Een crisis, zoals veroorzaakt door de COVID-19-pandemie, gaat vaak hand in hand met het ervaren van een acute dreiging door werknemers in een organisatie (Ember and Ember 1992; Hannah 2009), hetgeen meestal leidt tot veel onzekerheid op de werkvloer en daarbuiten (Altig 2020). Hoewel de gezondheidstechnische, economische en sociale gevolgen van de COVID-19-pandemie zich laten kenmerken als een globale externe dreiging, is het niet vanzelfsprekend dat als gevolg van deze dreiging het in sectie 1 genoemde ‘Threat-rigidity’ effect optreedt. Bedreigende situaties kunnen namelijk ook leiden tot grotere vrijheden voor werknemers om de ontstane dreiging het hoofd te bieden en flexibel te kunnen reageren op gebeurtenissen die zich voordoen (Stoker 2019; McKinley et al. 2014). Vele onderzoekers hebben echter aangetoond dat in crisissituaties die van tijdelijke aard zijn meestal toch het ‘Threat-rigidity effect’ opgeld doet. Onze vraag is of dit ook geldt in een meer langdurige, onduidelijkere en impactvollere situatie als een pandemie?

Het Threat-rigidity effect lijkt zijn weerslag te hebben op het welzijn van – en in het bijzonder de ervaren stress door – werknemers (Griffin et al. 1995; Muurlink et al. 2012; Stoker et al. 2019). Twee concepten die in dat kader vaak worden behandeld zijn het verlies van autonomie (Staw et al. 1981; Ocasio 1997) en het stringenter vormgeven van budget controls in vergelijking met de periode voor de crisis (Van der Stede 2011; Becker et al. 2016), waardoor werknemers minder ruimte hebben hun werkzaamheden naar eigen goeddunken, en met een ruime mate van financiële ruggensteun waarover ze zelf grotendeels gezag kunnen uitoefenen, uit te voeren. Omdat beide effecten gevoed worden door het ontstaan van een crisissituatie en onderzoek heeft uitgewezen dat de genoemde effecten zowel top-down als bottom-up kunnen worden geïnitieerd, is het interessant om het effect hiervan onder juist BU-managers verder te onderzoeken (Driskell and Salas 1991). Verwacht wordt dat enerzijds het reduceren van autonomie leidt tot een lagere rolambiguïteit, omdat een BU-manager door de toegenomen onzekerheid op de werkvloer (en daarbuiten) wenst dat zijn/haar leidinggevende werk uit handen neemt en meer structuur in het werk aanbrengt (Warr 1994; Boin and ’t Hart 2003; Stoker et al. 2019). Anderzijds wordt aangenomen dat het stringenter aanzetten van budget controls in tijden van crisis leidt tot een verhoogde rolambiguïteit, doordat de werkdruk toeneemt door de aanwezige dreiging en de te stellen prioriteiten in het werk onduidelijker worden.

Zoals reeds beschreven, wordt vanuit het Threat-rigidity effect verwacht dat organisaties geneigd zijn om steviger te focussen op hun kernactiviteiten, hiërarchischer en meer top-down te opereren en besluitvorming te centraliseren wanneer zich een grote externe dreiging voordoet (Ocasio 1997; Staw et al. 1981). Deze centralisatie van autonomie heeft de volgende oorzaken:

Daar sinds de jaren ’80 van de vorige eeuw de tendens bestond om meer decentraal te opereren in organisaties (Rajan and Wulf 2006; Acemoglu et al. 2007) en BU-managers hierdoor kwamen te beschikken over een hoge mate van autonomie, wordt verwacht dat als gevolg van de onduidelijkheden die begin 2020 gepaard gingen met de COVID-19-pandemie en de (financiële) druk op (veel) organisaties die hierdoor ontstond, organisaties zijn ‘teruggegaan’ in de tijd en het Threat-rigidity effect is opgetreden: er zal in tijden van extreme crisis (en zeker aan het begin daarvan) zeer waarschijnlijk sprake zijn van een grotere hang naar centralisatie. Volgens de zogenaamde ‘self-determination theory’ (SDT) van Ryan and Deci (2000) heeft een hoge mate van autonomie van werknemers veel organisatorische en individuele voordelen. Echter, een hoge mate van autonomie kan ook leiden tot hoge werkdruk, inflexibiliteit in het handelen van werknemers, en rolstress (Hughes and Morgan 2007; Elbanna 2016). Warr (1994) veronderstelt dat een hoge mate van autonomie onder BU-managers kan leiden tot ingewikkelde besluitvormingsprocessen en persoonlijke overbelasting, helemaal ten tijde van crises. Dit zou een aanvullende reden kunnen zijn om een hoge mate van autonomie van BU-managers in crisissituaties terug te dringen¹. Dit leidt tot de volgende hypothese:

