .047 -.009 -.035 .007 .160 Idealizovaný vliv -.028 -.103 .228 -.110 -.033 -.058 .067 -.046 .123 Inspirující motivace .088 -.109 .312 -.019 .105 .084 -.033 -.075 .024 Intelektuální stimulace -.011 -.207 .145 .073 .020 -.053 -.023 .034 .175 Osobní přístup -.073 -.296 .118 -.051 .025 -.018 -.091 .021 .226 Podmíněné odměňování -.092 -.198 .091 -.094 -.014 .099 -.005 .052 .109 Aktivní řízení dle odchylek -.049 -.056 .000 -.085 .005 .087 .318 -.222 -.014 Pasivní řízení dle odchylek .042 .021 -.107 .117 .052 .010 -.153 .255 .006 Laissez-faire leadership .040 .031 -.129 .116 .025 .049 -.152 .140 .021 Poznámka. Vztah je vyjádřen pomocí Spearmanova ρ; hodnocení následovníky je vypočítáno jako průměrné hodnocení od všech následovníků; na diagonále jsou uvedeny korelace stejných subškál při sebehodnocení a hodnocení následovníky. Statisticky významné na 5% hladině jsou korelace s ρ ≥ .198. 4. Diskuze Tato studie přinesla podporu pro kriteriální validitu Dotazníku přístupu k vedení lidí. V souladu s teorií a staršími zahraničními studiemi využívající zejména MLQ jsem nalezl slabý pozitivní vztah mezi výkonem skupiny měřeným skrze hospodářský výsledek a transformačním leadershipem a podmíněným odměňováním měřenými CLQ. Naopak negativní STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 184 vztah s hospodářským výsledkem, stejně jako v zahraničních studiích, měly pasivní řízení podle odchylek a laissez-faire leadership. Vztah aktivního řízení podle odchylek a hospodářského výsledku byl nevý- znamný. Z analýzy vnitrotřídních korelačních koeficientů je zřejmé, že hodnocení stylu vedení jediným podřízeným je vysoce nespolehlivé a odráží více jiné faktory než skutečný styl vedení leadera. Při třech hodnotitelích se u většiny škál dotazníku CLQ ukázala jen slabá shoda hodnotitelů (tj. ICC = .31 až .50) dle kritérií navržených LeBretonem a Senterem (2008). Jen u škál Idealizovaný vliv, Inspirující motivace a Laissez-faire leadership je už při třech hodnotitelích alespoň střední úroveň shody (tj. ICC = .50 až .70). K hranici silné shody hodnotitelů (tj. ICC > .70), považované za ukazatel dobré reliability, se většina škál blíží až při využití devíti hodnotitelů. Obecně nejnižší shody hodnotitelů dosahují podřízení u těch škál CLQ, které vypovídají o tzv. na jedince zaměřeném chování leadera (tj. individuální přístup, intelektuální stimulace, podmíněné odměňování), jenž se může nejvíce lišit směrem k různým následovníkům (viz např. Wu et al., 2010). Naopak nejvyšší míry shody dosahují následovníci u škál vypovídajících o tzv. na skupinu zaměřeném chování leadera (tj. idealizovaný vliv, inspirující motivace, laissez-faire leadership), které nesouvisejí s jednáním s jednotlivými následovníky (Wu et al., 2010). Zdá se tedy, že část chybového rozptylu při hodnocení stylu vedení plyne z toho, že následovníci při posuzování stylu vedení leadera přikládají větší význam tomu, jak se chová leader k nim samotným než tomu, jak se chová k ostatním. To není překvapující. I když se položky dotazníku ptají obecně na chování leadera napříč situacemi a směrem ke všem následovníkům, každý následovník nemusí vidět nebo vnímat to, jak se leader STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 185 chová k ostatním nebo tomu nemusí dávat takovou váhu. Vnitrotřídní koeficienty ukazují, že CLQ poskytuje při měření přístupu leadera jedním hodnotitelem nebo malou skupinou hodnotitelů velmi nespolehlivé hodnocení skutečného stylu vedení leadera. Jednotlivé hodnocení vypovídá patrně více o osobě hodnotitele a jejím vztahu s leaderem než o tom, jak se leader chová ve své vedoucí roli napříč následovníky a situacemi. Pro spolehlivé měření obecného stylu vedení ve výzkumu i v praxi proto doporučuji využít ideálně alespoň 9 hodnotitelů majících s leaderem přímou zkušenost. Tento výsledek přináší důležité poznatky nejen pro posouzení validity dotazníku CLQ, ale pro měření leadershipu obecně. I když je problém nízké míry shody malé skupiny hodnotitelů při hodnocení chování nadřízeného známý z výzkumů zaměřených na vícestupňovou zpětnou vazbu (Conway & Huffcutt, 1997), v oblasti hodnocení leadershipu se o něm příliš nemluví a většina studií pracuje jen s jedním nebo několika hodnoceními leadera. Nízká reliabilita měření leadershipu pak může mít za následek zkreslení testovaných vztahů, zejména pokud je leadership dáván do souvislosti s konstrukty měřenými na úrovni týmu nebo organizace. Tato studie také ukazuje, že CLQ není spolehlivý měřicí nástroj pro posouzení stylu vedení skrze sebehodnocení leadera. Subškály CLQ mají při použití k sebehodnocení nízkou vnitřní konzistenci a korelují vůbec nebo velmi slabě s tím, jak přístup k vedení leadera hodnotí jeho podřízení. Nalezené korelační koeficienty jsou patrně ještě nižší než ve výše zmíněné meta-analýze (Lee & Carpenter, 2018), nižší kvůli nízké vnitřní konzistenci dotazníku CLQ při použití pro sebehodnocení. CLQ je možné nabídnout pro sebeposouzení v programech zaměřených na rozvoj transformačního leadershipu, pokud chceme účastníky seznámit s obsahem STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 186 transformačního leadershipu. Takové sebehodnocení ale účastníkům neposkytne validní zpětnou vazbu k jejich skutečnému přístupu k vedení. Použití CLQ pro sebehodnocení leaderů v rámci výzkumných studií ne- doporučuji. Prostředí manažerské simulační hry je silnou stránkou a zároveň i největším limitem této studie. Výsledky získané v rámci hry a na vzorku studentů mají omezenou externí validitu. Prostředí hry je ve srovnání s prostředím skutečného podniku jednodušší a podřízení mají patrně díky každý týden dostupným novým výkazům lepší přehled o vývoji hospodářského výsledku svého podniku. To může vést k tomu, že jsou vztahy mezi hospodářským výsledkem a přístupem leadera v této studii vyšší, než by byly při výzkumu v reálných podnicích. I když byli všichni podřízení v produktivním věku, jednalo se o lidi bez větších předchozích pracovních zkušeností a s ředitelem/ředitelkou měli méně častý kontakt. Neměli tedy takovou možnost srovnání s jinými leadery jako zkušenější skuteční zaměstnanci a měli také méně příležitostí pozorovat chování svého ředitele/ředitelky. Je možné, že skuteční zaměstnanci by dosahovali kvůli rozdílným předchozím zkušenostem nižší míry shody při hodnocení manažerů, nebo by naopak dosahovali vyšší míry shody díky intenzivnější zkušenosti s manažerem z běžných pracovních dnů. Charakteristiky simulační hry ovšem dle mého názoru umožňují předpokládat, že lze výše uvedené poznatky s určitou opatrností přenést i do prostředí reálných podniků. Jednalo se o dlouhodobou a komplexní simulaci a studenti byli skrze provázání herního výsledku a zápočtu z předmětu silně zainteresováni na svých výsledcích. Shoda dat získaných v rámci studie s komplexním modelem leadershipu byla srovnatelná jako v předchozí studii se skutečnými zaměstnanci a také vztah dimenzí leadershipu STUDIE 4: POSOUZENÍ RELIABILITY A VALIDITY DOTAZNÍKU PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ S VYUŽITÍM VÍCENÁSOBNÉHO HODNOCENÍ LEADERA 187 s výsledkem skupiny odpovídal tomu, jak tyto konstrukty souvisí dle zahraničních studií provedených v prostředí podniků. Výhodou prostředí simulační hry bylo, že mi umožnilo srovnávat homogenní skupinu manažerů, kteří vedou srovnatelné týmy ve srovnatelných podmínkách, získat srovnatelná data o výsledku skupiny a zajistit vysokou návratnost hodnotících dotazníků a velký počet hodnotitelů na jednoho leadera. Ve srovnání se studiemi v prostředí podniku měla tato studie sice nižší externí a ekologickou validitu, ale vyšší interní validitu. Na rozdíl od předchozích studií má tato studie přínos přesahující posouzení kvality dotazníku CLQ. Díky unikátnímu standardizovanému prostředí manažerské simulační hry a mnohaletému sběru dat jsem měl možnost posoudit minimální počet hodnotitelů potřebných pro spolehlivé měření obecného stylu vedení a upozornit na potřebu velkého počtu hodnotitelů pro reliabilní hodnocení. Význam má také upozornění na nízkou shodu sebehodnocení manažerů a hodnocení jejich následovníků. V praxi, například v rámci rozvojových programů, se pravidelně setkávám s přeceňováním výsledků sebehodnotících dotazníků. Výsledky této studie ukazují, že minimálně v případě posuzování vlastního chování směrem k podřízeným jsou sebehodnocení značně zkreslená. SOUHRNNÁ DISKUZE 188 Souhrnná diskuze Tato práce představuje nový český dotazník zaměřený na měření transformačního, transakčního a laissez-faire leadershipu, který vychází z komplexního modelu leadershipu (Avolio & Bass, 2004; Bass & Riggio, 2006). Postup, který jsem zvolil při vytváření a validaci dotazníku, se inspiroval vznikem nejvlivnějších dotazníků přístupu k vedení a odvíjel se z doporučení pro vytváření dotazníkových metod v managementu a specificky v oblasti leadershipu (Crawford & Kelder, 2019; Hinkin, 1995, 1998). V rámci čtyř empirických studií jsem představil řadu důkazů o reliabilitě a validitě nového dotazníku. Ve třech studiích jsem nalezl podporu pro předpokládanou osmifaktorovou strukturu metody. Zároveň jsem ukázal, že data získaná dotazníkem může poměrně dobře vysvětlit také hierarchický model s transformačním leadershipem jako faktorem druhého řádu. Srovnání s alternativními modely ukázalo, že je oprávněné rozlišovat idealizovaný vliv a inspirující motivaci a také pasivní řízení podle odchylek a laissez-faire leadership, což některá dosavadní kritika zpochybňovala (van Knippenberg & Sitkin, 2013). Dosáhnout odlišení těchto