Échelle d’orientation collective

1. Résumé / Abstract

L’Échelle d’orientation collective (en anglais, Collective Orientation Scale ; en allemand, Skala Kollektive Orientierung [KO]) est un instrument psychométrique auto-rapporté conçu pour évaluer l’orientation collective en tant qu’attitude individuelle stable au sein d’environnements de travail collaboratifs. Développée originellement dans la littérature anglophone par James E. Driskell, Eduardo Salas et Gerald F. Goodwin (2010), puis adaptée, enrichie et validée rigoureusement dans l’espace germanophone par Vera Hagemann (2017), cette échelle mesure la propension intrinsèque d’un individu à interagir de manière coopérative, coordonnée et orientée vers un but commun lors de situations de travail en équipe hautement interdépendantes.

Dans sa forme psychométrique définitive issue de deux études de développement et de validation structurelle, l’instrument comprend 16 items structurés autour d’une architecture bidimensionnelle corrélée : la sous-échelle d’Affiliation (Zugehörigkeit, 10 items) mesurant la préférence pour le travail en synergie et l’appréciation du soutien mutuel, et la sous-échelle de Dominance (Dominanz, 6 items) mesurant la tendance à imposer son point de vue individuel au détriment du consensus collectif. Les répondants expriment leur degré d’accord sur une échelle de Likert en 5 points allant de 1 (« Pas d’accord » / stimme nicht zu) à 5 (« Tout à fait d’accord » / stimme sehr zu). Treize items inversés nécessitent une recodification préalable avant le calcul des moyennes d’échelles.

Sur le plan des qualités métrologiques, l’échelle affiche une fidélité interne remarquable, caractérisée par un coefficient alpha de Cronbach global de .84 (sous-échelles : .85 pour l’Affiliation et .74 pour la Dominance) et un oméga de McDonald global de .85 (.86 pour l’Affiliation et .74 pour la Dominance). Les analyses factorielles confirmatoires attestent d’une excellente adéquation aux données empiriques (χ²/df = 1.76, CFI = .97, TLI = .96, RMSEA = .040, SRMR = .043). En outre, la validité prédictive a été établie expérimentalement lors de tâches de prise de décision collective et de négociation, démontrant que les équipes composées de membres à haute orientation collective surclassent significativement les équipes à faible orientation collective en matière de performance décisionnelle et de cohésion de groupe.

2. Mots-clés / Keywords

Orientation collective, dynamique d’équipe, travail en équipe interdépendant, psychométrie organisationnelle, affiliation, dominance, performance d’équipe, prise de décision collective, coopération, attitude individuelle, évaluation des compétences d’équipe, modélisation par équations structurelles.

3. Auteurs / Authors

L’instrumentation théorique et empirique de l’Échelle d’orientation collective s’articule autour des travaux séminaux nord-américains et de l’adaptation psychométrique germanophone :

• James E. Driskell, Ph.D. — Florida Consortium for Research in Organizations and Management, Inc., et University of Central Florida, États-Unis. Chercheur éminent en psychologie organisationnelle, dynamique des petits groupes et facteurs humains.
• Eduardo Salas, Ph.D. — Rice University, Department of Psychological Sciences, Houston, Texas, États-Unis. Ancien président de la Society for Industrial and Organizational Psychology (SIOP) et de l’American Psychological Association (APA, Division 19), expert mondial de la formation d’équipe et des processus cognitifs collectifs.
• Gerald F. Goodwin, Ph.D. — U.S. Army Research Institute for the Behavioral and Social Sciences, Fort Belvoir, Virginie, États-Unis. Spécialiste de la performance des équipes tactiques et de l’efficacité organisationnelle.
• Vera Hagemann, Dr. rer. nat. — Université de Duisbourg et Essen (Universität Duisburg-Essen), Chaire de psychologie du travail et des organisations, Allemagne ; ultérieurement professeure à l’Université de Brême. Responsable des études d’adaptation transculturelle, de l’expansion factorielle et de la validation expérimentale de l’échelle d’orientation collective en langue allemande. Contact institutionnel : Université de Duisbourg et Essen, Faculté des sciences de l’ingénieur / Psychologie cognitive et médias, Allemagne.