H1. Hoe groter de financiële impact door de COVID-19-crisis, hoe groter de verlaging van de autonomie van BU-managers.

De bestaande wetenschappelijke literatuur over hoe organisaties in crisissituaties omgaan met budgetten en budget controls is niet van heel recente datum (zie bijvoorbeeld: Levine 1978; Hopwood 2009; Van der Stede 2011; Becker et al. 2016). Van der Stede (2001) beschrijft het stringent vormgeven van budget controls in organisaties als: (1) het leggen van een sterke nadruk door het hogere management op het behalen van de budget targets door lagere niveaus in de organisatie, (2) het niet mogen aanpassen van budgettargets gedurende de looptijd van het budget, (3) het vaker organiseren van gedetailleerde, tussentijdse budgetbesprekingen, (4) een hoge mate van intolerantie van het management voor budgetafwijkingen en (5) een intensieve betrokkenheid en participatie van werknemers bij budgetrealisaties.

Stringente budget controls lijken, gegeven de bovenstaande definitie, een veelomvattend begrip te zijn (Johansson and Siverbo 2014; Becker et al. 2016). Het optreden hiervan tegen de achtergrond van het Threat-rigidity effect kent volgens de literatuur drie oorzaken:

Het is, zoals in sectie 1 reeds is gememoreerd, geen vanzelfsprekendheid dat er door de COVID-19-crisis een stringentere inrichting van management controls, of meer specifiek van budget controls, optreedt in vergelijking met de periode voor de pandemie. Frow et al. (2010) stellen bijvoorbeeld dat in tijden van onzekerheid BU-managers zelf de mogelijkheid (moeten) krijgen om hun (budget)plannen te herzien en middelen te heralloceren. Uit eerder onderzoek is echter naar voren gekomen dat, hoewel het op het eerste gezicht logisch lijkt dat operationele besluitvorming decentraal georganiseerd wordt of blijft ten tijde van een crisissituatie, dit toch vaak niet gebeurt, en dat zeker strategische en andere ingrijpende vormen van besluitvorming binnen organisaties dan juist meer gecentraliseerd plaatsvinden (D’Aveni 1989; Shimizu 2007). In lijn hiermee verwachten wij dat een stringentere vormgeving van budget controls plaatsvindt² wanneer organisaties zich geconfronteerd zien met een crisis. Dit leidt tot de volgende hypothese:

H2. Hoe groter de financiële impact door de COVID-19-crisis, hoe groter de verstrakking van budget controls voor BU-managers.

De roltheorie, waarop veel discussies over rollen in organisaties en ook over rolambiguïteit zijn gebaseerd, gaat uit van de aanname dat eenieder zich bij voorkeur houdt aan vaste, structurele kenmerken die horen bij de uitoefening van een bepaalde rol (Katz and Kahn 1964; Biddle 1979). De theorie geeft aan hoe rollen (bijvoorbeeld van een BU-manager of controller) vorm en inhoud krijgen in organisaties en hoe hieromheen onderlinge interacties ontstaan en onderlinge relaties tussen bijvoorbeeld het hogere management en BU-managers zich ontwikkelen (Ambrose et al. 2014). Als rollen onduidelijk en/of onvoorspelbaar zijn, wordt verondersteld dat er rolstress ontstaat, omdat BU-managers niet meer goed kunnen inschatten wat van hen verwacht wordt door hun meerdere(n).