dimenzí v CLQ se mi možná podařilo díky jasnému vydefinování jednotlivých dimenzí a odstranění překryvů v těchto definicích. I tak jsou ale faktory dotazníku silně zkorelované. Silné korelace v kombinaci s faktem, že mají všechny dimenze transformačního leadershipu, podmíněné odměňování a (negativně i) laissez-faire leadership podobné vztahy s dalšími konstrukty tak vybízí k otázce, zda má praktický smysl tyto dimenze rozlišovat. Toto ale není problém pouze nového CLQ, ale komplikace, se kterou se potýká i nejpoužívanější dotazník MLQ (Avolio & Bass, 2004) a jedná se tak spíše o nedostatek teoretického modelu. SOUHRNNÁ DISKUZE 189 Z hlediska faktorové struktury dotazníku a konstruktové validity se jako nejvíce problematická ukázala třetí položka ve škále idealizovaného vlivu, kterou dle modifikačních indexů někteří respondenti a dle analýzy obsahové validity i někteří experti vnímali jako položku měřící také inspirující motivaci. Důvodem bylo patrně slovo „výsledky“, které v sobě položka zahrnuje. Navrhl jsem proto přeformulování položky (viz Příloha 1). Položka i v původní verzi měřila transformační přístup a idealizovaný vliv, pro přesnější měření jednotlivých dimenzí a zejména při použití součtových skórů ale doporučuji použít upravenou variantu dotaz- níku. Podporu pro konstruktovou a kriteriální validitu CLQ jsem přinesl zkoumáním vztahu jednotlivých dimenzí leadershipu a kompozitní škály transformačního leadershipu s pracovní spokojeností následovníků, jejich závazkem k organizaci, efektivitou leadera hodnocenou následovníky a s hospodářským výsledkem vedeného podniku v manažerské simulační hře. Všechny nalezené vztahy odpovídaly vztahům, které by měly jednotlivé dimenze leadershipu s těmito konstrukty mít dle rozsáhlých meta-analýz (Dumdum et al., 2013; Hoch et al., 2018; Jackson et al., 2013; Judge & Piccolo, 2004; K. B. Lowe et al., 1996; Wang et al., 2011). I tak by ale bylo dobré doplnit stávající důkazy o další, jelikož jsem CLQ vztáhl pouze k jiným konstruktům měřeným stejným způsobem (dotazníky), jiným konstruktům měřeným jiným způsobem (hospodářský výsledek ve hře), ale nikoliv k jinému měření stejného konstruktu, tedy transformačního, transakčního a laissez-faire leadershipu. Zde jsem narážel na to, že jsem neměl k dispozici jinou českou validovanou metodu pro měření těchto stylů vedení. Pro posouzení souběžné validity by bylo dobré realizovat další studii na vícejazyčném vzorku a pro srovnání použít MLQ a případně jiný validovaný dotazník transformačního SOUHRNNÁ DISKUZE 190 leadershipu v angličtině. I když jsem již učinil pilotní pokus o takový výzkum na malém vzorku studentů, narazil jsem při vyhodnocení dat na vysokou míru nejistoty respondentů při porozumění položkám anglického dotazníku (na základě sebeposuzujících otázek). Analýzy reliability poukázaly na vysokou vnitřní konzistenci jednotlivých subškál CLQ i kompozitní škály transformačního leadershipu. Méně uspokojivý byl odhad reliability skrze posouzení míry shody hodnotitelů v situaci, kdy jednoho manažera/manažerku hodnotilo více podřízených. Analýza provedená v prostředí manažerské simulační hry ukázala, že pro spolehlivé hodnocení je potřeba 9 a více hodnotitelů, což může být v praxi obtížné zajistit. Nároky na vysoký počet hodnotitelů by nemusela být rezerva pouze CLQ, ale obecně metod, ve kterých podřízení posuzují svého vedoucího. I když v oblasti hodnocení stylů vedení není míra shody hodnotitelů systematicky zkoumaná, analýza vícenásobného hodnocení pracovního výkonu nadřízených ukazuje podobně nízkou shodu podřízených (Conway & Huffcutt, 1997). Pro praktické i výzkumné využití CLQ bych proto doporučil udělat kroky vedoucí k zajištění vyšší míry shody (např. zácvik hodnotitelů, cvičná hodnocení na modelových příkladech), využívat více hodnotitelů a vždy posuzovat míru jejich shody. Tak jako v případě dalších odhadů je i mnou reportovaný odhad shody pozorovatelů platný pouze pro konkrétní vzorek a konkrétní kontext a je možné, že za jiných okolností (třeba s lepším zácvikem) by mohla být shoda hodnotitelů vyšší, či nižší. CLQ nelze doporučit jako nástroj pro sebehodnocení leaderů. Jediná studie, ve které jsem se na sebehodnocení zaměřil, ukázala na nízkou vnitřní konzistenci škál v kontextu sebehodnocení a na velmi nízké až nulové korelace s hodnocením podřízenými. Korelace mezi sebehodnocením a SOUHRNNÁ DISKUZE 191 hodnocením ostatních jsou u metod měřících styly vedení obecně nízké. V případě CLQ byly dokonce ještě nižší než v meta-analýze věnované hodnocení stylu vedení s využitím různých hodnotitelů (Lee & Carpenter, 2018). To mohlo být způsobeno jednak nízkou reliabilitou sebehodnocení a také specifickým vzorkem manažerské simulační hry, ve kterém byla skupina hodnocených leaderů poměrně homogenní a s převážně vysokou úrovní transformačního leadershipu. Za nižšími korelacemi tak mohla stát i nižší variabilita ve skutečném chování leaderů. Domnívám se, že CLQ je metodou, kterou je možné využívat pro výzkum leadershipu, pro poskytnutí zpětné vazby leaderovi a pro rozvojové programy zaměřené na posílení transformačního přístupu (viz např. Kelloway & Barling, 2000; Kelloway et al., 2000). Doporučuji být ale opatrný v případě využívání dotazníku pro dělání personálních rozhodnutí. Je třeba brát v úvahu, že pro spolehlivé měření je potřeba vysoký počet hodnotitelů, a že jednotlivá měření mohou být ovlivněna rozličnými motivy hodnotitelů. Také je potřeba brát v úvahu, že dosud poskytnuté důkazy o validitě a reliabilitě metody jsou pouze dílčí, a že by je bylo dobré doplnit jednak o další odhady reliability a validity a jednak o důkazy získané na odlišných vzorcích. Vedle již zmíněné souběžné validity jsem nezkoumal například test-retest reliabilitu, a tedy stabilitu hodnocení transformačního přístupu v čase. Pokud dotazník měří relativně stabilní přístup k vedení lidí, měla by být test-retest validita vysoká. Všechny v této práci předkládané studie byly rovněž provedeny na vzorcích spíše mladých a vzdělaných následovníků. Chybí tedy důkazy získané ve starší a méně vzdělané části populace. I když mé analýzy ukázaly silnou invarianci dotazníku mezi různými skupinami leaderů i následovníků, na invarianci z hlediska vzdělání jsem se nezaměřil, neboť jsem neměl dostatečně velkou část vzorku lidí s nižším vzděláním. Právě tato skupina by SOUHRNNÁ DISKUZE 192 mohla chápat odlišně některé z otázek v dotazníku, což by zkreslilo získané výsledky. Další studie by se tedy mohly zaměřit například na využití dotazníku mezi tzv. modrými límečky. Za klíčový přínos této práce považuji to, že poskytuje výzkumníkům i praktikům nástroj umožňující měřit styly vedení v souladu s patrně nejvlivnějším modelem leadershipu. Ve srovnání s dostupnými validovanými českými překlady dotazníků vycházejících z jiných teorií leadershipu (Kolářová et al., 2016; Prochazka, Janku, et al., 2019) navíc nabízí více důkazů o validitě. Za přínos své práce považuji také to, že upozorňuje na potřebu vysokého počtu hodnotitelů pro spolehlivé hodnocení stylu vedení, což je téma, kterému i ve světě není věnováno tolik pozornosti, kolik by si zasloužilo. Má práce také přispívá výzkumu transformačního leadershipu, neboť ukazuje, že lze vytvořit metodu odpovídající teoretickému osmifaktorovému komplexnímu modelu leadershipu i mimo prostředí Severní Ameriky. To, že se to dosud ve světě nedařilo, bylo způsobeno tím, že předchozí zahraniční studie využívaly buď pouze omezenou množinu položek přeložených z MLQ nebo na „zelené louce“ vytvářely zcela nový dotazník bez snahy vycházet z osmifaktorového modelu. I když se vzhledem k silným korelacím jednotlivých dimenzí zdá, že rozlišovat mezi právě osmi dimenzemi má jen malou přidanou hodnotu, dává podle mě smysl používat v mezinárodním výzkumu stejný jazyk a vycházet ze stejných modelů. POUŽITÉ ZDROJE 193 Použité zdroje Aga, D. A., Noorderhaven, N., & Vallejo, B. (2016). Transformational leadership and project success: The mediating role of teambuilding. International Journal of Project Management, 34(5), 806- 818. https://doi.org/10.1016/j.ijproman.2016.02.012 Alimo-Metcalfe, B., & Alban-Metcalfe, R. J. (2001). The development of a new Transformational Leadership Questionnaire [Article]. Journal of Occupational and Organizational Psychology, 74, 1-27. https://doi.org/10.1348/096317901167208 Andersen, J. A. (2018). Servant leadership and transformational leadership: from comparisons to farewells. Leadership & Organization Development Journal, 39(6), 762-774. https://doi.org/10.1108/lodj-01-2018-0053 Antonakis, J., Avolio, B. J., & Sivasubramaniam, N. (2003). Context and leadership: an examination of the nine-factor full-range leadership theory using the Multifactor Leadership Questionnaire. Leadership Quarterly, 14(3), 261-295. https://doi.org/10.1016/s1048-9843(03)00030-4 Arnold, J. A., Arad, S., Rhoades, J. A., & Drasgow, F. (2000). The empowering leadership questionnaire: the construction and validation of a new scale for measuring leader behaviors. Journal of Organizational Behavior, 21(3), 249-269. https://doi.org/10.1002/1099-1379(200005)21:3 Aryee, S., Walumbwa, F. O., Zhou, Q., & Hartnell, C. A. (2012). Transformational leadership, innovative behavior, and task performance: Test of mediation and moderation processes. POUŽITÉ ZDROJE 194 Human Performance, 25(1), 1-25. https://doi.org/10.1080/08959285.2011.631648 Avolio, B. J., & Bass, B. M. (2004). Multifactor leadership questionnaire. Mind Garden. Avolio, B. J., Bass, B. M., & Jung, D. I. (1999). Re-examining the components of transformational and transactional leadership using the Multifactor Leadership Questionnaire. Journal of Occupational and Organizational Psychology, 72, 441-462. https://doi.org/10.1348/096317999166789 Avolio, B. J., & Gardner, W. L. (2005). Authentic leadership development: Getting to the root of positive forms of leadership. Leadership Quarterly, 16(3), 315-338. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2005.03.001 Awamleh, R., Evans, J., & Mahate, A. (2005). A test of transformational and transactional leadership styles on employees' satisfaction and performance in the UAE banking sector. Journal of Comparative International Management, 8(1), 3-19. Ayre, C., & Scally, A. J. (2014). Critical values for Lawshe's Content Validity Ratio: Revisiting the original methods of calculation. Measurement and Evaluation in Counseling and Development, 47(1), 79-86. https://doi.org/10.1177/0748175613513808 Bacha, E. (2014). The relationship between transformational leadership, task performance and job characteristics. Journal of Management Development, 33(4), 410-420. https://doi.org/10.1108/JMD-02- 2013-0025 Bagheri, R., Sohrabi, Z., & Moradi, E. (2015). Psychometric properties of Persian version of the multifactor leadership questionnaire (MLQ). Medical Journal of the Islamic Republic of IRAN, 29. POUŽITÉ ZDROJE 195 Bai, Y. T., Lin, L., & Li, P. P. (2016). How to enable employee creativity in a team context: A cross-level mediating process of transformational leadership. Journal of Business Research, 69(9), 3240-3250. https://doi.org/10.1016/j.jbusres.2016.02.025 Bass, B. M. (1985). Leadership and performance beyond expectations. Free Press. Bass, B. M. (1995). Theory of transformational leadership redux [Article]. The Leadership Quarterly, 6(4), 463-478. https://doi.org/10.1016/1048-9843(95)90021-7 Bass, B. M. (1997). Does the transactional-transformational leadership paradigm transcend organizational and national boundaries? American Psychologist, 52(2), 130-139. Bass, B. M. (1999). Two decades of research and development in transformational leadership. European Journal of Work and Organizational Psychology, 8(1), 9-32. Bass, B. M., & Riggio, R. E. (2006). Transformational leadership. Taylor & Francis Group. Bass, B. M., & Steidlmeier, P. (1999). Ethics, character, and authentic transformational leadership behavior. Leadership Quarterly, 10(2), 181-217. https://doi.org/10.1016/s1048- 9843(99)00016-8 Bedi, A., Alpaslan, C. M., & Green, S. (2016). A meta-analytic review of ethical leadership outcomes and moderators. Journal of Business Ethics, 139(3), 517-536. https://doi.org/10.1007/s10551-015- 2625-1 Birasnav, M. (2014). Knowledge management and organizational performance in the service industry: The role of transformational leadership beyond the effects of transactional leadership. Journal POUŽITÉ ZDROJE 196 of Business Research, 67(8), 1622-1629. https://doi.org/10.1016/j.jbusres.2013.09.006 Boateng, G. O., Neilands, T. B., Frongillo, E. A., Melgar-Quinonez, H. R., & Young, S. L. (2018). Best practices for developing and validating scales for health, social, and behavioral research: A primer. Frontiers in Public Health, 6, Article 149. https://doi.org/10.3389/fpubh.2018.00149 Bono, J. E., Hooper, A. C., & Yoon, D. J. (2012). Impact of rater personality on transformational and transactional leadership ratings. Leadership Quarterly, 23(1), 132-145. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2011.11.011 Bono, J. E., & Judge, T. A. (2003). Self-concordance at work: Toward understanding the motivational effects of transformational leaders. Academy of Management Journal, 46(5), 554-571. Bono, J. E., & Judge, T. A. (2004). Personality and transformational and transactional leadership: A meta-analysis. Journal of Applied Psychology, 89(5), 901-910. https://doi.org/10.1037/0021- 9010.89.5.901 Bottomley, P., Mostafa, A. M. S., Gould-Williams, J. S., & Leon-Cazares, F. (2016). The impact of transformational leadership on organizational citizenship behaviours: The contingent role of public service motivation. British Journal of Management, 27(2), 390-405. https://doi.org/10.1111/1467-8551.12108 Breevaart, K., Bakker, A., Hetland, J., Demerouti, E., Olsen, O. K., & Espevik, R. (2014). Daily transactional and transformational leadership and daily employee engagement. Journal of Occupational and Organizational Psychology, 87(1), 138-157. https://doi.org/10.1111/joop.12041 POUŽITÉ ZDROJE 197 Brown, M. E., & Trevino, L. K. (2006). Ethical leadership: A review and future directions. Leadership Quarterly, 17(6), 595-616. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2006.10.004 Bruch, H., & Walter, F. (2007). Leadership in context: Investigating hierarchical impacts on transformational leadership. Leadership & Organization Development Journal, 28(8), 710-726. https://doi.org/10.1108/01437730710835452 Burns, J. M. (1978). Leadership. Harper & Row. Bycio, P., Hackett, R. D., & Allen, J. S. (1995). Further assessments of Bass's (1985) conceptualization of transactional and transformational leadership. Journal of Applied Psychology, 80(4), 468-478. https://doi.org/10.1037//0021-9010.80.4.468 Byrne, B. M. (2012). Structural equation modeling with Mplus: basic concepts, applications and programming. Routledge. Carless, S. A. (1998). Assessing the discriminant validity of transformational leader behaviour as measured by the MLQ. Journal of Occupational and Organizational Psychology, 71, 353- 358. Carless, S. A., Wearing, A. J., & Mann, L. (2000). A short measure of transformational leadership [Article]. Journal of Business and Psychology, 14(3), 389-405. https://doi.org/10.1023/a:1022991115523 Carpenter, S. (2018). Ten steps in scale development and reporting: A guide for researchers. Communication Methods and Measures, 12(1), 25-44. https://doi.org/10.1080/19312458.2017.1396583 Cavazotte, F., Moreno, V., & Hickmann, M. (2012). Effects of leader intelligence, personality and emotional intelligence on transformational leadership and managerial performance. POUŽITÉ ZDROJE 198 Leadership Quarterly, 23(3), 443-455. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2011.10.003 Cheung, G. W., & Rensvold, R. B. (2002). Evaluating goodness-of-fit indexes for testing measurement invariance. Structural Equation Modeling, 9(2), 233-255. https://doi.org/10.1207/s15328007sem0902_5 Chi, N. W., & Pan, S. Y. (2012). A multilevel investigation of missing links between transformational leadership and task performance: The mediating roles of perceived person-job fit and personorganization fit. Journal of Business and Psychology, 27(1), 43-56. https://doi.org/10.1007/s10869-011-9211-z Chiniara, M., & Bentein, K. (2016). Linking servant leadership to individual performance: Differentiating the mediating role of autonomy, competence and relatedness need satisfaction. Leadership Quarterly, 27(1), 124-141. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2015.08.004 Cho, E. (2016). Making reliability reliable: A systematic approach to reliability coefficients. Organizational Research Methods, 19(4), 651-682. https://doi.org/10.1177/1094428116656239 Choi, S. B., Kim, K., Ullah, S. M. E., & Kang, S. W. (2016). How transformational leadership facilitates innovative behavior of Korean workers Examining mediating and moderating processes. Personnel Review, 45(3), 459-479. https://doi.org/10.1108/pr- 03-2014-0058 Choi, S. L., Goh, C. F., Adam, M. B. H., & Tan, O. K. (2016). Transformational leadership, empowerment, and job satisfaction: the mediating role of employee empowerment. Human Resources for Health, 14, Article 73. https://doi.org/10.1186/s12960-016-0171-2 POUŽITÉ ZDROJE 199 Clark, L. A., & Watson, D. (1995). Constructing validity: Basic issues in objective scale development. Psychological Assessment, 7(3), 309- 319. https://doi.org/10.1037/1040-3590.7.3.309 Conger, J. A. (1999). Charismatic and transformational leadership in organizations: An insider's perspective on these developing streams of research. The Leadership Quarterly, 10(2), 145-179. https://doi.org/10.1016/S1048-9843(99)00012-0 Conway, J. M., & Huffcutt, A. I. (1997). Psychometric properties of multisource performance ratings: A meta-analysis of subordinate, supervisor, peer, and self-ratings. Human Performance, 10(4), 331-360. https://doi.org/10.1207/s15327043hup1004_2 Crawford, J. A., & Kelder, J. A. (2019). Do we measure leadership effectively? Articulating and evaluating scale development psychometrics for best practice. Leadership Quarterly, 30(1), 133- 144. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2018.07.001 Cummins, R. C. (1971). Relationship of initiating structure and job performance as moderated by consideration. Journal of Applied Psychology, 55(5), 489-&. https://doi.org/10.1037/h0031772 DeGroot, T., Kiker, S. S., & Cross, T. C. (2000). A meta-analysis to review organizational outcomes related to charismatic leadership. Canadian Journal of Administrative Science, 17(4), 356-371. https://doi.org/10.1111/j.1936-4490.2000.tb00234.x Den Hartog, D. N., Van Muijen, J. J., & Koopman, P. L. (1997). Transactional versus transformational leadership: An analysis of the MLQ. (Multifactor Leadership Questionnaire). Journal of Occupational and Organizational Psychology, 70(1), 19-34. Dess, G. G., & Robinson, R. B. (1984). Measuring organizational performance in the absence of objective measures - the case of the POUŽITÉ ZDROJE 200 privately-held firm and conglomerate business unit. Strategic Management Journal, 5(3), 265-273. https://doi.org/10.1002/smj.4250050306 DeVellis, R. F. (2016). Scale development : theory and applications (Fourth Edition. ed.). Dimitrov, D. M. (2010). Testing for factorial invariance in the context of construct validation. Measurement and Evaluation in Counseling and Development, 43(2), 121-149. https://doi.org/10.1177/0748175610373459 Dimitrov, D. Y., & Darova, S. S. (2016). Factor structure of the Multifactor Leadership Questionnaire MLQ 5X. Strategic impact, 1, 44-55. Dong, Y. T., Bartol, K. M., Zhang, Z. X., & Li, C. W. (2017). Enhancing employee creativity via individual skill development and team knowledge sharing: Influences of dual-focused transformational leadership. Journal of Organizational Behavior, 38(3), 439-458. https://doi.org/10.1002/job.2134 Dumdum, U. R., Lowe, K. B., & Avolio, B. J. (2013). A meta-analysis of transformational and transactional leadership correlates of effectiveness and satisfaction: An update and extension. Transformational and Charismatic Leadership: the Road Ahead, 2nd Edition: 10th Anniversary Edition, 2, 39-70. https://doi.org/10.1108/s1479-3571(2013)0000005008 Dunn, T. J., Baguley, T., & Brunsden, V. (2014). From alpha to omega: A practical solution to the pervasive problem of internal consistency estimation. British Journal of Psychology, 105(3), 399- 412. https://doi.org/10.1111/bjop.12046 Dvir, T., Eden, D., Avolio, B. J., & Shamir, B. (2002). Impact of transformational leadership on follower development and POUŽITÉ ZDROJE 201 performance: A field experiment. Academy of Management Journal, 45(4), 735-744. https://doi.org/10.2307/3069307 Eagly, A. H., Karau, S. J., & Makhijani, M. G. (1995). Gender and the effectiveness of leaders: A meta-analysis. Psychological Bulletin, 117(1), 125-145. https://doi.org/10.1037/0033-2909.117.1.125 Edwards, G., Schyns, B., Gill, R., & Higgs, M. (2012). The MLQ factor structure in a UK context. Leadership & Organization Development Journal, 33(3-4), 369-382. https://doi.org/10.1108/01437731211229304 Eva, N., Robin, M., Sendjaya, S., van Dierendonck, D., & Liden, R. C. (2019). Servant Leadership: A systematic review and call for future research. Leadership Quarterly, 30(1), 111-132. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2018.07.004 Fjendbo, T. H. (2020). Leading employees of different genders: The importance of gender for the leadership-motivation relationship. Review of Public Personnel Administration, Article Unsp 0734371x20925520. https://doi.org/10.1177/0734371x20925520 Fleenor, J. W., Smither, J. W., Atwater, L. E., Braddy, P. W., & Sturm, R. E. (2010). Self-other rating agreement in leadership: A review. Leadership Quarterly, 21(6), 1005-1034. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2010.10.006 Fogaca, N., Rego, M. C. B., Melo, M. C. C., Armond, L. P., & Coelho, F. A. (2018). Job performance analysis: Scientific studies in the main journals of management and psychology from 2006 to 2015. Performance Improvement Quarterly, 30(4), 231-247. https://doi.org/10.1002/piq.21248 POUŽITÉ ZDROJE 202 Fuller, J. B., Patterson, C. E. P., Hester, K., & Stringer, S. Y. (1996). A quantitative review of research on charismatic leadership. Psychological Reports, 78(1), 271-287. https://doi.org/10.2466/pr0.1996.78.1.271 Gabriel, Y. (2015). The caring leader - What followers expect of their leaders and why? Leadership, 11(3), 316-334. https://doi.org/10.1177/1742715014532482 Gardner, W. L., Cogliser, C. C., Davis, K. M., & Dickens, M. P. (2011). Authentic leadership: A review of the literature and research agenda. Leadership Quarterly, 22(6), 1120-1145. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2011.09.007 Gatling, A., Kang, H. J. A., & Kim, J. S. (2016). The effects of authentic leadership and organizational commitment on turnover intention. Leadership & Organization Development Journal, 37(2), 181-199. https://doi.org/10.1108/lodj-05-2014-0090 Gaudet, M.-C., Tremblay, M., & Doucet, O. (2014). Exploring the black box of the contingent reward leadership-performance relationship: The role of perceived justice and emotional exhaustion. European Journal of Work & Organizational Psychology, 23(6), 897-914. https://doi.org/10.1080/1359432X.2013.817056 Geyer, A. L. J., & Steyrer, J. M. (1998). Transformational leadership and objective performance in banks. Applied Psychology: An International Review, 47, 397-420. Gignac, G. E. (2016). The higher-order model imposes a proportionality constraint: That is why the bifactor model tends to fit better. Intelligence, 55, 57-68. https://doi.org/10.1016/j.intell.2016.01.006 POUŽITÉ ZDROJE 203 Gottfredson, R. K., & Aguinis, H. (2017). Leadership behaviors and follower performance: Deductive and inductive examination of theoretical rationales and underlying mechanisms. Journal of Organizational Behavior, 38(4), 558-591. https://doi.org/10.1002/job.2152 Graham, J. W., Tatterson, J. W., & Widaman, K. F. (2000). Creating parcels for multi-dimensional constructs in structural equation modeling. T. P. S. University. Green, M. T. (2015). Evidence of leadership: A review of the science of leadership (Vol. 1). Leadership Press. Griffin, M. A., Neal, A., & Parker, S. K. (2007). A new model of work role performance: Positive behavior in uncertain and interdependent contexts. Academy of Management Journal, 50(2), 327-347. Hackman, J. R., & Oldham, G. R. (1975). Development of the job diagnostic survey. Journal of Applied Psychology, 60(2), 159-170. Harris, M. M., & Schaubroeck, J. (1988). A meta-analysis of self supervisor, self peer, and peer supervisor ratings. Personnel Psychology, 41(1), 43-62. https://doi.org/10.1111/j.1744- 6570.1988.tb00631.x Haynes, S. N., Richard, D. C. S., & Kubany, E. S. (1995). Content validity in psychological assessment: A functional approach to concepts and methods. Psychological Assessment, 7(3), 238-247. https://doi.org/10.1037/1040-3590.7.3.238 Heinitz, K., & Rowold, J. (2007). Psychometric properties of a German adaptation of the Transformational Leadership Inventory (TLI) by Podsakoff. Zeitschrift Fur Arbeits-Und Organisationspsychologie, 51(1), 1-15. https://doi.org/10.1026/0932-4089.51.1.1 POUŽITÉ ZDROJE 204 Hetland, J., Hetland, H., Bakker, A. B., & Demerouti, E. (2018). Daily transformational leadership and employee job crafting: The role of promotion focus. European Management Journal, 36(6), 746- 756. https://doi.org/10.1016/j.emj.2018.01.002 Hinkin, T. R. (1995). A review of scale development practices in the study of organizations. Journal of Management, 21(5), 967-988. https://doi.org/10.1016/0149-2063(95)90050-0 Hinkin, T. R. (1998). A brief tutorial on the development of measures for use in survey questionnaires. Organizational Research Methods, 1(1), 104-121. https://doi.org/10.1177/109442819800100106 Hinkin, T. R., & Schriesheim, C. A. (2008). A theoretical and empirical examination of the transactional and non-leadership dimensions of the Multifactor Leadership Questionnaire (MLQ). Leadership Quarterly, 19(5), 501-513. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2008.07.001 Hoch, J. E., Bommer, W. H., Dulebohn, J. H., & Wu, D. Y. (2018). Do ethical, authentic, and servant leadership explain variance above and beyond transformational leadership? A meta-analysis. Journal of Management, 44(2), 501-529. https://doi.org/10.1177/0149206316665461 Hostrup, M., & Andersen, L. B. (2020). Leading to make a difference for whom? How vision content moderates the relationship between transformational leadership and public service motivation. International Public Management Journal. https://doi.org/10.1080/10967494.2020.1795015 Howell, J. M., & Avolio, B. J. (1993). Transformational leadership, transactional leadership, locus of control, and support for innovation: Key predictors of consolidated-business-unit POUŽITÉ ZDROJE 205 performance. Journal of Applied Psychology, 78(6), 891-902. https://doi.org/10.1037//0021-9010.78.6.891 Howell, J. M., & Hall-Merenda, K. E. (1999). The ties that bind: The impact of leader-member exchange, transformational and transactional leadership, and distance on predicting follower performance. Journal of Applied Psychology, 84(5), 680-694. https://doi.org/10.1037/0021-9010.84.5.680 Hu, L. T., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: Multidisciplinary Journal, 6(1), 1-55. https://doi.org/10.1080/10705519909540118 Hughes, D. J., Lee, A., Tian, A. W., Newman, A., & Legood, A. (2018). Leadership, creativity, and innovation: A critical review and practical recommendations. Leadership Quarterly, 29(5), 549- 569. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2018.03.001 Hunt, J. (1991). Leadership: A new synthesis. Sage. Inceoglu, I., Thomas, G., Chu, C., Plans, D., & Gerbasi, A. (2018). Leadership behavior and employee well-being: An integrated review and a future research agenda. Leadership Quarterly, 29(1), 179-202. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2017.12.006 Jackson, T. A., Meyer, J. P., & Wang, X. H. (2013). Leadership, commitment, and culture: A meta-analysis. Journal of Leadership & Organizational Studies, 20(1), 84-106. https://doi.org/10.1177/1548051812466919 Jensen, U. T., Andersen, L. B., Bro, L. L., Bollingtoft, A., Eriksen, T. L. M., Holten, A. L., Jacobsen, C. B., Ladenburg, J., Nielsen, P. A., Salomonsen, H. H., Westergard-Nielsen, N., & Wurtz, A. (2019). POUŽITÉ ZDROJE 206 Conceptualizing and measuring transformational and transactional leadership. Administration & Society, 51(1), 3-33. https://doi.org/10.1177/0095399716667157 Judge, T. A., & Bono, J. E. (2000). Five-factor model of personality and transformational leadership. Journal of Applied Psychology, 85(5), 751-765. https://doi.org/10.1037/0021-9010.85.5.751 Judge, T. A., & Piccolo, R. F. (2004). Transformational and transactional leadership: A meta-analytic test of their relative validity. Journal of Applied Psychology, 89(5), 755-768. https://doi.org/10.1037/0021-9010.89.5.755 Jung, D. I., & Sosik, J. J. (2002). Transformational leadership in work groups: The role of empowerment, cohesiveness, and collectiveefficacy on perceived group performance. Small Group Research, 33(3), 313-336. https://doi.org/10.1177/10496402033003002 Kalshoven, K., Den Hartog, D. N., & De Hoogh, A. H. B. (2011). Ethical leadership at work questionnaire (ELW): Development and validation of a multidimensional measure. Leadership Quarterly, 22(1), 51-69. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2010.12.007 Kanste, O., Miettunen, J., & Kyngas, H. (2007). Psychometric properties of the Multifactor Leadership Questionnaire among nurses. Journal of Advanced Nursing, 57(2), 201-212. https://doi.org/10.1111/j.1365-2648.2006.04100.x Kark, R., & Shamir, B. (2002). The dual effect of transformational leadership: Priming relational and collective selves and further effects on followers. In B. J. Avolio & F. J. Yammarino (Eds.), Transformational and charismatic leadership: The road ahead (Vol. 2, pp. 67-91). JAI Press. POUŽITÉ ZDROJE 207 Kark, R., Shamir, B., & Chen, G. (2003). The two faces of transformational leadership: Empowerment and dependency. Journal of Applied Psychology, 88(2), 246-255. https://doi.org/10.1037/0021- 9010.88.2.246 Kasemaa, A., & Suviste, R. (2020). Comparing two instruments of transformational leadership. Central European Management Journal, 28(1), 2-31. https://doi.org/10.7206/cemj.2658- 0845.13 Keller, R. T. (2006). Transformational leadership, initiating structure, and substitutes for leadership: A longitudinal study of research and development project team performance. Journal of Applied Psychology, 91(1), 202-210. https://doi.org/10.1037/0021- 9010.91.1.202 Kelloway, E. K., & Barling, J. (2000). What we have learned about developing transformational leaders. Leadership & Organization Development Journal, 21(7), 355-362. Kelloway, E. K., Barling, J., & Helleur, J. (2000). Enhancing transformational leadership: The role of training and feedback. Leadership & Organization Development Journal 21(3), 145-149. Kelloway, E. K., Turner, N., Barling, J., & Loughlin, C. (2012). Transformational leadership and employee psychological wellbeing: The mediating role of employee trust in leadership. Work and Stress, 26(1), 39-55. https://doi.org/10.1080/02678373.2012.660774 Khatri, N. (2005). An alternative model of transformational leadership [Article]. Vision, 9(2), 19-26. Klein, H. J., Cooper, J. T., Molloy, J. C., & Swanson, J. A. (2014). The assessment of commitment: Advantages of a unidimensional, POUŽITÉ ZDROJE 208 target-free approach. Journal of Applied Psychology, 99(2), 222- 238. https://doi.org/10.1037/a0034751 Klein, H. J., Molloy, J. C., & Brinsfield, C. T. (2012). Reconceptualizing workplace commitment to redress a stretched construct: Revisiting assumptions and removing confounds. Academy of Management Review, 37(1), 130-151. https://doi.org/10.5465/amr.2010.0018 Kline, P. (2000). The handbook of psychological testing. Routledge. Kline, R. B. (2011). Principles and practice of structural equation modeling (3rd ed.). Guilford Press. Kluger, A. N., & DeNisi, A. (1996). The effects of feedback interventions on performance: A historical review, a meta-analysis, and a preliminary feedback intervention theory. Psychological Bulletin, 119(2), 254-284. https://doi.org/10.1037/0033-2909.119.2.254 Ko, C., Ma, J. H., Bartnik, R., Haney, M. H., & Kang, M. G. (2018). Ethical Leadership: An integrative review and future research agenda. Ethics & Behavior, 28(2), 104-132. https://doi.org/10.1080/10508422.2017.1318069 Kolářová, J., Honsová, P., & Konvalinka, M. (2016). Translation and adaptation of servant leadership questionnaire into Czech language The 10th International Days of Statistics and Economics, Prague. Koopmans, L., Bernaards, C. M., Hildebrandt, V. H., de Vet, H. C. W., & van der Beek, A. J. (2014). Measuring individual work performance: Identifying and selecting indicators. Work-a Journal of Prevention Assessment & Rehabilitation, 48(2), 229-238. https://doi.org/10.3233/wor-131659 POUŽITÉ ZDROJE 209 Koopmans, L., Bernaards, C. M., Hildebrandt, V. H., Schaufeli, W. B., de Vet, H. C. W., & van der Beek, A. J. (2011). Conceptual frameworks of individual work performance: A systematic review. Journal of Occupational and Environmental Medicine, 53(8), 856-866. https://doi.org/10.1097/JOM.0b013e318226a763 Landers, R. N. (2015). Computing intraclass correlations (ICC) as estimates of interrater reliability in SPSS. The Winnover, 1-4. https://doi.org/10.15200/winn.143518.81744 Law, K. S., Wong, C. S., & Mobley, W. H. (1998). Toward a taxonomy of multidimensional constructs. Academy of Management Review, 23(4), 741-755. https://doi.org/10.5465/amr.1998.1255636 Lawshe, C. H. (1975). Quantitative approach to content validity. Personnel Psychology, 28(4), 563-575. https://doi.org/10.1111/j.1744-6570.1975.tb01393.x LeBreton, J. M., & Senter, J. L. (2008). Answers to 20 questions about interrater reliability and interrater agreement. Organizational Research Methods, 11(4), 815-852. https://doi.org/10.1177/1094428106296642 Lee, A., & Carpenter, N. C. (2018). Seeing eye to eye: A meta-analysis of self-other agreement of leadership. Leadership Quarterly, 29(2), 253-275. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2017.06.002 Lemoine, G. J., Hartnell, C. A., & Leroy, H. (2019). Taking stock of moral approaches to leadership: An integrative review of ethical, authentic, and servant leadership. Academy of Management Annals, 13(1), 148-187. https://doi.org/10.5465/annals.2016.0121 POUŽITÉ ZDROJE 210 Li, C. P., & Shi, K. (2003). Transformational leadership and its relationship with leadership effectiveness. Psychological Science (China), 26(1), 115-117. Li, C. P., & Shi, K. (2004). The structure, measurement and mechanism of transformational leadership in China. International Journal of Psychology, 39(5-6), 267-267. Li, C. P., & Shi, K. (2008). The structure and measurement of transformational leadership in China. Frontiers of Business Research in China, 2(4), 571-590. https://doi.org/10.1007/s11782-008-0032-5 Li, V., Mitchell, R., & Boyle, B. (2016). The divergent effects of transformational leadership on individual and team innovation. Group & Organization Management, 41(1), 66-97. https://doi.org/10.1177/1059601115573792 Liden, R. C., Wayne, S. J., Zhao, H., & Henderson, D. (2008). Servant leadership: Development of a multidimensional measure and multi-level assessment. Leadership Quarterly, 19(2), 161-177. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2008.01.006 Lievens, F., van Geit, P., & Coetsier, P. (1997). Identification of transformational leadership qualities: An examination of potential biases. European Journal of Work and Organizational Psychology, 6(4), 415-430. https://doi.org/10.1080/135943297399015 Ling, Y., Lubatkin, M. H., Simsek, Z., & Veiga, J. F. (2008). The impact of transformational CEOs on the performance of small- to mediumsized firms: Does organizational context matter? Journal of Applied Psychology, 93(4), 923-934. https://doi.org/10.1037/0021-9010.93.4.923 POUŽITÉ ZDROJE 211 Lowe, K. B., Kroeck, K. G., & Sivasubramaniam, N. (1996). Effectiveness correlates of transformational and transactional leadership: A meta-analytic review of the MLQ literature. Leadership Quarterly, 7(3), 385-425. https://doi.org/10.1016/s1048-9843(96)90027- 2 Lowe, K. B., Kroeck, K. G., & Sivasubramaniam, N. (1996). Effectiveness correlates of transformational and transactional leadership: A meta-analytic review of the MLQ literature. The Leadership Quarterly, 7(3), 385-425. https://doi.org/10.1016/S1048- 9843(96)90027-2 Mackenzie, S. B., Podsakoff, P. M., & Fetter, R. (1991). Organizational citizenship behavior and objective productivity as determinants of managerial evaluations of salepersons performance. Organizational Behavior and Human Decision Processes, 50(1), 123-150. https://doi.org/10.1016/0749-5978(91)90037-t Mayer, D. M., Aquino, K., Greenbaum, R. L., & Kuenzi, M. (2012). Who displays ethical leadership, and why does it matter? An examination of antecedents and consequences of ethical leadership. Academy of Management Journal, 55(1), 151-171. https://doi.org/10.5465/amj.2008.0276 Meyer, J. P., & Allen, N. J. (1991). A three-component conceptualization of organizational commitment. Human Resource Management Review, 1(1), 61-89. https://doi.org/10.1016/1053- 4822(91)90011-Z Molero, A. F., Recio, S. P., & Cuadrado, G. I. (2010). Transformational and transactional leadership: An analysis of the factor structure of the Multifactor Leadership Questionnaire (MLQ) in a Spanish sample. Psicothema, 22(3), 495-501. POUŽITÉ ZDROJE 212 Muenjohn, N., & Armstrong, A. (2008). Evaluating the structural validity of the multifactor leadership questionnaire (MLQ), capturing the leadership factors of transformational-transactional leadership. Contemporary management research, 4(1), 3-14. Muthén, L. K., & Muthén, B. O. (1998-2017). Mplus User’s Guide (8th ed.). Muthén & Muthén. Muthén, L. K., & Muthén, B. O. (2011). Mplus user's guide. Muthén & Muthén. Neely, A. (1999). The performance measurement revolution: why now and what next? International Journal of Operations & Production Management, 19(2), 205-228. https://doi.org/10.1108/01443579910247437 Newman, I., Lim, J., & Pineda, F. (2013). Content validity using a mixed methods approach: Its application and development through the use of a Table of specifications methodology. Journal of Mixed Methods Research, 7(3), 243-260. https://doi.org/10.1177/1558689813476922 Ng, T. W. H. (2017). Transformational leadership and performance outcomes: Analyses of multiple mediation pathways. Leadership Quarterly, 28(3), 385-417. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2016.11.008 Nguni, S., Sleegers, P., & Denessen, E. (2006). Transformational and transactional leadership effects on teachers' job satisfaction, organizational commitment, and organizational citizenship behavior in primary schools: The Tanzanian case. School Effectiveness and School Improvement, 17(2), 145-177. https://doi.org/10.1080/09243450600565746 POUŽITÉ ZDROJE 213 Nguyen, T., Mia, L., Winata, L., & Chong, V. K. (2017). Effect of transformational-leadership style and management control system on managerial performance. Journal of Business Research, 70, 202-213. https://doi.org/10.1016/j.jbusres.2016.08.018 Parr, A. D., Hunter, S. T., & Ligon, G. S. (2013). Questioning universal applicability of transformational leadership: Examining employees with autism spectrum disorder. Leadership Quarterly, 24(4), 608-622. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2013.04.003 Pelletier, K. L. (2010). Leader toxicity: An empirical investigation of toxic behavior and rhetoric. Leadership, 6(4), 373-389. https://doi.org/10.1177/1742715010379308 Pillai, R., & Williams, E. A. (2004). Transformational leadership, selfefficacy, group cohesiveness, commitment, and performance. Journal of Organizational Change Management, 17(2). https://doi.org/10.1108/09534810410530584 Podsakoff, P. M., MacKenzie, S. B., & Bommer, W. H. (1996). Transformational leader behaviors and substitutes for leadership as determinants of employee satisfaction, commitment, trust, and organizational citizenship behaviors. Journal of Management, 22(2), 259-298. https://doi.org/10.1177/014920639602200204 Podsakoff, P. M., MacKenzie, S. B., Moorman, R. H., & Fetter, R. (1990). Transformational leader behavior and their effect on followers' trust in leader, satisfaction, and organizational behaviors. Leadership Quarterly, 1(2), 107-142. Podsakoff, P. M., Todor, W. D., Grover, R. A., & Huber, V. L. (1984). Situational moderators of leader reward and punishment behaviors - fact or fiction. Organizational Behavior and Human POUŽITÉ ZDROJE 214 Performance, 34(1), 21-63. https://doi.org/10.1016/0030- 5073(84)90036-9 Prochazka, J., Hilserova, B., & Vaculik, M. (2015). General self-efficacy, transformational leadership and leader effectiveness in a manafacturing company [Proceedings Paper]. Psychologie Prace a Organizace 2015, 245-255. Prochazka, J., Janku, D., & Vaculik, M. (2019). Measuring leader-member exchange: Translation and adaptation of LMX-7 questionnaire into Czech. Work Psychology 2018: Past, Present, and Challenges to the Future, Košice. Prochazka, J., Smutny, P., & Vaculik, M. (2014). Transformační leadership jako moderní trend v českém managementu [Transformational leadership as a modern trend in Czech management] Hradec Economic Days 2014, Hradec Kralove. Prochazka, J., & Vaculik, M. (2016). Leadership and psychotherapy: The role of working alliance in the relationship between transformational leadership, leader's effectiveness and job satistfaction. Psychologia Prace a Organizacie 2016, 159-169. Prochazka, J., Vaculik, M., & Smutny, P. (2013). Psychologie efektivního leadershipu [The psychology of effective leadership]. Grada. Prochazka, J., Vaculik, M., & Smutny, P. (2016). Czech leadership questionnaire: The development of a Czech questionnaire of transformational leadership. In P. Jedlicka (Ed.), Hradec Economic Days 2016 (pp. 848-854). University of Hradec Kralove. Prochazka, J., Vaculik, M., Smutny, P., & Jezek, S. (2018). Leader traits, transformational leadership and leader effectiveness: A mediation study from the Czech Republic. Journal for East POUŽITÉ ZDROJE 215 European Management Studies, 23(3), 474-501. https://doi.org/10.5771/0949-6181-2018-3-474 Prochazka, J., Zidlicka, A., Cigler, H., Vaculik, M., & Klein, H. J. (2019). The Czech adaptation of the Klein et al.'s unidimensional targetneutral scale of commitment. E & M Ekonomie a Management, 22(4), 52-67. https://doi.org/10.15240/tul/001/2019-4-004 Rafferty, A. E., & Griffin, M. A. (2004). Dimensions of transformational leadership: Conceptual and empirical extensions. Leadership Quarterly, 15(3), 329-354. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2004.02.009 Resick, C. J., Whitman, D. S., Weingarden, S. A., & Hiller, N. J. (2009). The bright-side and the dark-side of CEO personality: Examining core self-evaluations, narcissism, transformational leadership, and strategic influence. Journal of Applied Psychology, 94(6), 1365- 1381. https://doi.org/10.1037/a0016238 Rossiter, J. R. (2008). Content validity of measures of abstract constructs in management and organizational research. British Journal of Management, 19(4), 380-388. https://doi.org/10.1111/j.1467- 8551.2008.00587.x Rowold, J., & Heinitz, K. (2007). Transformational and charismatic leadership: Assessing the convergent, divergent and criterion validity of the MLQ and the CKS. The Leadership Quarterly, 18(2), 121-133. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2007.01.003 Sashkin, M. (2004). Transformational leadership approaches: A review and synthesis. In J. Antonakis, A. T. Cianciolo, & R. J. Sternberg (Eds.), The nature of leadership (pp. 171-196). Sage. POUŽITÉ ZDROJE 216 Satorra, A., & Bentler, P. M. (2010). Ensuring positiveness of the scaled difference chi-square test statistic. Psychometrika, 75(2), 243- 248. https://doi.org/10.1007/s11336-009-9135-y Schmitt, A., Den Hartog, D. N., & Belschak, F. D. (2016). Transformational leadership and proactive work behaviour: A moderated mediation model including work engagement and job strain. Journal of Occupational and Organizational Psychology, 89(3), 588-610. https://doi.org/10.1111/joop.12143 Schriesheim, C. A., Powers, K. J., Scandura, T. A., Gardiner, C. C., & Lankau, M. J. (1993). Improving construct measurement in management research - Comments and a quantitative approach for assessing the theoretical content adequacy of paper-and-pencil survey-type instruments. Journal of Management, 19(2), 385-417. https://doi.org/10.1016/0149-2063(93)90058-u Schriesheim, C. A., Wu, J. B., & Scandura, T. A. (2009). A meso measure? Examination of the levels of analysis of the Multifactor Leadership Questionnaire (MLQ). Leadership Quarterly, 20(4), 604-616. https://doi.org/10.1016/j.leaqua.2009.04.005 Seltzer, J., & Bass, B. M. (1990). Transformational leadership - beyond initiation and consideration. Journal of Management, 16(4), 693- 703. https://doi.org/10.1177/014920639001600403 Shamir, B., House, R. J., & Arthur, M. B. (1993). The motivational effect of charismatic leadership - a self-concept based theory. Organization Science, 4(4), 577-594. https://doi.org/10.1287/orsc.4.4.577 Shrout, P. E., & Fleiss, J. L. (1979). Intraclass correlations - uses in assessing rater reliability. Psychological Bulletin, 86(2), 420-428. https://doi.org/10.1037/0033-2909.86.2.420 POUŽITÉ ZDROJE 217 Singh, N., & Krishnan, V. R. (2007). Transformational leadership in India: Developing and validating a new scale using grounded theory approach. International Journal of Cross Cultural Management, 7(2), 219-236. Skogstad, A., Einarsen, S., Torsheim, T., Aasland, M. S., & Hetland, H. (2007). The destructiveness of laissez-faire leadership behavior. Journal of Occupational Health Psychology, 12(1), 80-92. https://doi.org/10.1037/1076-8998.12.1.80 Smith, P. B., & Peterson, M. F. (1988). Leadership, organizations, culture. Sage. Smutny, P., Prochazka, J., & Vaculik, M. (2013). Learning effectiveness of management simulation game Manahra. In C. V. de Carvalho & P. Escudeiro (Eds.), The Proceedings of The 7th European Conference on Games Based Learning (pp. 512-520). Academic Conference and Publishing International Limited. Spector, P. E. (1997). Job satisfaction: Application, assessment, cause, and consequences. Sage. Streiner, D. L. (2003). Starting at the beginning: An introduction to coefficient alpha and internal consistency. Journal of Personality Assessment, 80(1), 99-103. https://doi.org/10.1207/s15327752jpa8001_18 Tejeda, M. J., Scandura, T. A., & Pillai, R. (2001). The MLQ revisited Psychometric properties and recommendations. Leadership Quarterly, 12(1), 31-52. https://doi.org/10.1016/s1048- 9843(01)00063-7 Tepper, B. J., Dimotakis, N., Lambert, L. S., Koopman, J., Matta, F. K., Park, H. M., & Goo, W. (2018). Examining follower responses to transformational leadership from a dynamic, person-enironment POUŽITÉ ZDROJE 218 fit perspective. Academy of Management Journal, 61(4), 1343- 1368. https://doi.org/10.5465/amj.2014.0163 Tourish, D. (2013). The dark side of transformational leadership : a critical perspective (1st ed.). Routledge. Trizano-Hermosilla, I., & Alvarado, J. M. (2016). Best alternatives to Cronbach's