4. Objectif / Purpose

L’Échelle d’orientation collective a été élaborée afin de combler un manque méthodologique majeur dans l’évaluation des compétences non techniques (non-technical skills) requises pour le travail collaboratif. Alors que la majorité des outils d’évaluation de la personnalité ou des compétences professionnelles se concentrent sur des traits génériques (comme l’amabilité ou la conscience professionnelle du modèle des Big Five), l’orientation collective saisit une attitude individuelle spécifiquement dirigée vers l’interdépendance humaine dans l’action. L’outil quantifie la disposition psychologique d’un opérateur à appréhender les situations de travail comme un effort partagé plutôt que comme une arène de réussite purement individualiste.

Applications en recherche et interventions organisationnelles

Dans les contextes organisationnels contemporains, les structures hiérarchiques rigides ont largement cédé le pas à des cellules de travail semi-autonomes, des équipes de projet transversales et des unités d’intervention rapide. Dans ces configurations, l’excellence technique individuelle s’avère insuffisante si elle ne s’accompagne pas d’une capacité à coordonner ses actions et ses flux informationnels avec ses pairs. L’échelle répond à trois impératifs principaux :

• Diagnostic des dysfonctionnements collectifs : Dans les équipes présentant des conflits interpersonnels chroniques, des retards de synchronisation ou des pannes communicationnelles, l’échelle permet d’identifier si les blocages relèvent d’un déficit d’orientation collective (par exemple, un score très élevé en Dominance couplé à une faible Affiliation) plutôt que d’un déficit de compétences techniques.
• Évaluation et ingénierie de la formation : L’instrument sert de mesure pré- et post-intervention lors de séminaires de team-building ou de programmes de gestion des ressources en équipe (Crew Resource Management [CRM]). Il permet d’objectiver le gain attitudinal produit par ces formations.
• Constitution d’équipes et sélection dans les milieux à haut risque : Dans les organisations à haute fiabilité (High Reliability Organizations [HRO]) — telles que les services de réanimation médicale, les unités de sapeurs-pompiers, le contrôle aérien ou les forces d’intervention de sécurité civile —, la capacité à coopérer sous contrainte temporelle extrême conditionne la survie des personnes. L’échelle offre un critère valide pour la sélection et l’assemblage synergique des équipages.

Justification empirique et théorique

Comme l’ont démontré Hagemann (2017) ainsi que Driskell et Salas (1992), l’importance pronostique de l’orientation collective s’accroît de manière exponentielle avec le degré d’interdépendance des tâches. Lorsque le travail nécessite une coordination séquentielle ou réciproque — où la production d’un membre dépend directement de l’intrant d’un autre —, un individu égocentrique ou excessivement autoritaire détruit la performance globale. L’outil a donc été développé pour opérationnaliser ce construit avec une brièveté exemplaire (environ trois minutes de passation), autorisant son inclusion sans friction dans des protocoles de recherche longitudinaux ou des batteries d’évaluation de personnel.

5. Construit psychologique / Construct

L’orientation collective (OC) est définie comme une attitude multidimensionnelle stable reflétant la propension d’un sujet à valoriser la coordination, à solliciter les avis de ses partenaires et à aligner ses comportements individuels sur les buts de l’équipe. Loin de représenter une simple soumission passive à la pression du groupe, elle correspond à une posture proactive favorisant la délibération et le partage des responsabilités. Le modèle psychométrique validé structure ce construit autour de deux axes fondamentaux : l’Affiliation et la Dominance.