Een belangrijk onderdeel van rolstress is, zoals aangegeven in sectie 1, rolambiguïteit. Ingeval van rolambiguïteit ontstaat er onduidelijkheid en onzekerheid over de uit te voeren taken of verantwoordelijkheden door een individu. De discussies die hieruit voortvloeien zijn in de ene situatie gemakkelijker te beslechten dan in een andere situatie (Ambrose et al. 2014). In eerder onderzoek is aangetoond dat rolambiguïteit (hetgeen kan worden gezien als het tegenovergestelde van rolduidelijkheid) verband houdt met psychologische stress, onzekerheid, burn-out en verlaagde prestaties (Cicero 2009; Ambrose et al. 2014). Wanneer de rol van een medewerker in een organisatie duidelijk is gedefinieerd, door hem/haar begrepen wordt en de verwachtingen van het individu niet conflicteren met die van zijn/haar meerdere(n), wordt rolambiguïteit verlaagd en kan rolstress tot een minimum worden beperkt, hetgeen het welzijn van medewerkers verhoogt (Yun et al. 2005; Thau et al. 2009; Stoker et al. 2019). Deze mate van zekerheid en rolduidelijkheid kan het hogere management geven door zelf een meer sturende rol te hebben bij het invullen van de rol van de BU-manager, met name ten tijde van crisissituaties (Singh and Rhoads 1991; Cicero 2009). Hieruit volgt de volgende hypothese:

H3. Hoe groter de verlaging van de autonomie van BU-managers, hoe lager de rolambiguïteit die zij ervaren.

Wat brengt een strakkere inrichting van budget controls in tijden van crisis zoal teweeg bij een BU-manager? Zonder rekening te houden met de crisiscontext, zijn de uitkomsten in de wetenschappelijke literatuur hieromtrent niet heel eenduidig. Enerzijds wordt gesteld dat een meer stringente omgang met budget controls ertoe leidt dat organisatie- en BU-doelstellingen kunnen worden behaald, rolambiguïteit afneemt en onzekerheid op de werkvloer wordt verminderd (Marginson and Ogden 2005; Anderson and Lillis 2011; Marginson et al. 2014). Anderzijds stellen onderzoekers ook dat een dergelijke omgang met budget controls kan leiden tot disfunctioneel gedrag, een kortetermijnfocus onder werknemers, frustratie, en een afname in creativiteit en innovatie (Anderson and Lillis 2011). Het lijkt de weerbaarheid van organisaties in elk geval niet ten goede te komen (Tillema et al. 2022).

Hoewel Marginson and Ogden (2005) stellen dat meer rigide budget controls zorgen voor minder rolambiguïteit, wordt door andere onderzoekers gesteld dat specifiek ten tijde van crisissituaties een plotselinge, meer stringente vormgeving hiervan leidt tot meer rolambiguïteit. Dit wordt veroorzaakt door de volgende vier aspecten:

De bovenstaande aspecten leiden tot de volgende hypothese:

H4. Hoe groter de verstrakking van de budget controls voor BU-managers, hoe hoger de ervaren rolambiguïteit door BU-managers.

Naast de vier directe effecten die zijn weergegeven in de hypothesen H1–H4, veronderstellen wij in deze studie dat er twee belangrijke mediërende effecten optreden rondom rolambiguïteit. Het eerste effect ontstaat doordat ten tijde van een grote externe bedreiging, zoals van een crisis of pandemie, een individu de voorkeur geeft aan besluitvaardig, direct en autoritair leiderschap (Van Wart and Kapucu 2011; Stoker et al. 2019). Hij/zij is in dergelijke situaties bereid autonomie in te leveren voor een grotere kans op het succesvol doorstaan van de crisis (Driskell and Salas 1991; Boin and ’t Hart 2003). Voor een medewerker draagt deze aanpak, zo wordt door verscheidene onderzoekers gesteld, bij aan meer duidelijkheid over zijn/haar rol, en minder onzekerheid over de toekomst (Moynihan 2008; Driskell et al. 2018). Hieruit maken wij de volgende hypothese op:

H5. De financiële impact van de COVID-19-crisis heeft een negatief effect op de ervaren rolambiguïteit van BU-managers via verlaging van de autonomie van BU-managers.

