Zusammenfassung
Ein zentrales Anliegen dieser Arbeit ist die Erklärung des Konstrukts der KVW und des Zusammenhangs zwischen ihren postulierten Dimensionen und möglichen Verhaltenskonsequenzen. Die theoretische Grundlage und Notwendigkeit einer empirischen Untersuchung ergeben sich aus den aufgezeigten Forschungsdefiziten.
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Literatur
Vgl. Mitchell/Papavassiliou, 1999; 1997b; Jacoby/Morrin, 1998; Huffman/Kahn, 1998; Leven, 1984.
Vgl. Foxman/Muehling/Berger, 1990, S. 171; Mitchell/Papavassiliou, 1999; Mitchell/Papavassiliou, 1997b.
Vgl. Kapferer, 1995a und zu Ursachen und Ablauf von Stimulusähnlichkeit Kapitel 3.2.1.
Vgl. z.B. Kent/Allen, 1994; Keller, 1991; Poiesz/Verhallen, 1989; Burke/Srull, 1988.
Vgl. Leven, 1984.
Vgl. Hawkins/Best/Coney, 1995, S. 228.
Vgl. Mitchell/Papavassiliou, 1999.
Vgl. Jacoby/Morrin, 1998; Mitchell/Papavassiliou, 1997b.
Vgl. Greenleaf/Lehmann, 1995.
Vgl. Sheth/Mittal/Newman, 1999, S. 237; Louden/Della Bitta, 1993, S. 302.
Vgl. Behrens, 1994, S. 214.
Nach Weinberg (1977, S. 112–113) muss mindestens eine von drei Bedingungen erfüllt sein, damit Markenloyalität entsteht: der Konsument beim Kauf regelmäßig zufrieden ist, der Konsument positive Erfahrungen mit der Marke sammelt, das Entscheidungsverhalten weder durch interne noch externe Stimuli gestört wird.
Wie bei der Diskussion des Bezugsrahmens (vgl. Kapitel 3 insbesondere 3.5.3.4) aufgezeigt, kann es in der Nachnutzungsphase in Abhängigkeit von der (Un-) Zufriedenheit des Konsumenten zur Loyalitätsbildung kommen. In der vorliegenden Arbeit wurde KVW jedoch nicht in Abhängigkeit eines Kaufs operationalisiert, weshalb die Nachnutzungsphase auch nicht Gegenstand der empirischen Hypothesenprüfung sein kann.
Vgl.Wilkie, 1994, S. 160.
Vgl. z.B. Kapferer, 1995a; 1995b; Miaoulis/D’Amato, 1978.
Vgl. auch Kapitel 3.5.3.1.
Vgl. z.B. Gröppel-Klein, 1999, S. 875; Jary/Wileman, 1998, S. 154.
Vgl. Doney/Canon, 1997; Genesan, 1994; Rotter, 1967, S. 653.
Die einzelnen Indikatoren stellen auf Produkte, Produkthersteller, Verkäufer der Produkte und Werbung zu Produkten ab.
Vgl. Rempel/Holmes/Zanna, 1985; Johnson-George/Swap, 1982.
Es kann als weitgehend anerkannt bezeichnet werden, dass es einen positiven Zusammenhang zwischen Vertrauen und Markenloyalität gibt (vgl. Lau/Lee, 1999). Insofern kann in der Diskussion eines möglichen Zusammenhangs zwischen Stimulusähnlichkeit und Vertrauen (gegenüber Geschäftspartnern) die angenommene Beziehung zwischen Stimulusähnlichkeit und Loyalität als theoretischer Rahmen fungieren.
Vgl. Malhotra, 1982; Best/Ursic, 1987.
Vgl. Keller/Staelin, 1987.
Vgl. Malhotra, 1984.
Kendall Sproles/Sproles, 1990, S. 142.
Vgl. Kotler, 1982, S. 82.
Jung, 1998, S. 53.
