Oppgrader til nyeste versjon av Internet eksplorer for best mulig visning av siden. Klikk her for for å skjule denne meldingen
Ikke pålogget
{{session.user.firstName}} {{session.user.lastName}}
Du har tilgang til Idunn gjennom , & {{sessionPartyGroup.name}}

Aldri fred å få? – Rollekonflikter midt i lederlivet

Universitetet i Stavanger

Universitetet i Stavanger

Universitetet i Stavanger

  • Side: 28-50
  • Publisert på Idunn: 2014-01-15
  • Publisert: 2014-01-15

Ledere står i ulike krysspress. I artikkelen analyseres de tre typiske konfliktlinjene jobb-jobb, jobb-hjem og jobb-jeg med bakgrunn i sosiologiens rollebegrep, og med vekt på de særlige mekanismene bak dem. Vi argumenterer for to alternative hypoteser om mulige forløp: Sammensmeltingshypotesen og Segmenteringshypotesen. Hypotesene drøftes med bakgrunn i cross-lagged tilnærmingen, der gjeldende konfliktmønster forstås i lys av individets tidligere historie. Vi anvender unike paneldata (1999, 2002, 2011; N=577) fra Lederundersøkelsene til Administrativt forskningsfond (AFF). Analysene støtter forestillingen om de tre konflikttypene som viktige trekk ved lederrollen. Videre får Segmenteringshypotesen klar støtte i materialet. Resultatene forteller at de tre formene hver for seg har egentyngde og permanens, og at mønsteret mellom dem holder seg over tid. Samlet tegnes et bilde av lederes rollekonflikter som overraskende stabile, preget av seighet og segmentering gjennom sentrale karriereår.

Nøkkelord: Rollekonflikt, Lederrollen, Jobb-hjem-konflikt, Jobb-jobb-konflikt, Jobb-jeg-konflikt, cross-lagged analyse

A Constant Struggle? Role Conflicts for Norwegian Managers in mid-career years

Managers work under various cross-pressures. In this article we analyse three typical conflict lines labelled work-work, work-family and work-person based on the role concept in sociology, and with emphasis on the different mechanisms behind them. We present two alternative hypotheses about potential trajectories: The Blending Hypothesis and the Segmentation Hypothesis. These competing hypotheses are discussed within the framework of cross-lagged modelling, where the current pattern is explained by the individual’s previous conflict history. We use unique panel data (1999, 2002, 2011; N=577) from the Manager Surveys carried out by the Administrative Research Institute (AFF). The results are consistent with the idea of the three conflict types as distinct aspects of the managerial role. Moreover, our findings are in clear support of the Segmentation Hypothesis. The empirical analyses suggest that each type has its own weight and permanency, and that the balance among the three remains steady over time. All in all, managers’ role conflicts appear surprisingly stable, characterized by robustness and segmentation through central career years.

Keywords: Role conflict, the managerial role, work-family conflict, work-work conflict, work-person conflict, cross-lagged analysis

Mange kombinerer i dag foreldreskap og familieliv med fulltids innsats på jobb. Selv om utfoldelse på flere arenaer kan oppleves positivt, gir konkurrerende forpliktelser også negative psykologiske følger og personlige belastninger (Greenhaus og Powell, 2006). Slik skvis erfares i posisjoner der det foreligger ønskemål og trykk i motsatte retninger. Når kollisjonen skjer mellom arbeid og familie, kalles tilstanden gjerne for jobb-hjem-konflikt (Knudsen, 2009) ved at individet møter jobbkrav som er uforenlige med normer for familieliv og vennskap. Ofte gjelder det kamp om tid (Carlson, Kacmar og Williams, 2000), som når akutte arbeidsoppgaver kommer i veien for å delta i barnas fritidsaktiviteter, husarbeid eller treff i den nære omgangskrets.

Individer i lederstilling kan være særlig utsatt for krysspress. Stort ansvar og harde karriereløp betyr spesielle utfordringer, der oppgavene tilknyttet sjefsjobben innebærer krav fra mange kanter, ofte med forhandlinger og mekling mellom stridbare parter (Adams, King og King, 1996). Kollisjonene gjelder mer enn rivninger mellom arbeid og familie. I tillegg kommer særlig to former (Griffin og Moorhead, 2011). På norsk kunne man kalle disse jobb-jobb-konflikt og jobb-jeg-konflikt. Jobb-jobb-konflikt dreier seg om motstridende signaler til stillingen innen bedriftsorganisasjonen, som når høye innsatsmål fra eierne fører til motreaksjoner hos ansatte. Jobb-jeg-konflikt går på motsetning mellom oppgavene tillagt posisjonen og individets etiske overbevisning, eksempelvis der oppskriften for effektiv ledelse ved nedskjæring går på tvers av egen etiske overbevisning om ansvar og omsorg.

Disse tre formene, via konfliktlinjene jobb-jobb, jobb-hjem og jobb-jeg, står sentralt i denne artikkelen. Selv om slike konflikttyper beskrives i faglitteraturen (Griffin og Moorhead, 2011; Richardsen og Matthiesen, 2013; Sims, 2002), er de tre likevel ikke studert systematisk i sammenheng (Mohr og Puck, 2007). I internasjonal forskning er jobb-hjem-konflikten riktignok viet stor oppmerksomhet innen en omfattende tradisjon (Byron, 2005). Det mangler likevel kunnskap om på hvilken måte denne knytter an til andre typer krysspress. Vi vet lite om hvordan knippet av de tre postulerte konfliktformer kan etterspores empirisk, hvordan disse under ett erfares og sammenveies av individet, og hvordan mønsteret mellom dem utvikles utover i karrieren.

Denne artikkelen bidrar til den samfunnsvitenskapelige forskningen om individets tilpasning i lederrollen på tre måter. For det første plasserer vi skisserte former for krysspress i relasjon til den sosiologiske tradisjon, der rollebegrepet omhandler systematiske forventninger knyttet til en bestemt posisjon (Martinussen, 1991). I forlengelsen kan man forstå de tre typer skvis som særlige varianter av rollekonflikt. Lederes erfarte kollisjoner mellom jobb-jobb, jobb-hjem og jobb-jeg er slik uttrykk for bestemte sosiale mekanismer. Disse kjennetegnes ved motstridende signaler til selve posisjonen, rivninger mellom lederansvaret og andre krevende posisjoner, og jobbkrav som strider mot personlig overbevisning og moral.

For det andre presenterer vi en konseptuell ramme for å analysere dynamikken mellom de tre dimensjoner over tid, basert på logikken for longitudinell analyse (Biesanz, 2012). Tilnærmingen er særlig relevant for å avklare om det er stabilitet eller forandring som over tid mest preger forløpet (Selig og Preacher, 2009). Et sentralt spørsmål ut over begrepsfestingen gjelder altså forbindelsen mellom konflikttypene etter hvert som karrieren går framover. Argumentene kan i hovedsak tenkes i to retninger. Den ene kaller vi Sammensmeltingshypotesen. Her antar vi at sjefsjobben kjennetegnes ved skiftninger og forstyrrelser. Følgelig venter vi et ustabilt og lite forutsigbart konfliktmønster, der de ulike formene går i bølger og smelter sammen. Motsatsen kaller vi Segmenteringshypotesen. Denne antar de tre konflikttypene som tydelige og vedvarende trekk ved lederrollen (Ashforth, Kreiner og Fugate, 2000; Kreiner, Hollensbe og Sheep, 2009). Her postulerer vi at konfliktdimensjonene ikke bare reflekterer ulike mekanismer, men også at disse danner stabile mønstre og i liten grad glir over i hverandre. Kort sagt: posisjonen i strømmen av ulike krysspress er gjerne normaltilstanden for lederen, med feider som kjempes og bearbeides på forskjellige arenaer. Håndteringen av rollekonfliktene vil fra starten formes av flere krefter i den enkeltes omgivelser og bakgrunn. Men når en brukbar tilpasning først er funnet, blir denne gjerne konstituerende for det videre forløp.