Het tweede mediërende effect dat wordt verondersteld op te gaan in dit onderzoek ontstaat door de plotselinge verstrakking van budget controls als reactie op de impact van de COVID-19-pandemie op de bedrijfsvoering van organisaties. In een periode van hoge onzekerheid wordt gesteld dat dit leidt tot meer werkdruk, conflicterende en/of dubbelzinnige doelstellingen en een onduidelijk verwachtingspatroon vanuit het topmanagement qua concrete werkzaamheden die moeten worden verricht – zolang het budget maar gehaald wordt (Parker and Kyj 2006; Verbeeten and Speklé 2015). Dergelijke factoren, versterkt door de externe bedreiging zelf, brengen volgens Hopwood (2009) een hogere mate van onzekerheid, onduidelijkheid en spanning teweeg onder werknemers. Dit leidt tot de volgende hypothese:

H6. De financiële impact van de COVID-19-crisis heeft een positief effect op de ervaren rolambiguïteit van BU-managers via verhoging van verstrakking van budget controls voor BU-managers.

Er zijn in dit onderzoek drie controlevariabelen opgenomen. De eerste controlevariabele is het bestaan van een gedeelde organisatorische visie. Het idee hierachter is dat indien het voor een individuele werknemer duidelijk is wat de doelen, visie en gemeenschappelijke waarden van zijn/haar organisatie zijn, dit een positieve impact heeft op de rolduidelijkheid die dat individu met betrekking tot zijn/haar eigen functie ervaart (Pandey and Wright 2006; Stazyk and Goerdel 2010). Daarnaast is uit meerdere onderzoeken over autonomie, leiderschapsgedrag en rolduidelijkheid gebleken dat de onderzoeksresultaten sterk verschillen naarmate een respondent langer of korter bij zijn/haar huidige organisatie werkzaam is, en/of langer of korter zijn/haar huidige functie bekleedt (Hassan 2013; Stoker et al. 2019; Gardner 2020). Dit levert om die reden twee additionele controlevariabelen in dit onderzoek op. Een en ander leidt tot het conceptueel model dat is weergegeven in Figuur 1.

We hebben in Figuur 1 geen direct effect verondersteld van de financiële impact van de COVID-19-crisis op rolambiguïteit, omdat we verwachten dat deze impact niet onmiddellijk tot een andere rol van BU-managers aanleiding geeft, maar dat dit effect loopt via bepaalde veranderingen in de bedrijfsvoering, zoals gestipuleerd in H5 en H6. Dit is in lijn met de roltheorie (Katz et al. 1964): een externe schok, van buiten de organisatie, leidt niet onmiddellijk tot een andere rol voor een medewerker, maar deze rol (en de mogelijke rolambiguïteit die daarbij betrokken kan zijn) is de uitkomst van een omvangrijker (onderhandelings)proces, waarin voornamelijk zaken die binnen de organisatie spelen/veranderd zijn, zijn betrokken. Wij proberen in dit onderzoek dit inzicht (tot op zekere hoogte) te accommoderen. Het voornoemde directe effect is wel nog door ons getoetst, maar niet significant gebleken.

In mei 2020 is door Nyenrode Business Universiteit een vragenlijst uitgezet onder businessunit (BU) managers in Nederland, in een tijd die bekend stond als de (eerste) ‘intelligente’ lockdown.³ Teneinde binnen een kort tijdsbestek een zo divers mogelijke populatie te kunnen bevragen, is hierbij gebruik gemaakt van het netwerk van studenten die deelnamen aan een specifieke cursus in de Master of Science in Controlling. De aldus verzamelde data zijn vervolgens gebruikt voor zowel het artikel van Bedford et al. (2022) als voor deze studie. De vragen op de uitgezette vragenlijst waren gebaseerd op gevalideerde meetinstrumenten afkomstig uit onderzoek in gerenommeerde wetenschappelijke tijdschriften (zie voor meer informatie hierover de volgende sectie). In Tabel 1 zijn de vragen weergegeven waarmee de constructen zijn opgebouwd, met inbegrip van de component loading. In sectie 3.2 zal hierop worden teruggekomen.