Vgl. Hawkins/Best/Coney, 1995, S. 228.
Vgl. hierzu auch Hauser/Wernerfelt (1990), die den Vorgang der Reduktion von Alternativen auf wenige Produkte (die das Bedürfnis des Konsumenten befriedigen können) mit dem Ziel der kognitiven Entlastung in der Einkaufssituation beschreiben. Dieser Vorgang der Verringerung der in Frage kommenden Produkte kann als zumindest kurzzeitiger Kaufentscheidungsaufschub verstanden werden.
Vgl. z.B. Assael, 1998, S. 130; Weinberg, 1977, S. 112–115.
Vgl. Goldman, 1977/78.
Vgl. Walsh, 1999b, S. 419–421.
Beim Kauf von Bekleidung, die bspw. verschenkt werden soll, sind Informationen wie Waschanleitungen, Herstellungsland oder die Stoffdurchlässigkeit in µ vermutlich nicht unmittelbar entscheidungsrelevant; ein kompetenter Konsument würde beim Geschenkkauf vermutlich nur relevante Kernkriterien wie Preis, Aussehen und Qualitätsklasse berücksichtigen.
Vgl. Jacoby/Speller/Kohn, 1974; Jacoby/Speller/Berning, 1974.
Gründe dafür, dass Konsumenten eine Bereitstellung vieler Informationen erwarten, sind u.a. die andauernden verbraucherpolitischen Bemühungen, das Recht der Konsumenten auf umfangreiche Kauf und Produkt bezogene Informationen zu erweitern (vgl. Hoyer/MacInnis, 1997, S. 510–511; Kroeber-Riel/Weinberg, 1996, S. 656–657; Biervert/Fischer-Winkelmann, 1978)
Vgl. z.B. Louviere/Gaeth, 1987; Craig/Ghosh/McLafferty, 1984.
Vgl. Morrow, 1997.
Non-GM steht steht für Lebensmittel, die keine genmodifizierten Inhalte haben. Stecklow (1999) nennt die uneinheitliche Verwendung dieser Bezeichnung als Quelle von KVW.
Die Verwendung von für Konsumenten nur schwer zu beurteilenden bzw. überprüfbaren Begriffen wie gesund, frisch oder nahrhaft kann nach Golodner (1993) KVW verursachen.
Vgl. Ratliff, 1997; Glasse, 1992.
Vgl. Kerby, 1975, S. 287–288.
Auf die Möglichkeit einer kaufsituationsgeprägten Komplexität, die zu abgelehnten Kaufentscheidungen fuhren kann, verweist Weinberg, 1977, S. 125.
Vgl. Kerby, 1975, S. 287.
Vgl. Wilkie, 1986, S. 160.
Vgl. Hillmann, 1994, S. 906–907.
Vgl. Hansen/Hennig, 1996.
Vgl. Kapitel 2.1.3.
Die im Bezugsrahmen (vgl. Abbildung 3–1) genannten Verhaltensintentionen sind z.T. kaufabhängig, weshalb nicht alle Gegenstand der empirischen Untersuchung sind. Eine Messung von kognitiver Dissonanz bspw. und eine Untersuchung ihrer Beziehung zu den drei KVW-Dimensionen erscheint angesichts von Intentionsaussagen wenig zweckmäßig; d.h. wenn keine Kauf bezogene Messung vorliegt.
Vgl. Foxman/Berger/Cote, 1992, S. 137; Mitchell/Papavassiliou, 1999, S. 331.
Zu Merkmalen des Quotenverfahrens vgl. Berekoven/Eckert/Ellenrieder, 1999, S. 55–57; Laatz, 1993.
Vgl. Churchill, 1979.
Vgl. Homburg/Giering, 1996.
Bearden/Netemeyer/Mobley (1993) formulieren in ihrem Buch Handbook of Marketing Scales Anforderungskriterien hinsichtlich der Rehabilität und Validität von Marketing-Messskalen.