Dimension 1 : L’Affiliation (Zugehörigkeit)

L’Affiliation capture le désir d’appartenance sociale, la motivation à collaborer et le plaisir retiré du travail accompli en groupe. Les individus présentant un score élevé sur cette dimension perçoivent l’équipe comme un levier de productivité et de bien-être plutôt que comme un obstacle à leur progression personnelle. Cette composante englobe plusieurs facettes comportementales et cognitives :

• Valorisation de la synergie collective : Conviction explicite que les groupes atteignent des niveaux de performance et d’efficacité supérieurs à la somme des contributions individuelles isolées (exemple : « Teams usually work very effectively »).
• Recherche active d’intrants (input) : Propension à différer une décision unilatérale afin de recueillir les perspectives et données détenues par d’autres collègues. À l’opposé, les individus à faible affiliation manifestent une impatience individualiste (exemple inversé : « I would rather take action on my own than to wait around for others’ input »).
• Satisfaction au travail partagé : Émotion positive associée à l’atteinte d’un jalon au sein d’un collectif (exemple : « I find working on team projects to be very satisfying »).

Dimension 2 : La Dominance (Dominanz)

La Dominance renvoie à la tendance d’un acteur à vouloir imposer son autorité intellectuelle, ses jugements et ses décisions aux autres, tout en refusant le compromis ou la remise en question. Au sein du construit d’orientation collective, une faible dominance est requise pour assurer un travail collectif harmonieux. Une orientation collective élevée suppose une modestie épistémique et un renoncement à l’autocratie décisionnelle. Les items de cette sous-échelle, tous formulés de manière négative par rapport au construit d’orientation collective, ciblent :

• L’inflexibilité d’opinion : Réticence à moduler son jugement en dépit des contre-arguments formulés par les équipiers (exemple inversé : « When I have a different opinion than another group member, I usually try to stick with my own opinion »).
• La primauté de l’intuition égocentrée : Tendance à privilégier son intuition personnelle au détriment des données partagées par le collectif (exemple inversé : « When I disagree with other team members, I tend to go with my own gut feelings »).
• La résistance compétitive face au désaccord : Perception du débat collectif non pas comme une opportunité d’optimisation rationnelle, mais comme une lutte territoriale où céder équivaudrait à un échec personnel (exemple inversé : « When others disagree, it is important to hold one’s own ground and not give in »).

L’interaction entre ces deux composantes est essentielle : une personne affichant une forte affiliation mais une forte dominance pourrait souhaiter intégrer des équipes uniquement pour les contrôler et dicter sa ligne de conduite. C’est la conjonction d’une haute affiliation et d’une basse dominance qui incarne l’authentique orientation collective.

6. Cadre théorique / Theoretical Framework

Le développement de l’Échelle d’orientation collective prend ses racines dans la psychologie sociale des groupes et la théorie des organisations. Historiquement, l’étude des petits groupes s’est longtemps focalisée sur des variables structurelles (taille du groupe, hiérarchie formelle, systèmes de récompense) avant que les chercheurs ne s’intéressent aux déterminants individuels qui prédisposent certains acteurs à maximiser l’efficacité collective.

Les fondements de Driskell et Salas (1992)

Le cadre matriciel a été posé par James E. Driskell et Eduardo Salas au début des années 1990. Ces auteurs ont théorisé que face à une tâche commune, les membres d’un groupe activent des modèles mentaux fondés soit sur une orientation individualiste (privilégiant les objectifs égocentrés et la compétition interne), soit sur une orientation collective (privilégiant l’entraide, l’écoute mutuelle et le but partagé). Leurs premières expérimentations ont révélé que, sous l’effet du stress temporel ou environnemental, les individus orientés de manière individualiste ont tendance à se replier sur eux-mêmes (« rétrécissement attentionnel »), cessant de communiquer et ignorant les signaux critiques émis par leurs pairs, ce qui provoque des défaillances systémiques catastrophiques.