For det tredje bruker vi nye paneldata i kombinasjon med såkalt Structural Equation Modeling (SEM) for empirisk analyse. I 2011 gjennomførte Administrativt Forskningsfond (AFF) tredje runde av sine lederundersøkelser, i forlengelsen av de to foregående i 1999 og 2002. Datainnsamlingen muliggjør å følge et større antall ledere (i alt 577) på tre bestemte tidspunkter, over tolv år i to perioder (Colbjørnsen, 2004; Colbjørnsen, Drake og Brochs-Haukedal, 2001; Dalen og Ansteensen, 2012; Rønning, Brochs-Haukedal, Glasø og Matthiesen, 2013). Panelmaterialet er unikt, også i internasjonal sammenheng, og det gir grunnlag for utforskning av lederes karriereløp på en måte som tidligere ikke har vært mulig. Det er dette panelet som danner datagrunnlaget for analysene i artikkelen.

Vitenskapelige begreper innebærer i seg selv hypoteser om bestemte drivkrefter. Sosiologiens begrepsapparat vil følgelig modifiseres etter hvert som innsikten i sosiale mekanismer øker (Stinchcombe, 1968). I standard utlegninger tegnes gjerne selve rollen som en temmelig permanent størrelse, mens rollekonflikter heller er å forstå som forstyrrende element. Artikkelens resultater kan bidra til en nyansering av etablerte forestillinger. Anslagsvis rundt to hundre tusen individer har lederposisjon i Norge. Argumenter og funn har etter alt å dømme relevans også ut over denne gruppen og angår krevende stillinger generelt, i skjæringsflaten mellom arbeid, familie, individ og samfunn.

Rollekonfliktenes dynamikk: alternative hypoteser

Et relevant utgangspunkt er gitt ved rollebegrepet slik dette tradisjonelt har vært avgrenset i sosiologien, også i norsk sammenheng (Aubert, 1969; Martinussen, 1991), med vekt på systematiske forventninger som er knyttet til en bestemt posisjon. Fra et sosiologisk ståsted kan den mye studerte jobb-hjem-konflikten betraktes som en form for interrollekonflikt, også kalt sosiuskonflikt. Situasjonen gjelder der individet innehar to forskjellige posisjoner i ulike livssfærer, og der normene for den ene går på tvers av kravene til den andre (Pandey og Kumar, 1997). Individet ønsker gjerne å være både en dyktig sjef og en god forelder og ektefelle. Idealversjonen for sjefsjobben og familiepersonen trekker imidlertid i motsatt lei. Lederjobben innebærer trykk i retning av stor arbeidsinnsats med stadig oppmerksomhet rettet mot bedriftens økonomiske resultat, ofte med tilgjengelighet det meste av døgnet. Å være god ektefelle betyr at familien skal ha høy prioritet, med krav om fysisk og mental tilstedeværelse i hjem, nabolag og nær vennekrets. Begge roller oppleves som viktige og givende for individet, men det kan være vanskelig å imøtekomme kravene fra dem begge. Forventningene til lederposisjonen kan fort kollidere med familierollen (Knudsen, 2009).

Når individet erfarer krysspress innen samme posisjon, betegnes forholdet gjerne i sosiologien som intrarollekonflikt eller rollesettkonflikt. Det er en variant av slikt ledere opplever når forventningene fra én interessegruppe knyttet til bedriftsorganisasjonen går i motsatt retning av dem fra en annen. Dette kan vi på norsk kalle jobb-jobb-konflikt, lignende den engelskspråklige termen work-work conflict (Silverman, 2011). Motstridende krav kan eksempelvis komme fra ulike nivåer, som når eierne fremmer bestemte løsninger ansatte vanskelig kan akseptere, eller brukere og kunder har ønskemål som ikke enkelt kan imøtekommes av medarbeidere i bedriften. Idealbildet av moderne ledere innebærer nettopp at de evner å få grupper i organisasjonen med motstridende interesser til å trekke sammen, slik at organisasjonen beveges i rett retning (Colbjørnsen, 2004; Richardsen og Matthiesen, 2013).

Den tredje formen gjelder skvis mellom rolle og person (Mohr og Puck, 2007). Slikt oppstår når individet erfarer at krav knyttet til posisjonen truer egne grunnverdier (Sims, 2002). Man kunne tentativt kalle tilstanden for jobb-jeg-konflikt. Her dreier det seg altså om forholdet mellom normer for rasjonell styring på den ene side, og personens egne etiske standarder på den andre (Gunnarsdóttir, 2014 kommer). Ett eksempel kan være når sjefen må pushe ferdigstillelse av lovet leveranse, selv ved risiko for dårligere kvalitet på tjeneste eller vare. Et annet kan være at lederen får ansvar for nedbemanning og må gjennomføre prosessen til tross for negative følger for trofaste medarbeidere. Sjefsjobben kan under slike forhold oppleves personlig sterkt belastende for den som skal styre prosessen (Clarke, Hope-Hailey og Kelliher, 2007).

Vi anser disse tre former for krysspress som betydningsfulle kjennetegn ved det moderne arbeidsliv, og kanskje særlig ved det å være leder. Den som innehar lederposisjon må typisk håndtere jobb-jobb-konflikt, tilpasse seg jobb-hjem-konflikten og leve med mulig jobb-jeg-konflikt. Selv om de tre begrepene hver for seg sammenfatter ulike mekanismer, ville en tro at fenomenene til en viss grad henger sammen gjennom individets daglige utøvelse av lederrollen. Her kunne argumentene i starten ta ulike retninger. Det virker sannsynlig at mønsteret kunne ha kompenserende karakter, eksempelvis ved at sterk jobb-jobb-konflikt går sammen med mindre jobb-hjem-konflikt. Et underliggende premiss er i så fall at individet selv har rimelig kontroll over de ulike arenaene og konflikttypene og har rom til å kunne justere nivåene i forhold til hverandre. Alternativt kan det tenkes at disse spiller sammen og kanskje forsterker utslaget av hverandre. Sagt på en annen måte kan den ambisiøse leder trolig oppleve at høy jobb-jobb skvis går sammen med sterkt jobb-hjem press, eller at kollisjonen med egne etiske standarder blir mer brutal i perioder med mange motstridende krav fra sterke interessegrupper i arbeidsorganisasjonen. Dersom argumentet har gyldighet, skulle man i hovedsak vente positiv samvariasjon mellom de tre konflikttypene og en tålig stabil balanse mellom dem.

En enkel konseptuell ramme for videre drøfting av sannsynlige forløp er gitt ved figur 1 (Biesanz, 2012). Denne omfatter de tre postulerte konflikttyper, samt en logisk struktur for å vurdere alternative utviklingslinjer mellom dem over karrieren, i dette tilfellet gjelder det to perioder og tre tidspunkter T1, T2, T3. Utgangspunktet for årsaksmodellen er at et bestemt fenomen på ett trinn kan forstås som resultat av historien til det samme fenomen. Gjeldende mønster forklarer vi altså ved lederens tidligere konflikterfaringer. Dette er illustrert ved de tydelige pilene mellom tidspunktene for hver enkelt konflikttype, slik som mellom jobb-jobb-konflikt på henholdsvis T1 og T2, og jobb-hjem-konflikt på henholdsvis T2 og T3. Vi antar at mekanismene har en viss egentyngde, slik at mønsteret som fester seg på tidligere trinn gjerne blir avgjørende for det videre forløp.

I tillegg til direkte forbindelse kan vi tenke oss sammenhenger på tvers, ved at et gitt fenomen på ett trinn kan forstås i lys av et annet fra tidligere. For vår problemstilling innebærer dette eksempelvis at jobb-hjem-konflikten på T2 kunne påvirkes av jobb-jobb-konflikten på T1. Da antar vi en dynamisk og overlappende forbindelse mellom tilgrensende arenaer, som ved at sterk jobb-jobb-konflikt i en periode kunne belaste familierelasjonen og dermed øke jobb-hjem-konflikt i den neste. Slike kryssvirkninger over tid går altså ut over samvariasjonen mellom postulerte konflikttyper på et gitt tidspunkt, slik vi innledningsvis allerede har vært inne på.

Figur 1. Lederes rollekonflikter over tid. Modell: Jobb-jobb-, Jobb-hjem- og Jobb-jeg-konflikt over to perioder på tre tidspunkter. Variasjon og nivå på et gitt tidspunkt forstått i lys av tidligere historie.

Modellen inviterer til å forstå fenomenet i lys av historien til det samme fenomen, og i lys av historien også til andre, komplementære forhold (Selig og Preacher, 2009). Med dette gis et inntak til å drøfte alternative utviklingsforløp for lederes rollekonflikter.