Netemeyer/Burton/Lichtenstein (1995) gehen in ihrer Studie, die die Entwicklung einer Skala zur Messung von Eitelkeit („vanity”) zum Gegenstand hat, detailliert auf methodische Aspekte der Entwicklung und Validierung von Messinstrumenten ein.
Backhaus et al. (1990, S. 295) sowie Homburg/Giering (1996, S. 12) empfehlen zur Überprüfung eines (auf Grundlage einer ersten Datenerhebung) entwickelten Modells, eine erneute Datenerhebung vorzunehmen. Von einer erneuten Datenerhebung wird in der vorliegenden Arbeit aus forschungsökonomischen Gründen jedoch abgesehen.
Quelle: in Anlehnung an Homburg/Giering, 1996, S. 12.
Vgl. Homburg/Giering, 1996, S. 5; Hennig-Thurau/Thurau, 1999, S. 299.
Vgl. Kapitel 2.1 sowie 3.2.
Hierbei handelt es sich um Faktoren der ersten Faktorenebene.
Ein Strukturmodell drückt die hypothetischen Beziehungen zwischen den Konstrukten (latenten Variablen) aus; diese sind in endogene (mit η bezeichnet) und exogene (mit ξ bezeichnet) zu unterscheiden.
Vgl. Homburg/Baumgartner, 1995, S. 16.
Nicht kausal interpretierbare Beziehungen kann es nur zwischen latenten exogenen Variablen oder zwischen Messfehlern geben (vgl. Backhaus et al., 2000, S. 433).
Die Anforderung an Probanden, eine definierte Aufgabe möglichst gut zu erfüllen, ist vor allem für frühe KVW-Studien (vgl. z.B. Friedman, 1966) und empirische Studien zur Informationsüberlastung typisch (vgl. z.B. Jacoby/Speller/Kohn, 1974; Hagemann, 1988).
Die Gruppendiskussionen fanden im Rahmen des Marktforschungspraktikums (im WS 1999/2000) zwischen bzw. mit Teilnehmern der Veranstaltung statt.
Vgl. Sproles/Kendall, 1986.
Vgl. Walsh/Mitchell/Hennig-Thurau, 2001, S. 83.
Weitere entliehene Indikatoren dienten der Messung von Verhaltensintentionen wie Neigung zu Mundpropaganda und Vertrauen Dazu wurde auf bereits für valide befundene Indikatoren von Hennig-Thurau/Gwinner/Gremler (2000) (Vertrauen) und Walsh (1999b) (Mundpropaganda) zurückgegriffen. Ein Rückgriff auf z.T. bereits empirisch getestete und fur valide befundene Skalen zur Konstruktmessung trägt zur Erhöhung der Validität der Hypothesenüberprüfung bei.
Vgl. Hildebrandt, 1998, S. 89–90; Müller, 1999, S. 144–145.
Mit allen Ausgangsitems wurde eine Korrelationsmatrix erstellt, die Auskunft über die Zusammenhänge zwischen den einzelnen Items gab. Der Vorteil einer dergestalt vorgenommenen Itemreduktion liegt darin, dass zu eliminierende Items nicht subjektiv bzw. willkürlich ausgewählt werden, sondern analytisch (d.h. datenbasiert).
Vgl. zum verwendeten Fragebogen Anhang 3.
Statistical Package for the Social Science (SPSS) in der Version 9.0.
Linear Structural RELationship (LISREL) in der Programmversion-8.12 (Jöreskog/Sörbom, 1993).
Vgl. Forneil, 1986; Homburg, 1995, S. 67; Homburg/Giering, 1996.
Beobachtbare Variablen werden auch als Indikatorvariablen oder Indikatoren bezeichnet, während latente Variablen auch Faktoren oder Konstrukte genannt werden (vgl. Homburg/Baumgartner, 1995, S. 163).