La taxonomie des tâches de McGrath (1984) et l’interdépendance

Pour conceptualiser les conditions d’émergence de l’orientation collective, Hagemann s’est appuyée sur la taxonomie tripartite des tâches de Joseph E. McGrath (1984). Selon ce modèle, les tâches de groupe se distribuent selon leur niveau d’exigence communicative et coopérative : les tâches de génération (créativité), de choix (prise de décision rationnelle) et de négociation (résolution de conflits d’intérêts). L’orientation collective devient un prédicteur crucial dès lors que la tâche impose une forte interdépendance de résultats et de moyens. Dans les environnements à tâche additif (où les rendements s’additionnent simplement, comme la cueillette agricole), l’orientation collective joue un rôle marginal. En revanche, dans les tâches d’élaboration conjointe (tâches compensatoires ou disjonctives complexes), le partage d’information non redondante conditionne le succès.

Le paradigme du « Hidden Profile » (Profil Caché)

L’ancrage théorique intègre également les modèles de prise de décision collective issus des travaux de Stasser et Titus (1985) ainsi que de Piontkowski et al. (2003) sur le paradigme du profil caché. Dans une situation de profil caché, aucune personne ne détient à elle seule toutes les informations requises pour identifier la solution optimale ; chaque membre reçoit un sous-ensemble d’informations partielles (certaines partagées par tous, d’autres strictement privées). Pour que l’équipe réussisse, les membres doivent surmonter le biais de discussion collective (qui pousse les groupes à ne débattre que des faits déjà connus de tous) et créer un climat de sécurité psychologique favorisant l’émergence des informations privées. Les individus caractérisés par une forte orientation collective, n’étant pas animés par le désir de dominer le débat, posent davantage de questions, écoutent activement et intègrent les données divergentes, permettant ainsi de résoudre l’énigme décisionnelle.

7. Validité / Validity

Le programme de validation de l’Échelle d’orientation collective repose sur trois études empiriques méthodologiquement rigoureuses menées auprès de populations d’étudiants et de professionnels issus d’organisations civiles et à haut risque (pompiers, policiers, personnel médical, militaires).

Validité de construit (convergente et discriminante)

Dans l’étude 1 (N = 500) et l’étude 2 (N = 468), des sous-échantillons aléatoires (respectivement n = 223 et n = 244) ont complété des batteries de questionnaires mesurant des construits théoriquement reliés ou orthogonaux :

• Validité convergente : Des corrélations positives et statistiquement significatives ont été observées entre le score global de l’échelle d’orientation collective et des mesures validées de coopération, d’interdépendance sociale positive (théorie de Deutsch) et le trait d’Amabilité (Agreeableness) des Big Five. De plus, la sous-échelle d’Affiliation corrèle négativement de manière substantielle avec la préférence pour la solitude (Preference for Solitude).
• Validité discriminante : La corrélation entre les facteurs d’Affiliation et de Dominance s’élève à r = .44 (p < .001). Le coefficient de détermination (variance partagée) entre les deux facteurs est de r² = .19 (soit 19 %). La variance moyenne extraite (DEV / Average Variance Extracted) s’établit à 0.38 pour l’Affiliation et 0.37 pour la Dominance. Bien que ces valeurs absolues soient inférieures au seuil conservateur de .50 (fréquent dans les mesures attitudinales à items multiples), la DEV la plus faible (.37) dépasse largement le coefficient de détermination inter-facteurs (.19), satisfaisant ainsi pleinement au critère de Fornell-Larcker et attestant d’une discrimination robuste entre les deux sous-construits.

Validité pronostique et critérielle (Étude 3)

L’étude 3 (N = 60 étudiants répartis en 20 triades) a constitué le volet expérimental d’évaluation de la validité de critère prédictive. Les participants ont été classés via une scission médiane (Median split, médiane = 3.07, étendue observée : 1.80 à 4.33 sur une échelle de 1 à 5) en deux conditions homogènes : 10 équipes à haute orientation collective et 10 équipes à faible orientation collective. Les équipes ont exécuté deux tâches d’interdépendance maximale en laboratoire une semaine après l’évaluation psychométrique :