Het voordeel van dataverzameling met behulp van studenten is dat het risico op non-response bias werd verkleind (Speklé et al. 2017). Echter, de representativiteit van de analyses was daarmee niet gewaarborgd; er was sprake van een zogeheten ‘convenience sample’. Uiteindelijk is van 82 BU-managers informatie retour ontvangen, waarvan de informatie van 70 BU-managers ter beschikking is gesteld voor het onderhavige onderzoek. Deze managers werkten alle bij verschillende organisaties; er zijn dus geen organisaties waarvan meerdere respondenten in de dataset zitten. De sectorindeling van organisaties waarvoor de respondenten werkten (gebaseerd op de standaardbedrijfsindeling van het CBS), laat zien dat enkele sectoren zijn oververtegenwoordigd in de steekproef (met name industrie en zakelijke dienstverlening) en andere sectoren zijn ondervertegenwoordigd (met name non-profitorganisaties).⁴

De leeftijd van de 70 respondenten is gemiddeld 46,8 jaar, met een minimum van 28 en een maximum van 65 jaar. 24,3% van de respondenten werkte maximaal vier jaar voor dezelfde organisatie, terwijl 47,1% tien jaar of langer werkzaam was bij dezelfde organisatie. Van de respondenten werkte 42,9% maximaal twee jaar in de huidige functie, terwijl 34,2% van de respondenten vijf jaar of langer de huidige functie bekleedde.

De dataset is beoordeeld op ontbrekende waarden en mogelijke ‘straight lining’ (Hair et al. 2017), waarbij is gebleken dat bij geen van de waarnemingen méér dan 10% van de waarden ontbrak. Ontbrekende waarden zijn vervangen middels het ‘mean replacement’ principe vanwege de beperkte grootte van de dataset. Een analyse op ‘straight lining’ heeft aangetoond dat de waarnemingen voldoende variantie bevatten.

De compositie van de diverse, in dit onderzoek gebruikte variabelen is uiteengezet in Tabel 1. De financiële impact van de COVID-19-crisis, afgekort IMPACT_CRISIS, is gemeten middels drie vragen, die door Becker et al. (2016) zijn opgesteld. Na een factoranalyse (principal component analysis) bleek dat met een Average Variance Extracted (hierna AVE) van 82,20% een toereikend deel van de variantie van de onderliggende items kan worden verklaard (Hair et al. 2017). Tevens kon naar aanleiding van de Cronbach’s alpha van 0,892 geconcludeerd worden dat het construct valide gemeten was, omdat het voldeed aan de minimale score van 0,7 (Kline 1999).

Een van de twee mediërende variabelen in ons model is de autonomieverlaging onder BU-managers, voor en ten tijde van de eerste COVID-19 golf, afgekort tot AUTONOMY∆. Hornsby et al. (2002) zijn de grondleggers van de operationalisatie van autonomie die wij gebruiken. Echter, in de voorliggende vragenlijst zijn de door de auteurs geformuleerde items licht aangepast en wordt aan respondenten gevraagd om op een schaal die loopt van -50 tot 50 aan te geven in hoeverre hun autonomie werd verhoogd of verlaagd ten tijde van de periode die we nu kennen als de eerste ‘coronagolf’. Zoals vermeld in sectie 2 zoomen wij in dit onderzoek specifiek in op autonomieverlaging, in lijn met het ‘Threat-rigidity effect’. Hiermee is in de verdere presentatie van de resultaten rekening gehouden. Een en ander heeft op basis van een factoranalyse geleid tot drie vragen waaruit het construct is opgebouwd. Met een AVE van 55,8% kunnen de items een toereikend deel van de variantie in de onderliggende items verklaren. De Cronbach’s alpha is 0,640 en iets onder de vuistregel van 0,7 (Kline 1999). Echter, volgens Hair et al. (2017) is dit voor Partial Least Squares Structural Equation Modeling (PLS-SEM), hetgeen in sectie 4 toegepast zal worden, niet per definitie een probleem en wordt er meer waarde gehecht aan de zogenaamde ‘composite reliability’, welke voor dit construct in orde lijkt (0,791).⁵