Den logiske struktur i figur 1 danner basis for en rekke bidrag i internasjonal samfunnsforskning, der fellesbetegnelsen gjerne er «Cross-lagged Models» eller «Autoregressive Longitudinal Models» (Biesanz, 2012; Hakanen, Schaufeli og Ahola, 2008; Lindwall, Larsman og Hagger, 2011; Rantanen, Kinnunen, Feldt og Pulkkinen, 2008; Wagner, Becker, Christ, Pettigrew og Schmidt, 2012). Tilnærmingen er egnet til å utforske grad av stabilitet versus ustabilitet i individers liv over tid. Den mest renskårne modellen for stabilitet gir ofte utgangspunktet for slike analyser. Denne postulerer at det kun foreligger direkte sammenhenger mellom samme fenomen fra ett trinn til det neste, uten egentlige kryssvirkninger. Oversatt til lederes rollekonflikter innebærer stabilitetsmodellen at eksempelvis jobb-hjem-konflikten på T2 primært bestemmes av samme på T1, og ellers ikke som følge av andre tidligere forhold, slik som jobb-jobb-konflikt eller jobb-jeg-konflikt på T1.

Det går ut over rammen for denne artikkelen å gå inn på alle typer kryssvirkninger som kunne medføre dynamikk og forandring. Poenget er at tilnærmingen gir en ramme for å gjennomtenke og etterprøve alternative påstander om lederes erfarte krysspress over tid. Hovedspørsmålet vi stiller virker enkelt: Er de tre konflikttypene best å forstå ved sosiale mekanismers egentyngde og treghet, eller gjelder her krefter som medfører uforutsigbare sprang, skiftende tilpasninger og sammensmelting?

Standard behandling i sosiologien gir mest assosiasjoner til det siste. Rollekonflikt framstilles gjerne som uønsket og negativt og en tilstand individet selv kan oppheve gjennom forløsende grep (Martinussen, 1991: 79–98). Faglitteraturen om lederes konflikthåndtering vektlegger ofte på tilsvarende vis kollisjonens midlertidige og kontekstbestemte karakter (Sims, 2002), med forslag til relevante og kreative reaksjoner. I forlengelsen av slike forestillinger virker det rimelig å vente sprang og skiftinger i lederes erfarte krysspress over tid. Eksempelvis ville en tro at kraftig jobb-jobb-konflikt i én periode søkes dempet i neste, eller at belastende jobb-jeg-konflikt i én periode vil motivere for å søke mindre jobb-jobb-konflikt i den påfølgende. Dersom argumenter i denne retning har noe for seg, kunne man kanskje anta svakere samvariasjon mellom konflikttype på gitte stadier og heller vente vesentlige kryssvirkninger over tid, gjerne i kombinasjon med svakere direkte sammenhenger. I denne forstand kunne vi betrakte mønsteret som foranderlig og ustødig over karrieren, med stadig endrede tilpasninger. Slike mekanismer ville trolig ha særlig relevans i perioder med turbulens og dramatiske omveltninger i arbeids- og næringsliv, der lederen stadig må justere balansen i forbindelse med presserende oppgaver. Kort sagt ventes her at konfliktdimensjonene over tid flyter over i hverandre og at mønsteret mellom disse framstår som foranderlig og ustabilt. Utlegningen kan sammenfattes under overskriften Sammensmeltingshypotesen. Innenfor modellens logikk forventer vi relativt begrensede direkte forbindelser, mens kryssvirkninger som med tiden fletter konflikttypene inn i hverandre antas vesentlige.

Klassisk rolleteori er blitt utfordret, i forlengelsen av et lenge signalisert behov for klarere begrepsapparat og bedre empirisk innsikt i hvordan rollekonflikter faktisk erfares (Biddle, 1986). Nyere bidrag vektlegger gjerne forhandlingsrommet for avgrensning av forpliktelsene, med skjerming og robustgjøring som følge (Kreiner, Hollensbe og Sheep, 2009). Potensielle kollisjoner mellom sentrale roller kan foregripes av den enkelte, gjennom bevisste strategier og planlegging. Kanskje særlig innenfor den nordiske modellen, med utbygde rettigheter også for sjefer, kan tanken om robuste rollegrenser ha gyldighet. Dette betyr ikke at rollekonflikter unngås, eller at grensene ikke kan tilpasses svært forskjellig fra én leder til den neste. Heller impliserer dette at nivået og kombinasjonen av disse gjennom læring og mestring forsøkes utviklet til en balansert tilstand man i lengden kan leve med. Med andre ord: Individet kan selv bidra til å forme sin variant av lederrollen slik at feidene på potensielle kollisjonssteder blir mer forutsigbare og håndterbare, så langt mulig uavhengig av forstyrrelser i omgivelsene ellers. Om disse mekanismene virker, skulle en vente systematikk i forholdet mellom ulike konflikttyper og stabilitet i mønsteret mellom dem over tid. Argumentene kan sammenfattes under overskriften Segmenteringshypotesen. Denne postulerer et helt annet og enklere mønster for mulige forbindelser i figur 1. Segmenteringshypotesen påstår samvariasjon mellom de tre konfliktdimensjonene fra starten, og at hovedtyngden i forbindelsen fra ett tidspunkt til det neste for en gitt konfliktform primært skjer ved dennes tidligere historie. Det er dermed de direkte forbindelser som skulle være avgjørende, eksempelvis ved at jobb-jobb-konflikten på T2 best forklares av jobb-jobb-konflikt på T1, eller at jobb-hjem-konflikten på T3 best forklares ved den tilsvarende konflikttype på T2 osv. Om argumentet har gyldighet, skulle man i forlengelsen vente bare små eller ubetydelige kryssvirkninger.

Vi kan sammenfatte så langt. To alternative utlegninger om forløpet framstår begge som sannsynlige, under overskriftene Sammensmeltingshypotesen og Segmenteringshypotesen. Den første postulerer ustabilitet og overlapping ved svake direkte effekter, men tydelige kryssvirkninger over tid. Den andre antar mekanismer for stabilitet via tidligere historie, gjennom sterke direkte effekter og små eller ingen kryssvirkninger. Billedlig talt gjelder spørsmålet om de tre konfliktstrømmene gradvis flyter over i hverandre eller forblir sterke i egne parallelle løp. Den logiske struktur i figur 1 representerer slik en ramme for presisering av problemstillingen og et analytisk redskap for empirisk prøving. Det kunne tenkes andre teoretiske innfallsvinkler enn rolle- og læringsperspektivet som her er anlagt. Et annet grep er gitt ved den psykologiske tilnærming, med vekt på individets mer faste personlighetstrekk. Vi kommer tilbake til nærmere vurdering under diskusjonsdelen mot slutten av artikkelen.

Data og metode

Panel

Artikkelen inngår i en større innsats med utspring i Lederundersøkelsene til Administrativt Forskningsfond (AFF). Datagrunnlaget for AFFs hovedprosjekt består av tre representative surveys gjennomført i 1999, 2002 og 2011, der utvalgsstørrelsen i hvert av tilfellene er på rundt tre tusen respondenter. Med leder forstås i disse undersøkelsene alle som har underordnede som rapporterer til seg. Relevante nivåer fra førstelinjeleder/operativ leder til toppleder inngår. Hver for seg og samlet har disse tre øyeblikksbilder gitt ny og viktig kunnskap, særlig om den store variasjonen i hvordan norske ledere tenker og handler (Colbjørnsen, 2004; Colbjørnsen et al., 2001; Rønning et al., 2013).

Data gir grunnlag også for et eget panel, med mulighet for å følge de samme individer over hele perioden. Ved siste runde, ni år etter forrige datainnsamling, ble det brukt mye ressurser for å spore så mange som mulig fra de tidligere omganger (Dalen og Ansteensen, 2012). Resultatet var et panel på 585 respondenter. I det følgende er åtte av disse tatt ut på grunn av manglende data, slik at det endelige panel består av 577 ledere med fullstendige opplysninger i 1999, 2002 og 2011. Dette er en utvalgsstørrelse i et leie som ikke er uvanlig i liknende studier internasjonalt, selv om flere i panelet ville øke presisjonen i anslagene ytterligere. Foreløpige spadestikk antyder eksempelvis at en standardisert regresjonskoeffisient på rundt 0.07–0.09 gjerne vil være statistisk signifikant i vårt materiale. Et ferskt bidrag med såkalte Monte Carlo-simuleringer av forskjellige SEM-modeller for ulike utvalgsstørrelser (Wolf, Harrington, Clark og Miller, 2013), virker for øvrig betryggende.1 Representativitet og frafall for hovedutvalg og panel er dokumentert og drøftet i egne publikasjoner (Dalen og Ansteensen, 2012). I hovedsak formidler disse et bilde av ryddige prosedyrer for datainnsamling, med begrenset frafall og tilfredsstillende representativitet.