• Tâche 1 : Résolution de profil caché (Décision criminelle) : Les triades communiquaient exclusivement via un système de messagerie instantanée (tchat) pour démasquer un coupable parmi huit suspects, sur la base de 84 unités d’information fragmentées. La performance était mesurée par un indice de qualité décisionnelle unanime s’échelonnant de -1 (désignation d’un innocent) à +1 (identification exacte du coupable). Les équipes à haute orientation collective ont obtenu des scores de résolution significativement plus élevés, caractérisés par un partage informationnel plus exhaustif et une convergence analytique supérieure comparés aux équipes à faible score.
• Tâche 2 : Négociation et survie collective (« Lost at Sea ») : Les membres devaient classer individuellement 15 objets de survie maritime, puis négocier en face-à-face pour produire un ordre consensuel d’équipe. Le critère de performance correspondait à la somme des écarts absolus par rapport au classement normatif d’experts garde-côtes (étendue théorique de 0 à 210, les scores bas reflétant une proximité avec l’optimum expert). Les équipes à forte orientation collective ont affiché des écarts résiduels nettement plus réduits, démontrant une capacité supérieure à mutualiser les expertises individuelles et à résister à la dominance stérile de membres mal informés.

8. Fidélité / Reliability

Les propriétés de fidélité et de consistance interne de l’instrument ont été testées de manière approfondie à travers plusieurs coefficients sur de vastes échantillons probabilistes et professionnels.

Consistance interne : Alpha de Cronbach et Oméga de McDonald

Conformément aux préconisations psychométriques contemporaines recommandant de ne pas s’appuyer exclusivement sur l’alpha de Cronbach en raison de ses hypothèses strictes de tau-équivalence, l’oméga de McDonald a été systématiquement calculé dans l’étude 2 (N = 468) :

• Échelle globale d’orientation collective (16 items) :
  • Alpha de Cronbach (α) = .84 (attestant d’une excellente cohérence d’ensemble sans redondance d’items excessive ; seuils de DeVellis, 2003).
  • Oméga de McDonald (ω) = .85.
• Sous-échelle d’Affiliation (10 items) :
  • Alpha de Cronbach (α) = .85.
  • Oméga de McDonald (ω) = .86.
• Sous-échelle de Dominance (6 items) :
  • Alpha de Cronbach (α) = .74.
  • Oméga de McDonald (ω) = .74.

Ces indices empiriques dépassent tous les critères d’acceptabilité conventionnels (α et ω ≥ .70) pour les instruments de mesure en sciences sociales et en psychologie appliquée, confirmant que chaque sous-échelle capture son domaine conceptuel avec une précision et une stabilité de mesure optimales.

9. Analyse factorielle / Factor Analysis

La validation de la structure factorielle s’est opérée en deux phases successives articulant analyse factorielle exploratoire (AFE) et analyse factorielle confirmatoire (AFC) sous environnement SPSS Amos.

Étude 1 : Évaluation de la version traduite

Une analyse préliminaire en composantes principales avec rotation oblique a mis en évidence la structure bi-factorielle attendue, corroborée par le test du coude de Cattell (Scree-plot) et le critère de Kaiser (valeurs propres supérieures à 1). Une AFC par le maximum de vraisemblance (ML) sur cas complets a ensuite été conduite sur les 15 items originaux traduits en allemand par protocole de rétro-traduction (back-translation, Werner & Campbell, 1970). Trois items initiaux (E1, E2, E5) ont été exclus en raison de saturations factorielles très faibles (< .25 ou < .40) et d’une dégradation des indices d’ajustement global.

Le modèle bi-factoriel de premier ordre rattaché à une variable latente d’orientation collective de second ordre a révélé d’excellents indices d’ajustement :

• χ² = 74.46, degrés de liberté (df) = 43, p = .002 ;
• Rapport normé χ²/df = 1.73 (se situant dans l’intervalle idéal de 2 à 3 recommandé par Tabachnick & Fidell, 2007) ;
• Comparative Fit Index (CFI) = .98 ;
• Tucker-Lewis Index (TLI) = .98 ;
• Root Mean Square Error of Approximation (RMSEA) = .038 (IC à 90 % = [.023, .053]) ;
• Standardized Root Mean Square Residual (SRMR) = .050.