De tweede mediërende variabele in dit onderzoek is de verstrakking van budget controls in tijden van crisis, afgekort BGT_CONTR∆. De verschillende vragen waaruit dit construct bestaat zijn afgeleid uit een onderzoek van Anderson and Lillis (2011), dat voor een deel gaat over de budgetcultuur in organisaties. De vragen zijn zodanig aangepast dat ze inzoomen op de verandering in budget controls ten tijde van de COVID-19-pandemie, in vergelijking met de periode daar kort voor. Meer concreet is op een schaal lopende van -50 tot 50 aan BU-managers gevraagd aan te geven in hoeverre er sprake is van versoepeling of verstrakking van budget controls ten tijde van de eerste ‘coronagolf’. Zoals vermeld in sectie 2 geven wij in onze analyse nadrukkelijk aandacht aan een verstrakking van budget controls, conform het ‘Threat-rigidity effect’. Hiermee is in de presentatie van de resultaten in het navolgende rekening gehouden. De AVE van het resulterende construct is 66,6%, waarmee dit construct een toereikend deel van de variantie in de onderliggende items verklaart. Met een Cronbach’s alpha van 0,837 is de onderlinge samenhang van de items in dit construct ook toereikend.

De afhankelijke variabele die zal worden gehanteerd, is de rolambiguïteit die door BU-managers ervaren wordt als gevolg van de COVID-19-crisis, oftewel ROL_AMB. De bijbehorende vragen zijn afgeleid van Rizzo et al. (1970). In het onderzoek van de voornoemde auteurs wordt feitelijk rolduidelijkheid gemeten. In ons onderzoek zijn de antwoorden op de bijbehorende items middels ‘reverse coding’ omgezet, zodat de variabele aansluit op de in sectie 2 genoemde definitie van rolambiguïteit. Met een AVE van 52,9% zijn vijf vragen toereikend om de variantie van de items binnen het construct te kunnen duiden. De Cronbach’s alpha is 0,777, hetgeen een acceptabele waarde is.

In het te toetsen model zal de mate van een gedeelde organisatorische visie, afgekort SHARED_VISION, meegenomen worden als één van drie controlevariabelen. Op basis van vijf vragen die zijn ontworpen door Burgers et al. (2009) wordt een en ander gemeten. Met een AVE van 58,3% kunnen deze vragen een toereikend deel van de variantie in de onderliggende items verklaren. De Cronbach’s alpha bedraagt 0,819.

De tweede controlevariabele, het aantal jaren dat iemand reeds werkzaam is bij de huidige organisatie, is YEARS_ORG genoemd, en is onderverdeeld in korter dan vijf jaar, tussen vijf tot tien jaar en meer dan tien jaar werkzaam bij de eigen organisatie. De derde controlevariabele, die we YEARS_JOB noemen, en die het aantal jaren dat iemand zijn/haar huidige functie bekleedt betreft, is onderverdeeld in tot drie jaar, tussen drie tot vijf jaar en meer dan vijf jaar werkzaam in de huidige functie. Dit zijn zogenaamde ‘single item measures’, waarvoor de voornoemde maatstaven niet kunnen worden berekend.