Seleksjon kan innebære spesielle utfordringer ved analyse av paneldata: skiller de som inngår seg fra andre respondenter på en måte som svekker representativiteten? I en viss forstand vil bestemte seleksjonsmekanismer naturlig gjelde for dem som kom med i panelet. Disse 577 har jo faktisk vært i lederposisjon på alle tre tidspunkter, og er derfor å betrakte som stabile ledere. For videre sjekk ellers har vi gjennomført flere beregninger basert på logistisk regresjon. I disse er sjansen for å bli med i panelet forsøkt forklart ved et knippe opprinnelige kjennetegn for de utspurte. Verken kjønn, økonomisk sektor (offentlig–privat) eller arbeidstid viser statistisk signifikant forskjell på sjansen for å tilhøre panelet. Dette innebærer også at kvinneandelen på rundt 20 % er den samme i panelet som for hele utvalget ved starten i 1999. Særlig viktig er det at heller ikke konfliktnivå fra tidligere slår ut, ved at ingen av de tre studerte dimensjonene gir signifikant utslag på sannsynligheten for seinere å komme med. På den annen side har alder naturlig nok betydning. Dette følger av at mange eldre ledere fra 1999 og 2002 ikke lenger er i arbeid i 2011. Gjennomsnittsalderen for panelet i 1999 og 2011 var henholdsvis 42 og 54 år, med et standardavvik på rundt 6.5. For hovedtyngden dekkes dermed en sentral periode i yrkeslivet, der de som inngår også gjerne har steget noe i gradene. Under ett mener vi at panelet på dette vis er representativt for etablerte norske ledere som fra 1999 til 2011 har stått i karriereløpet.

Tid

Vi vil understreke to trekk ved det anvendte panelet. For det første følges individene relativt lenge. Dette innebærer for de fleste en vesentlig del av det samlede lederløp, der betydelig variasjon så vel i personlige som eksterne forhold normalt vil forekomme. I de tolv årene der de 577 lederne studeres har arbeids- og næringsliv vært preget av mye forandring, med sterke skift og omstillinger, kanskje særlig etter 2008. Poenget er viktig å ha i minnet når resultatene fortolkes.

For det andre: De to periodene som undersøkes har svært ulik lengde. Den første omfatter tre år, den andre ni. Resultater fra data med samme lengde på hvert intervall er for cross-lagged modeller enklere å fortolke enn om disse (som i vårt tilfelle) er forskjellige. Dette gjelder særlig om man legger en eksplisitt endringsmodell til grunn, med virkninger av antatt kontinuerlige drivkrefter (Voelkle og Oud, 2013). Vi har her valgt en pragmatisk holdning til denne problemstillingen og vil forsøke å bruke forskjellen kreativt ved sammenlikning av resultater fra de to intervallene. Dersom mekanismene har omtrent samme trykk, skulle en vente langt svakere sammenhenger i (den lange) andre periode sammenlignet med første (Voelkle og Oud, 2013). I det siste tilfellet har jo potensielt forstyrrende endringskrefter virket over tre ganger så lang tid. Særlig ville det være relevant om resultatbildet antydet tilnærmet like effektutslag, til tross for at de to periodene er av svært ulik lengde. I så fall ville en rimelig tolkning trekke i retning av stabilisering og sementering av sammenhengene for de tre konflikttyper over tid.

Observerte og latente variabler

De statistiske analysene bygger på tilnærminger som i internasjonal litteratur går under betegnelsen Confirmatory Factor Analysis (CFA) og Structural Equation Modeling (SEM), slik disse i dag framstår blant standardrepertoaret i samfunnsforskningen (Hoyle, 2012; Pearl, 2012). De tre begrepene i figur 1 representerer latente dimensjoner som fanges via observerte variabler (Bollen, 2002). I typisk cross-lagged modellering antas hver av disse å stå for samme dimensjon på ulike tidspunkter (T1, T2, T3) og derfor i prinsippet målt på like vis.

Den enkelte latente variabel (jobb-jobb, jobb-hjem, og jobb-jeg-konflikt) bygger på samme par av observerte variabler i 1999, 2002 og 2011. Som overskrift for et større knippe av påstander var felles innledning brukt i spørreskjemaet i alle tre årene: «Nedenfor har vi listet opp en rekke konfliktsituasjoner ledere kan komme opp i. Opplever DU følgende konfliktsituasjoner ofte, av og til, sjelden eller aldri i DIN arbeidssituasjon?»

For jobb-jobb-konflikt benytter vi svar på påstandene om at «eierne stiller krav til driften som dine underordnede motsetter seg», og at «kunder og brukere har ønsker og krav som dine medarbeidere er lite villige til å imøtekomme». For jobb-hjem-konflikt gjelder på tilsvarende vis at «jobben stiller krav til deg som går ut over ditt ekteskap/parforhold» og at «jobben stiller krav til deg som går ut over din mulighet til å ta vare på vennskap». For jobb-jeg-konflikt bruker vi svar på påstandene at «du må være med å gjennomføre beslutninger som strider mot dine egne faglige synspunkter», og at «du tidvis må foreta disposisjoner som strider mot din etikk og dine verdier».

På overflaten framstår det enkelte par av indikatorer som rimelig dekkende uttrykk for begrepene innledningsvis skissert, og de overlapper også med antatt gyldige mål i forskningslitteraturen ellers (Boyar, Carr, Mosley Jr. og Carson, 2007; Carlson et al., 2000). Tilsvarende bruk av parvise observerte uttrykk for latente variabler gjenfinnes i en rekke bidrag basert på cross-lagged modeller (Hakanen et al., 2008; Hayduk og Littvay, 2012; Rigdon, Preacher, Lee, Howell, Franke og Borsboom, 2010; Sikora, Moore, Grunberg og Greenberg, 2011; Wagner et al., 2012). For de enkeltvise AFF-surveys i de tidligere årene var ellers et noe større knippe av observerte variabler opprinnelig tilgjengelig, fra tre (for jobb-jeg-konflikt) til fem (for jobb-jobb-konflikt) slike. Av plasshensyn (i spørreskjemaet) ble enkelte av disse trinnvis faset ut, blant annet på bakgrunn av estimerte lave ladninger i gjennomførte faktoranalyser. Parene av observerte variabler er her anvendt også etter prinsippet «using the few best indicators», slik dette nå gjerne anbefales innenfor SEM-paradigmet (Hayduk og Littvay, 2012; Rigdon et al., 2010).2 Separate dimensjoner er for øvrig dokumentert i andre arbeider basert på de tidligere AFF-surveys (Gunnarsdóttir, 2014 kommer; Knudsen, 2009). I gjennomgangen senere i artikkelen vil vi nærmere dokumentere egenskaper ved målemodellen. Datagrunnlaget for analysene i denne artikkelen er for øvrig tilgjengelig for interesserte ved henvendelse til førsteforfatter, forutsatt tillatelse fra AFF.

Analyse

Samvariasjon

Gitt brukbare data kan logikken i modellen (figur 1) og de to alternative hypotesene nærmere etterprøves ved Structural Equation Modeling (SEM) og anerkjente statistikkprogrammer som Lisrel og Mplus. I denne artikkelen har vi primært brukt Lisrel, med Maximum Likelihood (ML)-prosedyre for estimering. Starten på SEM-analysen består vanligvis av en bekreftende faktoranalyse (CFA), der godheten til målemodellen vurderes for de latente variabler (Hoyle, 2012). Denne sekvensen følger vi også her. Sammenligning av en gitt latent variabel på ulike tidspunkter forutsetter at man har samme felles målestokk. For å sikre dette må visse krav til prosedyre oppfylles, blant annet såkalt sterk faktoriell invarians (Biesanz, 2012 ).