La corrélation inter-facteurs dans l’étude 1 s’élevait à r = .21 (p < .01).

Étude 2 : Extension et validation de l’échelle définitive (16 items)

Afin de restaurer la richesse notionnelle du pôle Dominance et d’optimiser l’équivalence transculturelle (van de Vijver & Leung, 1997), sept nouveaux items ont été rédigés et pré-testés auprès de 20 juges indépendants, avant d’être administrés à l’échantillon de l’étude 2 (N = 468). Suite aux résultats de l’AFC, quatre nouveaux items d’une excellente tenue métrique ont été retenus (items 13, 14, 15 et 16), tandis que trois autres (E3, E4, E6) ont été retirés en raison de saturations inférieures à .40.

Le modèle final à 16 items présente des indices d’ajustement remarquables :

• χ² = 162.25, df = 92, p = .000 ;
• χ²/df = 1.76 ;
• CFI = .97 ;
• TLI = .96 ;
• RMSEA = .040 (IC à 90 % = [.030, .051]) ;
• SRMR = .043.

La corrélation entre les deux facteurs latents s’établit à r = .44 (p < .001). Dans la sous-échelle d’Affiliation, les saturations factorielles standardisées s’échelonnent entre .45 et .72. Dans la sous-échelle de Dominance, elles oscillent entre .39 et .63 (toutes statistiquement significatives à p < .001), confirmant la solidité de la solution factorielle retenue.

10. Instrument de mesure / Instrument

• Nature de l’évaluation : Questionnaire psychométrique auto-rapporté d’attitudes individuelles en contexte de travail collaboratif.
• Durée d’administration : Environ 3 minutes (passation rapide).
• Modalités de passation : Formulaire papier-crayon ou passation électronique assistée par ordinateur (recommandée avec réponses obligatoires pour neutraliser les données manquantes).
• Nombre total d’items : 16 items organisés en 2 sous-échelles :
  • Affiliation (Zugehörigkeit) : 10 items (Items 1, 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8, 9, 10).
  • Dominance (Dominanz) : 6 items (Items 11, 12, 13, 14, 15, 16).
• Échelle de réponse authentique : Échelle de Likert à 5 niveaux d’assentiment :
  • 1 = stimme nicht zu (Pas du tout d’accord)
  • 2 = stimme eher nicht zu (Plutôt pas d’accord)
  • 3 = weder noch (Ni en désaccord ni d’accord / Neutre)
  • 4 = stimme eher zu (Plutôt d’accord)
  • 5 = stimme sehr zu (Tout à fait d’accord)
• Consignes de cotation et recodification :
  • Items inversés (13 items au total) : Les items 2, 3, 5, 6, 7, 8, 10 (sous-échelle Affiliation) ainsi que tous les items de la sous-échelle Dominance (items 11, 12, 13, 14, 15, 16) doivent être préalablement inversés selon la formule classique : Score recodé = 6 – Réponse brute (ainsi, 1 devient 5, 2 devient 4, 3 reste 3, 4 devient 2, 5 devient 1).
  • Items positifs (non inversés, 3 items) : Les items 1, 4 et 9 conservent leur cotation directe brute (de 1 à 5).
  • Score global d’orientation collective : Moyenne arithmétique non pondérée de l’ensemble des 16 items après recodification (somme divisée par 16). Un score proche de 5 indique une orientation collective maximale.
  • Scores dimensionnels :
    • Score d’Affiliation : Moyenne des items 1, 2 [recodé], 3 [recodé], 4, 5 [recodé], 6 [recodé], 7 [recodé], 8 [recodé], 9, 10 [recodé].
    • Score de Dominance : Moyenne des items 11 [recodé], 12 [recodé], 13 [recodé], 14 [recodé], 15 [recodé], 16 [recodé]. Note métrologique : une fois recodée, une valeur élevée sur cette sous-échelle reflète un profil non-dominant / coopératif.
  • Gestion des données manquantes : Dans les échantillons supérieurs à 50 sujets, pour les valeurs manquantes non systématiques en passation papier, la valeur moyenne attribuée à l’item par les autres répondants de l’échantillon peut être substituée.