Vgl. Jöreskog/Sörbom, 1979; 1980.
Im Bereich der Marketingforschung war auch Bagozzi (1980) wegweisend.
Vgl. Homburg/Hildebrandt, 1998, S. 24.
Für den kausalanalytischen Ansatz finden sich in der Literatur verschiedene Bezeichnungen, z.B. Kovarianz-Strukturanalyse, Strukturgleichungsmethodologie oder LISREL-Ansatz (vgl. Homburg/Hildebrandt, 1998, S. 17).
Ausführliche Beschreibungen betriebswirtschaftlicher Anwendungsbeispiele finden sich etwa bei Hildebrandt/Homburg, 1998. Kausalanalytische Anwendungsbeispiele aus dem Bereich der Konsumentenverhaltensforschung finden sich z.B. bei Hennig-Thurau, 1998; Monhemius, 1993; Asche, 1990.
Vgl. Cronbach, 1951.
Vgl. Peter, 1979.
Vgl. Malhotra, 1996, S. 305; Robinson/ShaverAVrightsman, 1991.
Vgl. Nunnally, 1978, S. 245.
Vgl. Hüttner/Schwarting, 1999 sowie Hüttner, 1989, S. 224–233.
Vgl. Berekoven/Eckert/Ellenrieder, 1989, S. 225–233.
Vgl. Homburg/Pflesser, 1999.
Bei solchen hypothetischen Konstrukten handelt es sich meist um Größen, die nur vergleichsweise umständlich zu operationalisieren sind, da sie sich einer einfachen bzw. direkten Messung entziehen.
Vgl. Brachinger/Ost, 1996, S. 639.
Die Modellspezifikation umfasst auch die Schritte Definition der Indikatoren und Faktoren sowie die Zuordnung der Indikatoren zu den Faktoren. Des Weiteren werden Korrelationen zwischen Faktoren festgelegt (vgl. Backhaus et al., 1990, S. 261–268).
Die Schätzung der Parameter erfolgt bei LISREL in zwei Schritten. Zuerst werden mittels nicht iterativer Verfahren erste Schätzwerte berechnet, die als Startwerte für eine iterative Schätzung herangezogen werden. Dann werden diese Näherungswerte mit Hilfe einer geeigneten Diskrepanzfunktion schrittweise verbessert und den wahren Werten angenähert. Übliche iterative Methoden sind Maximum-Likelihood (ML) und Unweighted Least Squares (ULS).
Es sei an dieser Stelle erwähnt, dass es keine „richtigen“oder „falschen“kausalanalytischen Modelle im objektiven Sinne gibt und in der relevanten Literatur eine Vielzahl von Gütemaßen zur Beurteilung von Modellen existieren (vgl. Hu/Bentler, 1995, S. 81). An dieser Stelle sind die Gütemaße aufgeführt, die in der empirischen Marketingliteratur am häufigsten verwendet werden.
Vgl. Homburg/Giering, 1996, S. 10.
Nach der Ermittlung des χ2-Werts eines Modells wird die Korrelation zweier Faktoren des Modells auf 1 fixiert und der χ2-Wert erneut berechnet. Überschreitet die Differenz zwischen dem alten und neuen χ2-Wert den definierten Wert von 3,841 (bei p ≤ 0,05), ist von einer Diskriminanzvalidität zwischen den betrachteten Faktoren auszugehen (vgl. Homburg/Giering, 1996, S. 11).
Ein Nachteil ist die Abhängigkeit des χ2-Test von der Stichprobengröße; je größer die Stichprobe, desto schwieriger wird es, ein Modell zu bestätigen. Weiterhin reagiert diese Teststatistik empfindlich auf Abweichungen von der Normalverteilungsannahme der Indikatorvariablen (vgl. Jöreskog/Sörbom, 1989, S. 43). Schließlich ist die Annahme, dass ein Modell im absoluten Sinn „richtig“ist, problematisch, da ein Modell höchstens eine mehr oder weniger gute Approximation an die Realität darstellen kann (vgl. Homburg/Baumgartner, 1995, S. 166).