Under etablerte forutsetninger er målemodellen for de tre latente (jobb-jobb, jobb-hjem, jobb-jeg) på tre forskjellige tidspunkter (1999, 2002, 2011) vurdert. Resultatene forteller om en tilfredsstillende målemodell; P=0.002, CFI=0.99 og RMSEA=på 0,029. I forhold til konvensjonelle standarder for modellens tilpasning vurderer vi RMSEA- og CFI-verdiene som akseptable. Flere supplerende analyser forteller at modellen for tre forskjellige faktorer på tre tidspunkter virker meningsfull. Den grunnleggende forestillingen om de tre dimensjonene (jobb-jobb, jobb-hjem og jobb-jeg-konflikt) som tydelig forskjellige, men likevel samvarierende fenomener, finner vi rimelig støtte for i vår analyse. Kort sagt innebærer dette at lederne erfarer de tre konflikttypene etter alt å dømme som distinkte og betydningsfulle realiteter, der knippet av dem danner en egen profil for den enkelte leder.

I tabell 1 gjengir vi et anslag på hvordan de ulike konflikttypene samvarierer på hvert av de tre tidspunktene – og mellom disse. Her er de standardiserte resultatene, korrelasjonsmatrisen, for de latente variabler rapportert, mens øvrige resultater fra den svært omfattende målemodellen er utelatt.

Tabell 1. Korrelasjon mellom tre former for rollekonflikt (jobb-jobb, jobb-hjem, jobb-jeg) for norske ledere over tid. AFF panel 1999, 2002, 2011. N=577
J-JOBB 99 J-HJEM 99 J-JEG 99 J-JOBB 02 J-HJEM 02 J-JEG 02 J-JOBB 11 J-HJEM 111 J-JEG 11
J-JOBB991.00
J-HJEM990.381.00
J-JEG990.670.381.00
J-JOBB02 0.650.250.441.00
J-HJEM020.300.780.300.391.00
J-JEG020.420.240.630.570.401.00
J-JOBB110.370.140.250.570.220.331.00
J-HJEM110.160.420.160.210.530.210.381.00
J-JEG110.250.140.370.340.230.580.630.591.00
Latente variabler: J-JOBB99= Jobb-Jobb-konflikt i 1999, J-HJEM99= Jobb-Hjem-konflikt i 1999, J-JEG99= Jobb-Jeg-konflikt i 1999. J-JOBB02= Jobb-Jobb-konflikt i 2002, J-HJEM02= Jobb-Hjem- konflikt i 2002, J-JEG02= Jobb-Jeg-konflikt i 2002. J-JOBB11= Jobb-Jobb-konflikt i 2011, J-HJEM11= Jobb-Hjem- konflikt i 2011, J-JEG11= Jobb-Jeg-konflikt i 2011.

Resultatene virker informative og kan oppsummeres i fire punkter. For det første framkommer et klart mønster for hvert tidspunkt. Alle koeffisientene er positive og tydelige, selv om disse – viktig nok – har ulikt nivå. Korrelasjonen mellom jobb-jobb-kollisjon og jobb-jeg-skvis framstår som markert sterkere enn de andre, mens samvariasjonen mellom jobb-jobb og jobb-hjem-konflikt, og mellom jobb-jeg og jobb-hjem-konflikt har mer moderat nivå. I det daglige har de tre rollekonfliktene slik tendens til å trekke i samme retning. For det andre ligner mønsteret for det enkelte år på de to andre, ved at nivået på koeffisienten for par av latente variabler omtrentlig går igjen på hvert tidspunkt. Dette gjelder for samvariasjonen mellom jobb-jobb og jobb-jeg-konflikt, som for de tre årene ligger rundt 0.6. Den tilsvarende samvariasjonen mellom jobb-jobb-konflikt og jobb-hjem-konflikt er klart svakere, men likevel også svært stabil, rundt 0.4. Balanseringen av konfliktformene endres i denne forstand lite over tid, og tendensen er at den samme profil går igjen. For det tredje ser en også klar sammenheng for den samme latente variabel fra ett tidspunkt til det neste. Eksempelvis korrelerer jobb-jobb-konflikten i 1999 på rundt 0.65 med samme konflikttype i 2002, mens den tilsvarende korrelasjonen mellom 2002 og 2011 er på 0.57. Det er altså betydelig korrelasjon mellom to tidspunkter for den samme latente variabel, også over den lange niårsperioden. Sterkt konfliktnivå på ett tidspunkt går derfor sammen med tilsvarende på neste. Endelig, for det fjerde, aner vi noe endring over tid i utviklingen for korrelasjonen mellom par av samme latente variabler. Dette gjelder for jobb-hjem-konflikten. Mellom 1999 og 2002 virker denne svært høy (0.78), mens den mellom 2002 og 2011 er redusert noe (til 0.53), selv om den fortsatt må betegnes som sterk. Ut over dette gjelder at de svakeste koeffisientene i tabellen gjennomgående finnes på tvers av konfliktdimensjoner over ulike tidspunkter.

Anslagene for målemodellen er foretatt under nevnte antakelse om sterk faktoriell invarians, samtidig som de latente variabler tillates å samvariere fritt. De tre konfliktdimensjonene står fram som selvstendige faktorer med egentyngde, på en måte som gir en interessant beskrivelse av typiske profiler for lederes krysspress. Gitt utgangspunktet, formidles et bilde av markert samvariasjon mellom ulike konflikttyper på hvert tidspunkt, og for samme konflikttype mellom tidspunktene. Lederes tre rollekonflikter trekker altså i samme retning, med stabile enkeltvise forbindelser over tid.

Årsaksanalyse

Det endelige steg i cross-lagged analyse gjelder utprøvingen av årsaksmodellen, slik denne tentativt er skissert i figur 1. Logikken i den empiriske vurderingen har gjerne en bestemt sekvens. Grunnmodellen er den som mest postulerer stabilitet i sentrale forbindelser over tid. Det vil si at variasjonen i et gitt fenomen kun er resultat av historien til det samme fenomenet, altså uten rom for kryssvirkninger. Sagt mer konkret med utgangspunkt i figur 1: Nivået på jobb-jobb-konflikten på T3 er bestemt av jobb-jobb-konflikten på T2, uten innvirkning fra andre forhold. På samme vis er jobb-jobb-konflikten på T2 bestemt kun av jobb-jobb-konflikten på T1, uten innflytelse av andre faktorer, slik som jobb-hjem- eller jobb-jeg-konflikt på T1. Tilsvarende gjelder for jobb-hjem-konflikten: også denne tenkes som følge alene av historien for samme tilstand. Logikken antas endelig også for jobb-jeg-konflikt, som dermed tenkes påvirket bare av samme på forrige trinn.

I et slikt paradigme gjelder forestillingen om permanens og segmentering. Følgelig benevnes varianten i litteraturen som stabilitetsmodellen. I denne tenkes forbindelsene mellom gitte konflikttyper å bestå kun av direkte virkninger. Individets tidligere historie for den samme konflikttypen alene forklarer dagens nivå. Dersom det empiriske mønsteret stemmer mest med en slik oppskrift, innebærer dette støtte til Segmenteringshypotesen.

Med grunnlag i argumentene foran er det ikke opplagt at den stiliserte stabilitetsmodellen skulle være den mest troverdige. Sårbarhet for uforutsette hendelser i arbeids- og familiesituasjonen, sammen med forestillingen om rollekonflikt som ideelt løsbart og foranderlig, utgjør mekanismer som virker i en annen retning, altså for ustabilitet. I så fall skulle de direkte effektene være mindre markert i forhold til mulige kryssvirkninger. Over livsløpet virker tydelig kryssede effekter sannsynlige, slik som at høy jobb-jobb-konflikt i en periode ville kompenseres for med mindre jobb-hjem-konflikt i neste, eller at tilvenning til krevende jobb-jeg-konflikt tidlig slår ut i aksept av sterk jobb-jobb-konflikt senere.

Her går vi ikke inn på mer detaljerte argumenter, men anlegger heller en prosedyre der potensielle kryssvirkninger samlet vurderes i modellen. I etablert sjargong betyr dette at det åpnes for antatte kryssvirkninger, reverserte effekter og resiproke virkninger (Feldt, Kivimäki, Rantala og Tolvanen, 2004). En slik tilnærming skulle gi maksimalt rom for å fange ustødighet og variasjon i sammenhengene, ut over det som følger av stabilitetsmodellen.