11. Permissions, Tarifs et Année du test / Permissions & Fee and Test Year

• Année de création de l’instrument original : 2010 (Driskell, Salas & Goodwin).
• Année d’adaptation, extension et validation expérimentale : 2017 (Hagemann). Recueil des données empiriques étalé entre 2011 et 2014.
• Statut des droits et conditions d’utilisation : L’échelle a été mise à disposition de la communauté académique internationale à des fins de recherche fondamentale et appliquée en psychologie du travail, en ergonomie cognitive et en gestion des organisations. Son utilisation dans des protocoles scientifiques non commerciaux est autorisée et libre de droits, sous réserve expresse de citer formellement les publications de référence de ses auteurs originaux (Driskell et al., 2010 ; Hagemann, 2017).
• Tarification : Accès libre (aucun coût d’acquisition de licence de test) pour la recherche académique et pédagogique. Toute exploitation commerciale à grande échelle intégrée dans des progiciels d’évaluation d’entreprise nécessite l’autorisation formelle de l’auteure et des éditeurs dépositaires.

12. Références / References

• DeVellis, R. F. (2003). Scale development: Theory and applications (2nd ed.). SAGE Publications.
• Driskell, J. E., & Salas, E. (1992). Collective orientation and team performance. Journal of Applied Psychology, 77(3), 277–288. https://doi.org/10.1037/0021-9010.77.3.277
• Driskell, J. E., Salas, E., & Goodwin, G. F. (2010). Collective orientation: A construct foundation, measurement, and validation. Human Factors, 52(4), 518–528. https://doi.org/10.1177/0018720810379894
• Eby, L. T., & Dobbins, G. H. (1997). Collectivistic orientation in teams: An individual and group-level analysis. Journal of Organizational Behavior, 18(3), 275–295. https://doi.org/10.1002/(SICI)1099-1379(199705)18:3<275::AID-JOB796>3.0.CO;2-C
• Hagemann, V. (2017). Deutschsprachiges Instrument zur Erfassung der Kollektiven Orientierung (KO). Zusammenstellung sozialwissenschaftlicher Items und Skalen (ZIS). https://doi.org/10.6102/zis250
• Hu, L. T., & Bentler, P. M. (1999). Cutoff criteria for fit indexes in covariance structure analysis: Conventional criteria versus new alternatives. Structural Equation Modeling: A Multidisciplinary Journal, 6(1), 1–55. https://doi.org/10.1080/10705519909540118
• McGrath, J. E. (1984). Groups: Interaction and performance. Prentice-Hall.
• Piontkowski, U., Keil, W., & Buschow, Y. (2003). Die Bedeutung geteilter und ungeteilter Informationen für den Gruppenentscheidungsprozess. Zeitschrift für Sozialpsychologie, 34(3), 163–175. https://doi.org/10.1024/0044-3514.34.3.163
• Tabachnick, B. G., & Fidell, L. S. (2007). Using multivariate statistics (5th ed.). Allyn & Bacon.
• van de Vijver, F. J. R., & Leung, K. (1997). Methods and data analysis for cross-cultural research. SAGE Publications.
• Vandenberg, R. J., & Lance, C. E. (2000). A review and synthesis of the measurement invariance literature: Suggestions, practices, and recommendations for organizational research. Organizational Research Methods, 3(1), 4–70. https://doi.org/10.1177/109442810031002
• Werner, O., & Campbell, D. T. (1970). Translating, working through interpreters, and the problem of decentering. In R. Naroll & R. Cohen (Eds.), A handbook of method in cultural anthropology (pp. 398–420). Natural History Press.

13. Questions et items du questionnaire (Scale Items)