In Tabel 2, panel A, wordt een overzicht weergegeven van de beschrijvende statistiek van de in sectie 3 gespecificeerde variabelen. Hieruit volgen enkele opvallende resultaten. Zo ervaren de respondenten over het algemeen, met een gemiddelde van 1,83 uit een 5-punts Likertschaal, een lage mate van rolambiguïteit. De maximale score voor deze variabele bedraagt slechts 3,2, ondanks het ontstaan van een pandemie. Daarentegen scoren BU-managers met een gemiddelde van 16 binnen een bereik van -50 tot 50 hoog qua verstrakking van budget controls: er lijkt inderdaad hiervan sprake te zijn geweest bij de meeste organisaties in de steekproef gedurende de eerste coronagolf. Ook lijken BU-managers een hoge impact van de crisis te ervaren op het financiële reilen en zeilen van hun organisatie, met een gemiddelde van 4,6 op een 7-punts Likertschaal. De ervaren autonomie door BU-managers lijkt er licht op vooruit te zijn gegaan na het uitbreken van de COVID-19-pandemie (gegeven het gemiddelde van -0,58), maar het bereik van deze variabele is aanzienlijk (van -16 tot 33,33), en datzelfde geldt voor de standaarddeviatie van 7,20. Er zijn blijkbaar grote verschillen tussen de organisaties in de steekproef qua autonomie die is verstrekt aan BU-managers.

In Tabel 2, panel B, wordt de (Pearson) correlatietabel weergegeven, behorende bij de variabelen in dit onderzoek. Wat hierbij met name opvalt, is dat het construct BGT_CONTRΔ enkel significant lijkt te correleren met ROL_AMB (r = 0,183; p < 0,10 2-tailed) en niet met IMPACT_CRISIS. Als gevolg hiervan kan er mogelijk geen steun gevonden worden voor H2 (IMPACT_CRISIS op BGT_CONTRΔ) en H6 (mediërend effect van IMPACT_CRISIS via BGT_CONTRΔ op ROL_AMB). Wel is er een significant negatief verband tussen IMPACT_CRISIS en AUTONOMYΔ (r = 0,267; p < 0,05 2-tailed). Dit suggereert dat naarmate de financiële impact van de COVID-19-crisis voor organisaties groter was, dit gepaard is gegaan met een sterkere verlaging van de autonomie van BU-managers.

Het construct ROL_AMB heeft naast met BGT_CONTRΔ een sterk significante en positieve correlatie met zowel AUTONOMYΔ (r = -0,323 p < 0,01 2-tailed). Tevens lijken de controlevariabelen YEARS_ORG en YEARS_JOB sterk met elkaar te correleren (r = 0,361, p = 0,01 2-tailed). Dit wordt verklaard door het feit dat indien een medewerker lang in de huidige functie werkzaam is, de desbetreffende respondent logischerwijs ook lang bij de organisatie werkzaam zal zijn. Geen van de variabelen kent een significante, onderlinge correlatie die hoger is dan 0,80, waarmee onaanvaardbaar hoge multicollineariteit naar alle waarschijnlijkheid vermeden wordt (Field 2018). Het feit dat de correlatie tussen AUTONOMYΔ en BGT_CONTRΔ niet significant is, laat zien dat het in dit onderzoek twee losstaande begrippen zijn (hetgeen reeds gesuggereerd werd door de operationalisatie van deze variabelen in Tabel 1), ondanks dat beide variabelen gaan over het inperken van vrijheden voor BU-managers. Tevens zijn er geen andere significante correlaties ontdekt die problemen met onaanvaardbaar hoge multicollineariteit kunnen impliceren.

Voor het toetsen van de gestelde hypothesen is, zoals gezegd, gebruik gemaakt van PLS-SEM. Volgens Hair et al. (2017) wordt deze methode geadviseerd voor kleinere datasets, waarbij complexe modellen, in de vorm van mediërende effecten, worden getoetst, en de data niet noodzakelijk normaal verdeeld zijn. Dat is hier het geval. Alvorens de regressieanalyse is uitgevoerd en geanalyseerd, is het model eerst gecontroleerd op outliers (waarbij twee waarnemingen zijn verwijderd, zoals hieronder aangegeven), crossloadings en (nogmaals) multicollineariteit. De Variance Inflation Factor (VIF)-waarden van de individuele verklarende variabelen in het model tonen geen hogere waarden dan vier. Hieruit kan wederom worden opgemaakt dat er geen sprake is van te hoge multicollineariteit in onze analyses (Field 2018).⁶ Ook uit de cross loadings blijkt dat geen van de items een factor loading kent die hoger is bij een ander construct dan het construct waar het desbetreffende item deel van uitmaakt.