Slik etterprøves to hovedmodeller innenfor cross-lagged rammen. Den første, stabilitetsmodellen, antar kun direkte effekter og tillater ingen utslag på tvers. Den andre, kryssmodellen, gir rom for maksimalt innslag av kryssvirkninger ut over de direkte (autoregressive) forbindelser. De to knytter umiddelbart an til artikkelens to sentrale hypoteser, Segmenteringshypotesen og Sammensmeltingshypotesen. Statistisk analyse med utgangspunkt i disse to ytterpunktene kan gi grunnlag for å avgjøre hvilke argumenter som er mest troverdige.

I figur 2 er estimater for stabilitetsmodellen gjengitt og illustrert. Denne har etter konvensjonelle kriterier akseptabel tilpasning, ved RMSEA=.029, CFI =0.99, og en Kjikvadratverdi på 169.7 for frihetsgrader = 114. Denne modellen med kun direkte, autoregressive effekter er dermed i utgangspunktet troverdig, tross sin svært enkle årsaksstruktur.

Spørsmålet er så om kryssvirkningsmodellen bedre griper rollekonflikter blant norske ledere. Tilsvarende tilpasningsmål for denne maksimalt alternative modell, der alle kryssvirkninger er tillatt, gir Kjikvadrat = 160.1 for antall frihetsgrader 102, samt RMSEA=.031 og CFI=.99. Begge varianter viser dermed egentlig god tilpasning, vurdert etter vanlige kriterier. Imidlertid vinnes minimalt i statistisk forstand ved den komplekse modell med kryssvirkninger, i sammenligning med den enkle uten. Anslått forskjell i Kjikvadratverdi over endring i frihetsgrader er langt under kritisk nivå, ifølge standard tabell. Slik sett er resultatet slående: Forklaringsevnen til den komplekse modellen er ikke signifikant bedre enn den enkle. Konklusjonen ligger fast også etter ulike tilleggsanalyser, der utvalgte kandidater for sannsynlige knipper av cross-lagged effekter vurderes en eller to om gangen, uten at signifikant utslag framkommer. SEM-analyse av alternative cross-lagged modeller gir dermed et tydelig svar: Stabilitetsmodellen rapportert i figur 2 er klart å foretrekke. Denne enkle varianten griper virkeligheten tilsynelatende like godt som den komplekse.

Figur 2. Lederes rollekonflikter over sentrale karriereår J-JOBB99= Jobb-Jobb-konflikt i 1999, J-HJEM99= Jobb-Hjem-konflikt i 1999, J-JEG99= Jobb-Jeg-konflikt i 1999. J-JOBB02= Jobb-Jobb-konflikt i 2002, J-HJEM02= Jobb-Hjem-konflikt i 2002, J-JEG02= Jobb-Jeg-konflikt i 2002. J-JOBB11= Jobb-Jobb-konflikt i 2011, J-HJEM11= Jobb-Hjem- konflikt i 2011, J-JEG11= Jobb-Jeg-konflikt i 2011. I figuren er utvalgte Lisrel-resultater i standardisert form gjengitt. Av hensyn til oversiktlighet er resultater fra målemodellen utelatt, herunder korrelasjon mellom feiltermer for observerte variabler over tid.

På denne bakgrunn er det interessant å se på hva estimatene i figur 2 nærmere forteller. De gjengitte (standardiserte) effektanslagene knytter an til de direkte årsakspilene i figuren. Tre hovedtrekk er viktige. For det første virker de direkte effektene gjennomgående sterke, for analyser på individnivå: alle estimerte koeffisienter er over 0.5. Uten å underslå at brorparten av variasjonen fortsatt er uforklart, virker sammenhengene markerte og systematiske. Trykket i en gitt konflikttype kan slik best forstås ved lederens tidligere erfaring på samme arena. For det andre framkommer et temmelig likt mønster over tid for de tre konfliktformene enkeltvis. For jobb-jobb-konflikten er sammenhengen fra 1999 til 2002, og fra 2002 til 2011 omtrent like tydelig og sterk som det tilsvarende gjennomslaget for jobb-jeg-konflikt, eller for den saks skyld jobb-hjem-konflikten. Selv om mekanismene bak de tre rollekonfliktene er forskjellige, framstår forløpet for hver av disse som likeartet. Endelig, og for det tredje, er effektmønsteret temmelig uendret i de to periodene. Til tross for at en viss svekking kan anes for jobb-hjem-konflikten i andre periode, framstår mønsteret samlet som overraskende stabilt. Dette gjelder særlig når man har i minnet at andre periode er tre ganger så lang som første. På denne bakgrunn tolker vi mønsteret dit hen at lederes håndtering av de tre typiske konfliktformene «setter seg» med årene. Under ett formidles et bilde av klare konfliktprofiler som ytterligere sementeres gjennom lederkarrieren.

I forlengelsen av de rapporterte resultater har vi gjennomført flere analyser. Disse viser at konklusjonen forblir stående selv om relevante kontrollvariabler som kjønn, arbeidstid eller alder tas med i analysen.3

Sammenfatning og diskusjon

Ledere står typisk i tre former for krysspress. I tillegg til den vel kjente kollisjonen mellom arbeid og familie, preges lederlivet av skvis mellom motstridende forventninger i selve sjefsposisjonen samt krav til jobben som vanskelig kan forenes med egne etiske standarder. I artikkelen er de tre former (jobb-jobb, jobb-hjem, jobb-jeg) forankret i sosiologiens tradisjonelle begrepsapparat om sosiale roller og rollekonflikter. Vi har videre drøftet hvordan de tre dimensjonene avspeiler ulike mekanismer i lederes hverdag, og lansert to alternative hypoteser om mulig utvikling over tid. Mens Sammensmeltingshypotesen antar dynamikk og vekselvirkning med gradvis blanding og utvanning, postulerer vi med Segmenteringshypotesen tre tydelige og vedvarende konfliktformer som ikke så lett endrer seg eller går over i hverandre.

Vi har diskutert alternative forløp innenfor cross-lagged formatet, der fenomenet på ett tidspunkt forstås i lys av dets tidligere historie, i tillegg til potensielle kryssvirkninger. Den valgte analytiske ramme er relevant der utfordringen primært er å avgjøre om mønsteret over tid preges av stabilitet eller variabilitet. For etterprøving av hypotesene har vi anvendt et unikt panel med utgangspunkt i AFFs lederundersøkelser fra 1999, 2002 og 2011. I alt følges 577 ledere over tolv år, i to perioder. Disse data i kombinasjon med cross-lagged modellen og Lisrel-programmet ved såkalt CFA- og SEM-tilnærming utgjør grunnlaget for de empiriske analysene.

Hovedresultatet er temmelig klart: Samlet preges bildet av distinkte konflikttyper, med stabil sammenheng for hver av disse tre gjennom sentrale karriereår. Det kan utvilsomt være forskjellige krefter i lederens arbeids- og livssituasjon som opprinnelig avgjør hans eller hennes konfliktprofil. Når tilpasningen først er gjort, får mekanismene imidlertid en egentyngde som gir føringer for utviklingen videre. I cross-lagged sjargong innebærer dette relativt markerte direkte effekter mellom samme konflikttype over tid, mens mulige kryssvirkninger er små. Slik framstår eksempelvis jobb-jobb-konflikten på senere trinn mest som følge av samme (jobb-jobb-konflikt) på tidligere, og ikke som resultat av at eksempelvis jobb-hjem-kollisjonen gradvis slår over i kiv innen sjefsjobben (jobb-jobb-konflikt). Når man ser den klare tendensen til stabilitet i lys av lengden på de to periodene (tre og ni år), er det rimelig å tolke denne som uttrykk for tiltakende segmentering og sementering: Norske lederes rollekonflikter setter seg etter hvert som karrieren går framover. Styrken og systematikken i sammenhengene virker overraskende i lys av de to alternative hovedargumenter vi har presentert foran. Håndtering av ulike krysspress er tilsynelatende normaltilstanden for mange ledere, med utfordrende feider som jevnlig bearbeides på flere arenaer i et mønster som egentlig endres lite med årene. Noen lever under et vedvarende høyt trykk og erfarer trolig denne tilstanden som meningsfull, mens andre finner stabil tilpasning ved lavere konfliktnivå.