alpha reliability in realistic conditions: Congeneric and asymmetrical measurements. Frontiers in Psychology, 7, Article 769. https://doi.org/10.3389/fpsyg.2016.00769 Vaculik, M., Vytaskova, J., Prochazka, J., & Zalis, L. (2016). Mindfulness, job satisfaction and job performance: Mutual relationships and moderation effect Conference: 21st International Scientific Conference "Economics and Management 2016" - SMART and Efficient Economy: Preparation for the Future Innovative Economy, Brno. Vaculík, M. (2010). Assessment centrum : Psychologie ve výběru a rozvoji lidí (Vyd. 1. ed.). NC Publishing. van Dierendonck, D. (2011). Servant Leadership: A Review and Synthesis. Journal of Management, 37(4), 1228-1261. https://doi.org/10.1177/0149206310380462 van Knippenberg, D., & Sitkin, S. B. (2013). A critical assessment of charismatic-transformational leadership research: Back to the drawing board? Academy of Management Annals, 7(1), 1-60. https://doi.org/10.1080/19416520.2013.759433 Voegtlin, C. (2011). Development of a scale measuring discursive responsible leadership. Journal of Business Ethics, 98, 57-73. https://doi.org/10.1007/s10551-011-1020-9 Vogel, R., & Masal, D. (2015). Public leadership: A review of the literature and framework for future research. Public Management Review, POUŽITÉ ZDROJE 219 17(8), 1165-1189. https://doi.org/10.1080/14719037.2014.895031 Walumbwa, F. O., Avolio, B. J., Gardner, W. L., Wernsing, T. S., & Peterson, S. J. (2008). Authentic leadership: Development and validation of a theory-based measure. Journal of Management, 34(1), 89-126. https://doi.org/10.1177/0149206307308913 Wang, G., Oh, I. S., Courtright, S. H., & Colbert, A. E. (2011). Transformational leadership and performance across criteria and levels: A meta-analytic review of 25 years of research. Group & Organization Management, 36(2), 223-270. https://doi.org/10.1177/1059601111401017 Wang, H., Law, K. S., Hackett, R. D., Wang, D. X., & Chen, Z. X. (2005). Leader-member exchange as a,mediator of the relationship between transformational leadership and followers' performance and organizational citizenship behavior. Academy of Management Journal, 48(3), 420-432. Wang, L. K., James, K. T., Denyer, D., & Bailey, C. (2014). Western views and Chinese whispers: Re-thinking global leadership competency in multi-national corporations. Leadership, 10(4), 471-495. https://doi.org/10.1177/1742715013510340 Wang, X. H., & Howell, J. M. (2010). Exploring the dual-level effects of transformational leadership on followers. Journal of Applied Psychology, 95(6), 1134-1144. https://doi.org/10.1037/a0020754 Wherry, R. J., & Bartlett, C. J. (1982). The control of bias in ratings - a theory of rating. Personnel Psychology, 35(3), 521-551. https://doi.org/10.1111/j.1744-6570.1982.tb02208.x POUŽITÉ ZDROJE 220 Wilson, F. R., Pan, W., & Schumsky, D. A. (2012). Recalculation of the critical values for Lawshe's Content Validity Ratio. Measurement and Evaluation in Counseling and Development, 45(3), 197-210. https://doi.org/10.1177/0748175612440286 Wolfram, H. J., & Mohr, G. (2009). Transformational leadership, team goal fulfillment, and follower work satisfaction: The moderating effects of deep-level similarity in leadership dyads. Journal of Leadership & Organizational Studies, 15(3), 260-274. Wu, J. B., Tsui, A. S., & Kinicki, A. J. (2010). Consequences of differentiated leadership in groups. Academy of Management Journal, 53(1), 90- 106. https://doi.org/10.5465/amj.2010.48037079 Xu, L. H., Wubbena, Z., & Stewart, T. (2016). Measurement invariance of second-order factor model of the Multifactor Leadership Questionnaire (MLQ) across K-12 principal gender. Journal of Educational Administration, 54(6), 727-748. https://doi.org/10.1108/jea-01-2015-0001 Yang, L. R., Huang, C. F., & Wu, K. S. (2011). The association among project manager's leadership style, teamwork and project success. International Journal of Project Management, 29(3), 258-267. https://doi.org/10.1016/j.ijproman.2010.03.006 Yoon, M., & Millsap, R. E. (2007). Detecting violations of factorial invariance using data-based specification searches: a Monte Carlo study. Structural Equation Modeling, 14(3), 435-463. https://doi.org/10.1080/10705510701301677 Young, H. R., Glerum, D. R., Joseph, D. L., & McCord, M. A. (2020). A metaanalysis of transactional leadership and follower performance: Double-edged effects of LMX and empowerment. Journal of POUŽITÉ ZDROJE 221 Management(in-press), 1-26, Article 0149206320908646. https://doi.org/10.1177/0149206320908646 Yukl, G. A. (1999). An evaluation of conceptual weaknesses in transformational and charismatic leadership theories. The Leadership Quarterly, 10(2), 285-305. https://doi.org/10.1016/S1048-9843(99)00013-2 PŘÍLOHA 1: DOTAZNÍK PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 222 Příloha 1: Dotazník přístupu k vedení lidí Následující tvrzení popisují, jak se může chovat člověk ve vedoucí pozici. U každého tvrzení posuďte na sedmibodové škále „nikdy – vždy“, jak často se takto chová Vaše nadřízená či Váš nadřízený při vedení Vašeho týmu (tedy v kontaktu s vámi a vašimi kolegy). Vycházejte ze svých konkrétních zkušeností s ní/m. IV1 Co slíbí, to dodrží Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy LF1 Vyhýbá se řešení důležitých věcí Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy IM1 Dává najevo, že věří v úspěch týmu Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy PR1 Jedná, jen když se věci nevyřeší samy Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy IS1 Ptá se podřízených na jejich nápady Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy AR1 Každou věc si sám/a zkontroluje Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy IP1 Zajímá se o pocity každého podřízeného Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy PO1 Odměňuje kvalitně odvedenou práci Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy IV2 Mluví pravdu Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy LF3 Vyhýbá se vyslovení jasného názoru Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy IM2 Dává najevo zaujetí pro plnění skupinových cílů Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy PR2 Problémy se zabývá až tehdy, kdy vážně ohrožují celý tým Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy IS2 Všem podřízeným poskytuje prostor vyjadřovat se k problémům Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy AR2 Vyžaduje dodržování stanovených postupů a pravidel Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy IP2 Dává podřízeným najevo pochopení Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy PO2 Podřízeným poskytuje zpětnou vazbu Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy IV3 Bere na sebe odpovědnost za skupinu* Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy LF3 Chybí v situacích, kdy je jeho/její přítomnost potřeba Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy IM3 O budoucnosti týmu mluví optimisticky Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy PR3 Řeší jen problémy, které neodezní samy Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy IS3 Dává podřízeným možnost využít jejich schopností Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy AR3 Od podřízených požaduje průběžné informace o plnění úkolů Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy IP3 Přistupuje ke každému podřízenému individuálně s ohledem na jeho/její osobní situaci Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy PO3 Když někdo naplní jeho/její očekávání, dává najevo svoji spokojenost Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy IV4 Dělá to, co říká Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy LF4 Vyhýbá se řešení problémů Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy IM4 Dává najevo, že má práce týmu smysl Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy PR4 Problémy řeší, až když jsou vážné Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy IS4 Vytváří podřízeným prostor pro realizaci nových nápadů Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy AR4 Kontroluje dodržování stanovených postupů a pravidel Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy IP4 Podřízených se ptá na jejich potřeby Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy PO4 Předem stanovuje odměny za splnění cílů Nikdy 1 2 3 4 5 6 7 Vždy *Původní formulace položky byla „Bere na sebe odpovědnost za výsledek skupiny.