Vgl. Homburg/Hildebrandt, 1998, S. 35 und die dort angeführte Literatur.
Das Fornell-Larcker-Kriterium fordert, dass die durchschnittliche durch seine Indikatoren erfasste Varianz eines Faktors größer ist als jede quadrierte Korrelation dieses Faktors mit einem anderen Faktor (vgl. Fornell/Larcker, 1981; Homburg/Giering, 1996, S. 11).
Mit Freiheitsgraden wird die Zahl der frei verfügbaren Beobachtungen verstanden, die sich im Allgemeinen aus dem Stichprobenumfang abzüglich der aus der Stichprobe geschätzten Parameter ergeben (vgl. Hüttner, 1989, S. 32).
Vgl.Fornell, 1983, S. 444.
Das heißt, alle empirischen Varianzen und Kovarianzen können durch das Modell errechnet werden (vgl. Backhaus et al., 1990, S. 288).
Vgl. Backhaus et al., 1990, S. 288.
Vgl. Bentier, 1990, S. 241.
Vgl. Homburg/Pflesser, 1999, S. 426–427.
Vgl. Homburg/Baumgartner, 1995, S. 168.
Vgl. Homburg/Giering, 1996, S. 13.
Vgl. Homburg/Baumgartner, 1995, S. 172.
Vgl. Homburg/Baumgartner, 1995, S. 172.
Vgl. Fritz, 1992, S. 140.
Vgl. Homburg/Baumgartner, 1995, S. 172.
Der RMSEA (Root Mean Square Error of Approximation) ist ein inferenzstatistisches Anpassungsmaß, der einen Test auf gute Modellanpassung darstellt (vgl. Homburg/Baumgartner, 1995, S. 166).
In der Literatur finden sich unterschiedlich stringente Empfehlungen für den RMSEA-Wert. So fordern Homburg/Baumgartner (1995, S. 172) einen Wert < 0,05 während Hennig-Thurau (1998, S. 242) ≤ 0,1 für akzeptabel hält. Angesichts des explorativen Charakters dieser Arbeit soll der weniger strenge Werte von a ≤ 0,1 als Richtwert zugrunde gelegt werden.
In der Literatur finden sich unterschiedliche Angaben zum Wert des Cronbachschen a. Während Robinson/Shaver/Wrightsman (1991) einen Wert von > 0,6 für ausreichend halten, fordert Nunnally (1978, S. 245) einen strengeren Wert, nämlich ≥ 0,70.
Vgl. Homburg/Giering, 1996, S. 13. Der t-Wert gibt darüber Auskunft, ob ein Zusammenhang zwischen zwei latenten Variablen signifikant ist.
Quelle: in Anlehnung an Homburg/Giering, 1996, S. 13.
Es gibt verschiedene Faustregeln zur Bestimmung der zu extrahierenden Faktorenzahl. Eine ist das Kaiser-Kriterium, gemäß dem nur so lange Faktoren extrahiert werden, wie deren Eigenwerte > 1 sind. Dahinter steht die Überlegung, dass Faktoren mit zu geringen Eigenwerten (d.h. < 1) wenig zur Varianzerklärung beitragen und deshalb entbehrlich sind (vgl. Backhaus et al., 1990, S. 90).
Drei für die Dimension Stimulusähnlichkeit, vier für Stimulusüberlastung und fünf für Stimulusunklarheit.
Vgl. Robinson/Shaver/Wrightsman, 1991.
Vgl. Hildebrandt, 1998, S. 89–93; Neibecker, 1996, S. 99.
Vgl. Behrens, 1994, S. 214.
Vgl. Richins, 1983.
Vgl. Hoyer/MacInnis, 1997, S, 252; Behrens, 1994, S. 215.