De factor loadings van de verschillende items die zijn gebruikt voor de opbouw van de constructen hebben een minimale score van 0,652. Hoewel Hair et al. (2017) van mening zijn dat bij de PLS-SEM een score van minimaal 0,70 zou moeten worden gehaald, is een kleine afwijking hiervan volgens de auteurs toegestaan. Daarnaast is de wortel van de AVE in Tabel 2, panel B vergeleken met de gevonden (Pearson) correlaties. De Tabel laat zien dat geen van de correlaties boven deze wortel valt, wat volgens Hair et al. (2017) aangeeft dat de ‘discriminant validity’ op orde is. Tevens is de zogenaamde ‘heterotrait-monotraitratio’ van de gevonden correlaties berekend en is geconstateerd dat deze waarden onder de stelregel van 0,90 blijven. Dit geeft eveneens blijk van een goede discriminantvaliditeit voor de variabelen in de dataset (Hair et al. 2017).

Van de regressieanalyse die is uitgevoerd met PLS-SEM, zijn in Tabel 3 en Figuur 2 de resultaten weergegeven. Nadat twee outliers zijn uitgesloten voor verdere analyse (zoals reeds gememoreerd)⁷, is met de resterende dataset van 68 items (N = 68) het conceptuele model geschat en zijn de zes hypothesen getoetst. De gestelde hypothesen zijn te herkennen aan de vetgedrukte waarden in Tabel 3. Het model rondom ROL_AMB heeft een adjusted (pseudo) R² van 34,4%. Om de significantie van de gevonden pad-coëfficiënten te kunnen vaststellen, is er een bootstrapping procedure uitgevoerd van 5.000 iteraties.

Uit de resultaten blijkt AUTONOMYΔ positief te worden beïnvloed door IMPACT_CRISIS (β = 0.336, p < 0,10 2-tailed). H1 veronderstelde dat, als gevolg van de financiële impact van de COVID-19-crisis, de autonomie onder BU-managers zou afnemen ten tijde van de crisis. De uitkomsten van de regressieanalyse geven steun aan deze hypothese. In H2 werd verondersteld dat, als gevolg van de financiële impact door de COVID-19-crisis, een verstrakking van budget controls te zien zou zijn (conform de operationalisatie in Tabel 1). Er wordt echter geen steun voor een relatie tussen IMPACT_CRISIS en BGT_CONTRΔ gevonden. Om de impact van autonomieverandering op rolambiguïteit te onderzoeken, werd in H3 verondersteld dat een grotere verlaging van de autonomie zou bijdragen aan een grotere verlaging van rolambiguïteit onder BU-managers. Uit de regressieanalyse blijkt ROL_AMB inderdaad op deze manier te worden beïnvloed door AUTONOMYΔ (β = -0.259); deze richtingscoëfficiënt is 2-tailed significant (p < 0,05). Er wordt derhalve steun gevonden voor H3. In H4 is de verwachting uitgesproken dat de verstrakking van budget controls leidt tot een hogere rolambiguïteit. De regressieanalyse toont inderdaad een positief en significant effect tussen BGT_CONTRΔ en ROL_AMB (β = 0.201, p < 0,10 2-tailed). H5 stelt dat de financiële impact van de COVID-19-crisis, via een effect op autonomieverlaging, leidt tot een afname van rolambiguïteit. Het indirecte effect tussen IMPACT_CRISIS via AUTONOMYΔ op ROL_AMB is eenzijdig significant en negatief (β = -0.087, p < 0,10 2-tailed). Dit geeft steun aan H5. H6 ging over het indirecte effect dat de financiële impact van de COVID-19-crisis via de verstrakking van budget controls heeft op rolambiguïteit. Gedacht werd dat dit zou leiden tot een verhoging van de door BU-managers ervaren rolambiguïteit. Doordat de relatie tussen IMPACT_CRISIS via BGT_CONTR op ROL_AMB echter niet significant is gebleken, wordt voor H6 geen steun gevonden.