Analysene omfatter problemstillinger, data og konklusjoner som samlet ikke tidligere er behandlet i forskningslitteraturen. Det finnes forståelige motforestillinger til argumenter og tolkning. En rimelig innvending gjelder den valgte sosiologiske inngangen, med forankring av de tre konfliktformene i rollebegrepet og med vekt på læring og tilpasning i lederrollen. Alternativet, eller i alle fall et supplement, kunne være en psykologisk rettet argumentasjon, der mønsteret i lederes rapporterte krysspress forstås som refleks av mer permanente personlighetstrekk. Slike ideer synes umiddelbart relevante om man betrakter stabiliteten over tid. Likevel er det vanskelig å se personlighetsmodellen som forklaring på den tydelige forskjellen mellom de tre rollekonfliktene. Forskning langs slike linjer har så langt heller ikke gitt entydige svar (Bruck og Allen, 2003). Det er likevel en interessant oppgave å forfølge tanken i fortsettelsen. AFF-materialet gir mulighet for en viss etterprøving, om enn i begrenset grad. I 2011-versjonen av surveyen (og bare i denne) finnes knipper av spørsmål som antas å måle de såkalte «Big Five» personlighetsdimensjoner (Baillien, Bollen, Euwema og De Witte, 2013; Bruck og Allen, 2003; Martinsen og Glasø, 2013; Mishler, 1953). Lederes nivå på de tre konflikttypene kan altså sammenholdes med deres score på antatte personlighetstrekk i 2011. Foreløpige spadestikk tyder imidlertid ikke på særlig sterke sammenhenger, med korrelasjoner i størrelsesorden 0.10–0.15.

Personlighetsforklaringen får altså ikke umiddelbart gjennomslag. En mer systematisk oppfølging av spørsmålet vil vi likevel ta opp i senere bidrag. Heller enn å anta problemstillingen som forankret alene i sosiologisk rolleteori eller bare i psykologisk forståelse, kunne kombinasjonen av de to disiplinene kanskje være fruktbar. I videre arbeid vil vi utforske samspillet mellom rolle og personlighetsdisposisjoner i lederens balansering av rollekonflikter. I slike analyser kan det være rimelig å åpne for impulser også fra nevrovitenskapen (Selvik, 2013). Videre ligger det en viktig faglig utfordring i etterprøving av mulig sammenheng mellom lederes rollekonflikter og følelsesmessige belastninger. Tidligere bidrag (med utgangspunkt i 2002-surveyen) har postulert en link mellom jobb-jeg-konflikt og emosjonell dissonans (Gunnarsdóttir, 2014 kommer). Opplevelsen av følelsesmessige belastninger og strategier for å håndtere disse vil kunne være med på å prege mønsteret av rollekonflikter.

Vitenskapelige begreper er ment å sammenfatte felles årsaker og/eller felles virkninger. Disse innebærer i seg selv hypoteser om bestemte drivkrefter. Derfor er det viktig at begrepene modifiseres etter hvert som innsikten i sosiale mekanismer øker (Stinchcombe, 1968). Analysene foran angår i denne forstand også innholdet i sosiologiens rollebegrep, ved forholdet mellom begrepsfesting og forskningsbasert kunnskap (Biddle, 1986). I standard framstillinger tegnes gjerne selve rollen som en temmelig permanent og likeartet størrelse, mens rollekonflikter heller er å forstå som forstyrrende og kanskje negative elementer. Resultatene her tyder på at virkeligheten trolig er annerledes, ved at kollisjonene kan forstås som en heller vedvarende tilstand. De tre typer krysspress er slik med på å definere samlede forventninger til posisjonen. Funnene i denne artikkelen tyder på at mange ledere stadig lever med konflikter på ulike arenaer som en naturlig og gjerne ansporende del av rollen.

Om artikkelen

Artikkelen er skrevet i forlengelsen av en tidligere presentasjon ved Norsk Sosiologforenings vinterseminar på Skeikampen i januar 2013. Forfatterne takker Inger Marie Hagen, Fredrik Engelstad og andre i gruppen for Organisasjonssosiologi for inspirerende tilbakemeldinger. Nyttige kommentarer er også formidlet av deltakerne i ph.d.-seminaret ved IMKS/UiS. Videre er vi takknemlige for relevante forslag og motforestillinger fra tidsskriftets anonyme referees. Innspill fra Manuel Voelkle har vært viktige i fortolkningen av resultatene. Forskningen som her rapporteres kunne ikke vært gjennomført uten Administrativt Forskningsfond (AFF) sin generøse innstilling til faglig utveksling på tvers av institusjonelle grenser. Arne Selvik og Rune Rønning ved AFF har særlig bidratt til et godt samarbeid. Forfatterne står selvfølgelig alene ansvarlig for analyser og konklusjoner.

Om forfatterne

Knud Knudsen er dr.philos. fra Universitetet i Bergen 1979 og professor i sosiologi ved Universitetet i Stavanger. Knudsens forskning omfatter blant annet utdanning og ulikhet, holdninger til innvandrere, kryssnasjonale mønstre i kvinners og menns husarbeid, besteforeldrerollen i Europa, samt kjønnsforskjeller i håndtering av jobb-hjem-konflikt.

E-post: knud.knudsen@uis.no

Hulda Mjöll Gunnarsdóttir er doktorgradsstipendiat ved Universitetet i Stavanger. Hun var utdannet barnevernspedagog i 2001 og tok mastergrad i endringsledelse ved Universitetet i Stavanger i 2008. Hennes doktorgradsprosjekt omhandler mellomledere, rollekonflikter og emosjonelt arbeid i endringsprosesser. Hun har tidligere arbeidet som avdelingsleder for Fritid i Stavanger kommune.

E-post: hulda.m.gunnarsdottir.uis.no

Jan Erik Karlsen er dr.oecon. fra NHH i 1988 og professor emeritus ved Universitetet i Stavanger. Karlsen er utdannet i økonomi, sosiologi og teknologiledelse fra norske og utenlandske læresteder og var professor ved Universitetet i Stavanger i industriell økonomi og i endringsledelse fra 1991 til 2013. Han har også vært gjesteprofessor ved flere utenlandske læresteder, visepreses i Vitenskapsakademiet i Stavanger og har utgitt tolv fagbokmonografier om ulike sider ved det moderne produksjonslivet.

E-post: jan.e.karlsen@uis.no

Referanser

Adams, G. A., King, L. A. og King, D. W. (1996) 'Relationships of Job and Family Involvement, Family Social Support, and Work–Family Conflict with Job and Life Satisfaction', Journal of Applied Psychology, 81(4): 411.

Ashforth, B. E., Kreiner, G. E. og Fugate, M. (2000) 'All In a Day's Work: Boundaries and Micro Role Transitions', Academy of Management Review, 25(3): 472–491.

Aubert, V. (1969) Sosiologi. Oslo: Universitetsforlaget.

Baillien, E., Bollen, K., Euwema, M. og De Witte, H. (2013) 'Conflicts and Conflict Management Styles as Precursors of Workplace Bullying: A Two-Wave Longitudinal Study', European Journal of Work and Organizational Psychology. Tilgjengelig on-line: http://dx.doi.org/10.1080/1359432X.2012.752899.

Biddle, B. J. (1986) 'Recent Development in Role Theory', Annual Review of Sociology 12: 67–92.

Biesanz, J. C. (2012) 'Autoregressive Longitudinal Models', i Hoyle, R. H. (red.) Handbook of Structural Equation Modeling (s. 459–471). New Y ork: Guilford Press.

Bollen, K. A. (2002) 'Latent Variables in Psychology and the Social Sciences', Annual Review of Psychology, 53(1): 605–634.

Boyar, S. L., Carr, J. C., Mosley Jr., D. C. og Carson, C. M. (2007) 'The Development and Validation of Scores on Perceived Work and Family Demand Scales', Educational and Psychological Measurement, 67(1): 100–115.

Bruck, C. S. og Allen, T. D. (2003) 'The Relationship Between Big Five Personality Traits, Negative Affectivity, Type A Behavior, and Work–Family Conflict', Journal of Vocational Behavior, 63(3): 457–472.

Byron, K. (2005) 'A Meta-Analytic Review of Work–Family Conflict and its Antecedents', Journal of Vocational Behavior, 67(2): 169–198.

Carlson, D. S., Kacmar, K. M. og Williams, L. J. (2000) 'Construction and Initial Validation of a Multidimensional Measure of Work–Family Conflict', Journal of Vocational Behavior, 56(2): 249–276.

Clarke, C., Hope-Hailey, V. og Kelliher, C. (2007) 'Being Real or Really Being Someone Else? Change, Managers and Emotion Work', European Management Journal, 25(2): 92–103.