Vgl. Behrens, 1994, S. 215; Weinberg, 1977, S. 116–118.
Vgl. Bork, 1994, S. 59; Mowen/Minor, 1997, S. 100.
Vgl. Behrens, 1994, S. 15.
Die Sozialforscher und Anthropologen Hall/Hall (1990, S. 51) betonen in ihrer interkulturellen Vergleichsstudie diesen Zusammenhang: „The more difficult it is to understand, the more valuable (…) must be, according to German standards.“
In bisherigen empirischen KVW-Studien wurden häufig Studenten- (vgl. z.B. Loken/Ross/Hinkle, 1986) oder Frauenstichproben (vgl. z.B. Poiesz/Verhallen, 1989) gezogen. Kapferers (1995a) Frauenstichprobe war zudem hinsichtlich der Altersstruktur der Probanden (25 – 45 Jahre) wenig repräsentativ. „Richtige“Konsumentenstichproben waren hingegen nicht selten zu klein, so wie die von Balabanis/Craven (1997), die lediglich 50 Personen umfasste.
Der Skewness-Wert (Maß für die Schiefe der Verteilung) lag bei 0,23.
Beim Scheffé-Test werden a posteriori, basierend auf der F-Verteilung, paarweise Vergleichstests simultan durchgeführt (sog. multipler Vergleichstest). Der Scheffé-Test kann als konservativ bezeichnet werden, weil Mittelwertunterschiede erst ab einer größeren Differenz als signifikant ausgewiesen werden (vgl. Malhotra, 1996, S. 564).
Vgl. Weinberg, 1977, S. 106; Reynolds/Darden/Martin, 1974/1975.
Eine solche Tendenz war tatsächlich vorhanden. Der Vergleich der Mittelwerte der vier Altersgruppen beim Faktor Loyalität (der in beiden Kausalmodellen über drei Items operationalisiert wurde) bestätigte, dass mit Zunahme des Alters auch die Loyalität wächst (Mittelwerte: bis 29 Jahre: 3,68; 33 – 44 Jahre: 3,68; 45 – 53 Jahre: 3,76; 54+ Jahre: 3,76), obgleich keiner der Mittelwertunterschiede signifikant war. Es ist jedoch anzunehmen, dass bei einer größeren Stichprobe und einem entsprechend höheren Anteil von Probanden in der hoch-Gruppe, signifikante Unterschiede feststellbar wären.
Vgl. Phillips/Sternthal, 1977.
Der Test der geringsten signifikanten Differenz (Least Significant Distance) wird auf Grundlage einzelner t-Tests zwischen den Gruppenmittelwerten durchgeführt.
Frauen: 3,95; Männer: 3,75; signifikant auf dem 0,05-Niveau. F-Wert: 6,519; p-Wert: 0,012.
Vgl. Townsend/O’Neil, 1990.
Vgl. Kendall Sproles/Sproles, 1990, S. 136–137.
Vgl. Maddox et al., 1978; Campbell, 1973.
Vgl. Hageman, 1988, S. 198.
Vgl. Sternthal/Craig, 1982.
Vgl. Louden/Della Bitta, 1993, S. 628; Kuhlmann, 1990, S. 85 und die dort aufgeführte Literatur.
In zwei schriftlichen Anfragen an die Beiersdorf AG Hamburg, den Hersteller von Nivea Produkten, wurde gefragt, ob es einen Zusammenhang zwischen den Produkten Isana und Nivea Creme gibt. Dies wurde von Seiten der Beiersdorf AG zweimal verneint (vgl. Anlage IA und IB).
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Walsh, G. (2002). Empirische Untersuchung zur Messung von Konsumentenverwirrtheit. In: Konsumentenverwirrtheit als Marketingherausforderung. Gabler Edition Wissenschaft. Deutscher Universitätsverlag, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-322-90145-3_5
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