“ Zde je uveden již přeformulovaný návrh. PŘÍLOHA 1: DOTAZNÍK PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 223 Příloha 2: Všechny položky dotazníku před jeho redukcí (90 položek) Pořadí Položka Škála 20 Přiznává své chyby IV 22 Říká věci narovinu IV 25 Dělá to, co říká (IV4) IV 30 Dodržuje společenská pravidla IV 36 Drží slovo IV 44 Co slíbí, to dodrží (IV1) IV 53 Bere na sebe odpovědnost za výsledek skupiny (IV3) IV 72 Svým chováním vzbuzuje důvěru IV 84 Dává najevo, že si věří IV 86 Mluví o svých osobních hodnotách IV 88 Mluví pravdu (IV2) IV 97 Chová se v souladu s morálními pravidly IV 9 Z jeho/jejího chování je poznat zápal pro společnou věc IM 28 Dává najevo, že věří v úspěch týmu (IM1) IM 45 Zdůrazňuje skupině svou vizi IM 59 Dává najevo zaujetí pro plnění skupinových cílů (IM2) IM 61 Dává najevo, že má práce týmu smysl (IM4) IM 70 Projevuje nadšení pro společnou věc IM 73 Z jeho/jejího chování je vidět, že ho/jí jeho/její práce baví IM 81 Zdůrazňuje schopnost týmu naplnit vizi IM 94 O budoucnosti týmu mluví optimisticky (IM3) IM 96 Formuluje týmovou vizi IM 1 Ptá se podřízených na jejich nápady (IS1) IS 8 Chce po podřízených, aby přicházeli s vlastními návrhy IS 27 Všem podřízeným poskytuje prostor vyjadřovat se k problémům (IS2) IS 31 Podřízeným poskytuje prostor pro seberealizaci IS 34 Vyzývá podřízené k diskusi IS 55 Ptá se podřízených na jejich nápady a návrhy IS 57 Podněcuje diskusi o problémech IS 77 Přijímá nápady podřízených IS 78 Podněcuje podřízené k hledání více možných variant řešení problémů IS 80 Dává podřízeným možnost využít jejich schopností (IS3) IS 92 Vytváří podřízeným prostor pro realizaci nových nápadů (IS4) IS 98 Nechává podřízené domluvit (např dokončit názor či návrh) IS PŘÍLOHA 1: DOTAZNÍK PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 224 13 Své podřízené rozvíjí IP 23 Podřízených se ptá na jejich potřeby (IP4) IP 29 Komunikuje se všemi podřízenými IP 38 Zajímá se o pocity každého podřízeného (IP1) IP 42 Ke každému přistupuje s ohledem na jeho/její dovednosti a schopnosti IP 43 Přistupuje ke každému podřízenému individuálně s ohledem na jeho/její osobní situaci (IP3) IP 46 Naslouchá připomínkám IP 56 Podřízené zná osobně IP 79 Vnímá potřeby podřízených IP 82 Zajímá se i o osobní záležitosti podřízených IP 85 Podporuje vzdělávání a rozvoj podřízených IP 89 Dává podřízeným najevo pochopení (IP2) IP 3 Odměňuje kvalitně odvedenou práci (PO1) PO 5 Jasně stanovuje, co od podřízených očekává PO 14 Hodnotí kvalitu práce PO 18 Podřízeným předem stanovuje kritéria pro získání odměny PO 24 Když někdo naplní jeho očekávání, dává najevo svoji spokojenost (PO3) PO 26 Oceňuje práci podřízených PO 64 Podřízené odměňuje spravedlivě PO 74 Předem stanovuje odměny za splnění cílů (PO4) PO 83 Jasně definuje odpovědnost za plnění jednotlivých úkolů PO 90 Předem stanovuje, za co bude udělovat postihy PO 93 Podřízeným poskytuje zpětnou vazbu (PO2) PO 4 Dává najevo nespokojenost hned když zjistí, že někdo nepodává optimální výkon AR 7 Dělá preventivní kroky, aby se tým vyhnul chybám AR 10 Vyžaduje dodržování stanovených postupů a pravidel (AR2) AR 12 Upozorňuje na chyby a nedostatky v práci podřízených AR 15 Do detailů kontroluje práci podřízených AR 16 Každou věc si sám/a zkontroluje (AR1) AR 17 Od podřízených požaduje průběžné informace o plnění úkolů (AR3) AR 19 Upozorňuje na selhání v práci podřízených AR 21 Upozorňuje na problémy už v jejich zárodku AR 32 Podrobně sleduje průběh plnění úkolů svých podřízených AR 47 Kontroluje dodržování stanovených postupů a pravidel (AR4) AR 65 Dává najevo nespokojenost s prací podřízených AR 35 Běžnými procesy se zabývá až v okamžiku, kdy vůbec nefungují PR 41 Zabývá se jen závažnými nedostatky PR PŘÍLOHA 1: DOTAZNÍK PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 225 49 Do pravomocí podřízeným zasahuje až tehdy, když ve své práci udělají závažnou chybu PR 50 Problémy řeší až když jsou vážné (PR4) PR 60 Věcem dává volný průbeh a zasahuje jen když se úplně pokazí PR 62 Jedná, jen když se věci nevyřeší samy (PR1) PR 63 Řeší jen problémy, které neodezní samy (PR3) PR 66 Zasahuje, až když se věci pokazí PR 67 Problémy se zabývá až tehdy, kdy vážně ohrožují celý tým (PR2) PR 99 Řešení problému nechává na okamžik, kdy už ho není možné dále odklá- dat PR 37 Vyhýbá se řešení důležitých věcí (LF1) LF 40 Nechává podřízené, aby rozhodovali za něj/ni LF 48 Vyhýbá se vyslovení jasného názoru (LF2) LF 52 Chybí v situacích, kdy je jeho/její přítomnost potřeba (LF3) LF 58 Vyhýbá se řešení problémů (LF4) LF 69 Vyhýbá se konfrontaci LF 75 Koordinaci práce skupiny nechává na někom jiném LF 76 Čeká, až se problémy vyřeší samy LF 87 Důležitá rozhodnutí nechává na ostatních LF 91 Odkládá rozhodnutí LF 95 Zdráhá se udělat důležitá rozhodnutí LF Poznámka. V závorce jsou označeny položky zařazené do finální verze dotazníku. PŘÍLOHA 1: DOTAZNÍK PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 226 Příloha 3: Výstupy explorační faktorové analýzy Provedeno s 90 položkami a na celém vzorku v rámci Studie 1 Faktorové náboje (EFA, estimátor MLR, rotace GEOMIN, *p < .05) 1 (IV) 2 (IS) 3 (IM) 4 (IP) 5 (PR) ________ ________ ________ ________ ________ Č. 20 .379* .248* -.054 .166* -.049 Č. 22 .302* .129* -.066 .038 -.011 Č. 25 .610* .007 .060 -.016 -.010 Č. 30 .631* .069 .129* .019 .031 Č. 36 .709* .011 -.024 .011 .004 Č. 44 .679* -.023 -.020 .041 -.006 Č. 53 .278* -.074 .299* .171* -.020 Č. 72 .364* .099* .182* .248* -.027 Č. 84 -.391* -.080 .397* .009 .043 Č. 86 -.334* -.020 .230* .431* .031 Č. 88 .642* .066 -.039 .062 .028 Č. 97 .661* .105* .078 .080 .061* Č. 9 .049 .151* .537* .056 -.090* Č. 28 .151* .135* .595* .051 .035 Č. 45 -.217* .122* .587* -.052 -.047 Č. 59 .092* .036 .787* -.007 -.046 Č. 61 .098* .095* .653* .051 .033 Č. 70 .001 .055 .759* .099* -.003 Č. 73 .110* -.017 .563* .145* -.030 Č. 81 -.023 .128* .722* .007 .036 Č. 94 .021 .011 .623* .086 .034 Č. 96 -.069 .089* .721* -.027 -.020 Č. 1 .017 .832* .004 -.037 -.063* Č. 8 -.032 1.004* .008 -.223* .011 Č. 27 .217* .611* -.019 .067 -.026 Č. 31 .119* .534* .098* .152* .039 Č. 34 .025 .746* .075 -.006 .036 Č. 55 .036 .878* .062* -.004 -.002 Č. 57 -.035 .652* .102* .025 .001 Č. 77 .053 .793* -.011 .094* -.013 Č. 78 -.002 .750* .062 -.022 -.010 Č. 80 -.007 .443* .048 .309* -.025 Č. 92 .012 .721* .064* .092* .011 Č. 98 .447* .331* -.005 .116* .041 Č. 13 .038 .190* .174* .209* -.076* Č. 23 .100* .251* -.071* .485* -.036 Č. 29 .239* .162* .151* .259* -.043 Č. 38 .032 .070 .005 .724* -.024 Č. 42 .071 .033 .091* .553* .061 Č. 43 .053 -.047 .026 .817* .006 Č. 46 .289* .492* .023 .127* -.013 Č. 56 -.070 .035 .101 .464* .002 Č. 79 .123* .158* -.038 .655* -.027 Č. 82 -.032 -.029 .005 .873* -.030 Č. 85 .077 .236* .241* .179* -.014 Č. 89 .282* .129* .050 .511* .021 Č. 3 .102 .033 .044 .230* -.044 Č. 5 .184* .008 .096* -.085 -.065* Č. 14 -.064 .062 .066 .146 -.090* Č. 18 -.068 -.011 -.001 -.041 .011 Č. 24 .026 .072 .158* .312* -.014 Č. 26 .197* .101* .113* .313* .002 Č. 64 .287* .020 .068 .189* -.016 Č. 74 -.017 -.071 .092* .043 .039 Č. 83 .084 .053 .152* .041 -.039 Č. 90 -.016 -.036 -.011 -.052 .051 PŘÍLOHA 1: DOTAZNÍK PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 227 Č. 93 .095 .212* .113* .140* -.112* Č. 4 -.254* -.031 -.129* .013 .033 Č. 7 .267* .000 .085* .057 -.155* Č. 10 .178* -.111* .045 -.150* -.053 Č. 12 -.268* .038 -.201* .003 .095* Č. 15 .023 -.047 -.003 -.021 -.099* Č. 16 .096 -.008 .017 -.007 -.129* Č. 17 -.052 .213* .070 .078 -.094* Č. 19 -.239* .038 -.165* -.006 .145* Č. 21 .214* .103* .004 .072 -.125* Č. 32 .152* -.018 .110* .097 -.066 Č. 47 .223* -.025 .063 -.073 -.101* Č. 65 -.271* -.034 -.092 -.016 .113* Č. 35 -.143* .041 -.017 -.064 .515* Č. 41 .021 -.044 .089* -.023 .569* Č. 49 .169* .177* -.002 .078 .357* Č. 50 -.029 -.012 .076* -.022 .742* Č. 60 .012 .024 .015 .106* .740* Č. 62 .006 .014 .037 -.029 .821* Č. 63 .005 .004 -.017 -.002 .807* Č. 66 .057 -.042 .034 -.031 .842* Č. 67 .001 -.058 .020 -.018 .834* Č. 99 -.026 -.070* -.032 -.014 .540* Č. 37 -.185* -.025 -.017 -.022 .256* Č. 40 .004 .258* .006 .078 .243* Č. 48 -.022 -.080 -.041 -.015 .173* Č. 52 -.290* .023 -.167* -.007 .230* Č. 58 -.134* -.093* -.048 -.026 .287* Č. 69 .027 -.157* -.008 -.069 .127* Č. 75 -.033 .044 -.083 -.081 .324* Č. 76 -.082* -.034 -.066* -.008 .590* Č. 87 .071 .105* -.114* -.005 .313* Č. 91 -.103* .022 -.026 .097* .346* Č. 95 -.015 .001 -.082* -.002 .307* 6 (AR) 7 (PO) 8 (LF) ________ ________ ________ Č. 20 -.037 .163* -.030 Č. 22 .121* .037 -.476* Č. 25 .025 .114 -.281* Č. 30 .104* -.034 -.002 Č. 36 .013 .080 -.257* Č. 44 .021 .102 -.243* Č. 53 .005 -.016 -.148* Č. 72 -.038 .111 -.088* Č. 84 .147* .013 -.347* Č. 86 .080 .025 -.032 Č. 88 .048 .012 -.262* Č. 97 .043 .008 -.044 Č. 9 .012 -.014 -.105* Č. 28 -.046 .094* .020 Č. 45 .140* .047 -.072 Č. 59 -.011 -.049 .007 Č. 61 -.011 .083* -.044 Č. 70 -.028 .029 -.024 Č. 73 -.016 .012 -.131* Č. 81 .008 .154* .049 Č. 94 -.117* .086 -.049 Č. 96 .050 .185* .045 Č. 1 -.016 .010 .039 Č. 8 .030 -.007 .034 Č. 27 -.030 .000 -.027 Č. 31 -.038 .025 -.015 Č. 34 .083* .010 .007 Č. 55 -.028 -.001 .042 PŘÍLOHA 1: DOTAZNÍK PŘÍSTUPU K VEDENÍ LIDÍ 228 Č. 57 .100* -.091* -.058 Č. 77 -.051* -.007 -.029 Č. 78 .067* .057 -.021 Č. 80 -.056 .099* -.105* Č. 92 -.067* .064* -.030 Č. 98 .002 -.023 -.007 Č. 13 .063* .321* -.019 Č. 23 .024 .194* .002 Č. 29 .101* -.073 -.041 Č. 38 .012 .121* .117* Č. 42 .006 -.008 -.108* Č. 43 -.041 -.045 -.001 Č. 46 -.028 .008 -.067* Č. 56 .099* -.263* -.042 Č. 79 -.029 .144* .000 Č. 82 .013 -.044 .120* Č. 85 .037 .162* -.001 Č. 89 -.027 .077 .032 Č. 3 -.017 .536* .021 Č. 5 .178* .339* -.250* Č. 14 .217* .414* -.057 Č. 18 .171* .694* .015 Č. 24 -.016 .230* -.112* Č. 26 -.051* .356* -.033 Č. 64 -.037 .455* -.038 Č. 74 .061 .693* -.018 Č. 83 .289* .213* -.191* Č. 90 .280* .505* -.080 Č. 93 .086* .191* -.186* Č. 4 .438* .023 -.331* Č. 7 .147* .287* -.043 Č. 10 .554* .038 .002 Č. 12 .603* .059 -.234* Č. 15 .734* -.047 .101 Č. 16 .625* -.133 .061 Č. 17 .477* -.005 .055 Č. 19 .618* .065 -.130 Č. 21 .204* .228* -.133* Č. 32 .672* -.036 .149* Č. 47 .607* .030 .011 Č. 65 .482* .015 -.298* Č. 35 .017 -.120* -.035 Č. 41 -.106* .015 -.154* Č. 49 -.075 -.031 -.193* Č. 50 -.048 -.082 .022 Č. 60 -.125* -.044 -.042 Č. 62 -.003 -.004 .040 Č. 63 .021 .002 .069 Č. 66 .036 -.056 .010 Č. 67 .031 .000 .047 Č. 99 .008 .008 .417* Č. 37 .015 -.089* .467* Č. 40 -.148* -.007 .241* Č. 48 .043 -.008 .592* Č. 52 .031 -.063 .290* Č. 58 -.003 -.012 .550* Č. 69 .021 -.030 .526* Č. 75 -.056 .097* .171* Č. 76 -.080* .051 .349* Č. 87 -.097* .104 .416* Č. 91 .059 -.066 .553* Č. 95 .039 .023 .666*