Colbjørnsen, T. (2004) Ledere og lederskap: AFFs lederundersøkelser. Bergen: Fagbokforlaget.

Colbjørnsen, T., Drake, I. og Brochs-Haukedal, W. (2001) Norske ledere i omskiftelige tider: AFFs lederundersøkelse. Bergen: Fagbokforlaget.

Dalen, E. og Ansteensen, A. K. (2012) Dokumentasjon. AFFs lederundersøkelse 2011. Oslo/Bergen: Synovate.

Feldt, T., Kivimäki, M., Rantala, A. og Tolvanen, A. (2004) ‘Sense of Coherence and Work Characteristics: A Cross-Lagged Structural Equation Model Among Managers’, Journal of Occuptaional and Organizational Psychology, 77: 323–342.

Greenhaus, J. H. og Powell, G. N. (2006) 'When Work and Family are Allies: A Theory of Work-Family Enrichment', Academy of Management Review, 31(1): 72–92.

Griffin, R. W. og Moorhead, G. (2011) Organizational Behavior: Managing People and Organizations. Mason OH: South-Western Publ.

Gunnarsdóttir, H., M. (2014 kommer) 'Gender and Person/Role Conflict in Management: A Study of Gender, Management Position and Dissonance Amongst Managers in a Scandianvian Setting', i Ashkanasy, N. (red.) Research on Emotions in Organizations. Bingley UK: Emerald.

Hakanen, J. J., Schaufeli, W. B. og Ahola, K. (2008) 'The Job Demands-Resources Model: A Three-Year Cross-Lagged Study of Burnout, Depression, Commitment, and Work Engagement', Work & Stress, 22(3): 224–241.

Hayduk, L. og Littvay, L. (2012) 'Should Researchers Use Single Indicators, Best Indicators, or Multiple Indicators in Structural Equation Models?', BMC Medical Research Methodology, 12: 159.

Hoyle, R. H. (red.) (2012) Handbook of Structural Equation Modeling. New York: Guilford Press.

Knudsen, K. (2009) 'Striking a Different Balance: Work-Family Conflict for Female and Male Managers in a Scandinavian Context', Gender in Management: An International Journal, 24(4): 252–269.

Kreiner, G. E., Hollensbe, E. C. og Sheep, M. L. (2009) 'Balancing Borders and Bridges: Negotiating the Work-Home Interface via Boundary Work Tactics', Academy of Management Journal, 52(4): 704–730.

Lindwall, M., Larsman, P. og Hagger, M. S. (2011) 'The Reciprocal Relationship Between Physical Activity and Depression in Older European Adults: A Prospective Cross-Lagged Panel Design Using SHARE Data', Health Psychol, 30(4): 453–462.

Martinsen, Ø. L. og Glasø, L. (2013) 'Personlighet og ledelse', i Rønning, R., Brochs-Haukedal, W., Glasø, L. og Matthiesen, S. B. (red.) Livet som leder. Lederundersøkelsen 3.0 (s. 47–73). Bergen/Oslo: Fagbokforlaget.

Martinussen, W. (1991) Sosiologisk analyse: en innføring. Oslo: Universitetsforlaget.

Mishler, E. G. (1953) 'Personality Characteristics and the Resolution of Role Conflicts', Public Opinion Quarterly, 17(1): 115–135.

Mohr, A. T. og Puck, J. F. (2007) 'Role Conflict, General Manager Job Satisfaction and Stress and the Performance of IJVs', European Management Journal, 25(1): 25–35.

Pandey, S. og Kumar, E. (1997) 'Development of a Measure of Role Conflict', International Journal of Conflict Management, 8(3): 187–215.

Pearl, J. (2012) The Causal Foundations of Structural Equation Modeling. DTIC Document. Los Angeles,CA: Los Angeles Computer Science Department.

Rantanen, J., Kinnunen, U., Feldt, T. og Pulkkinen, L. (2008) 'Work–Family Conflict and Psychological Well-Being: Stability and Cross-Lagged Relations Within One- and Six-Year Follow-Ups', Journal of Vocational Behavior, 73(1): 37–51.

Richardsen, A. M. og Matthiesen, S. B. (2013) 'I førersetet, men stresset?', i Rønning, R., Brochs-Haukedal, W., Glasø, L. og Matthiesen, S. B. (red.) Livet som leder. Lederundersøkelsen 3.0. (s. 125–149). Bergen/Oslo: Fagbokforlaget.

Rigdon, E. E., Preacher, K. J., Lee, N., Howell, R.D., Franke, G. R. og Borsboom, D. (2010) 'Avoiding Measurement Dogma: A Response to Rossiter', European Journal of Marketing, 45(11/12): 1589–1600.

Rønning, R., Brochs-Haukedal, W., Glasø, L. og Matthiesen, S. B. (red.) (2013) Livet som leder. Lederundersøkelsen 3.0. Oslo/Bergen: Fagbokforlaget.

Selig, J. P. og Preacher, K. J. (2009) 'Mediation Models for Longitudinal Data in Developmental Research', Research in Human Development, 6(2/3): 144–164.

Selvik, A. (2013) Ledelse på hjernen. Bergen: Fagbokforlaget.

Sikora, P., Moore, S., Grunberg, L. og Greenberg, E. S. (2011) Work-Family Conflict: An Exploration of Causal Relationships in a 10-Year, 4-Wave Panel Study. Workplace Change Project Working Paper WP-018.Boulder: Institute of Behavioral Science, University of Colorado at Boulder.

Silverman, R. E. (2011) Finding Work-Work Balance. The Wall Street Journal, 31. august.

Sims, R. R. (2002) Managing Organizational Behavior. Westport, CT: Greenwood Publishing Group.

Stinchcombe, A. L. (1968) Constructing Social Theories. New York: Harcourt, Brace & World.

Voelkle, M. C. og Oud, J. H. L. (2013) 'Continuous Time Modelling with Individually Varying Time Intervals for Oscillating and Non-Oscillating Processes', British Journal of Mathematical and Statistical Psychology, 66(1): 103–126.

Wagner, U., Becker, J. C., Christ, O., Pettigrew, T. F. og Schmidt, P. (2012) 'A Longitudinal Test of the Relation between German Nationalism, Patriotism, and Outgroup Derogation', European Sociological Review, 25(5): 319–332.

Wolf, E. J., Harrington, K. M., Clark, S. L. og Miller, M. W. (2013) 'Sample Size Requirements for Structural Equation Models: An Evaluation of Power, Bias, and Solution Proprietary', Educational and Psychological Measurement 76 (6): 913-934.

1I tilfeller med utvalgsstørrelse på (opp til) 460 framstår mønsteret for «power», «bias» og allmenne resultater ellers som akseptabelt. I forlengelsen er gjennomført egne simuleringer (med Mplus 7.11 programmet) basert på oppslaget i nevnte artikkel. Disse er gjort med utvalgsstørrelser fra 550 til 600 for tilsvarende modeller, og der faktorladninger og effektmål i utgangspunktet er gitt verdier rundt nivåene for egne funn. Resultatene synes så langt å bekrefte at rapporterte resultater med N=577 kan betraktes som stødige og troverdige.
2Tilleggsanalyser underbygger den valgte strategi. Svarene for 1999 og 2002 gir grunnlag for å sammenligne fire- og femindikator-varianter for gitte faktorindekser med den anvendte toindikator-varianten av tilsvarende. Typisk overlapper indeksen basert på de to indikatorer som her er brukt med over 90 prosent av variansen i fire- og femindikator-versjonen. Det enklere målet griper i realiteten tilnærmet det samme som et mer omfattende. Cronbachs Alpha er kanskje et mindre relevant mål i denne sammenheng. Om man likevel ser på parvise observerte mål for hver latent variabel over alle tre tidspunkter, ligger verdien på Cronbachs Alpha i området 0.7–0.8.
3For øvrig gjelder resultatene i figur 2 primært systematikken i sammenhengene. Mulig endring i selve nivået skal tas opp i en annen sammenheng. Foreløpige analyser tyder på at nivået på de tre rollekonfliktene i utgangspunkt virker temmelig likt og at det tilsynelatende er lite systematikk i endringene over tid.

Idunn bruker informasjonskapsler (cookies). Ved å fortsette å bruke nettsiden godtar du dette. Klikk her for mer informasjon