Auszug
In Kapitel 6 werden die Ergebnisse der Arbeit vor dem Hintergrund des resultierenden theoretischen Erkenntnisgewinns (Hauptabschnitt 6.1) diskutiert sowie die resultierenden Implikationen für die Unternehmenspraxis abgeleitet (Hauptabschnitt 6.2).
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Literatur
Vgl. zu den theoriebezogenen Forschungsfragen Abschnitt 1.2 (S. 11).
Vgl. Meyer / Rowan (1977) und Scott (2001).
Siehe Abschnitt 5.3.3.1 (S. 233 ff.).
Vgl. Payne (2006), S. 766.
Siehe Abschnitt 4.2.6 (S. 142 ff.).
Vgl. Payne (2006), S. 767 und die dort zitierten Quellen.
So limitieren bspw. Virany et al. die Verallgemeinerbarkeit ihrer Operationalisierungen, die auf die Kleincomputerbranche fokussieren, wie folgt: „[...] because of industry differences, specific measures used here may not be appropriate in other industries“, vgl. Virany / Tushman / Romanelli (1992), S. 81.
Vgl. Porter (1985), S. 4–6.
Vgl. Schmalensee (1985), S. 347.
Vgl. Rumelt (1991), S. 178–180.
Vgl. O’Gorman (2001), S. 65.
Siehe Abschnitt 4.2.6 (S. 143) und die dort angegeben Quellen.
Vgl. insb. allgemein Greiner (1972) und für innovative bzw. wachstumsorientierte Unternehmen (KMU) Kazanjian/Drazin (1990) sowie ergänzend Van de Ven/Poole (1995).
Vgl. Aldrich / Ruef (2006), S. 159–163 sowie zur Evolutionstheorie Abschnitt 3.1.1.1 (S. 52 ff.).
Vgl. Abbildung 9 (S. 50) sowie die entsprechenden Ausführungen an dieser Stelle zum Determinismus.
Vgl. Freeman / Carroll / Hannan (1983) und Henderson (1999).
Siehe für die Ergebnisse auf Basis des absoluten Unternehmensalters Tabelle 72 (S. 237) und auf Basis des Unternehmenslebenszyklus Tabelle 74 (S. 238). Einzige Ausnahme ist der mit p=0,091 sehr schwach signifikante Unterschied der Beziehung zwischen Dezentralisierungsgrad und Unternehmenserfolg. Hier ist die in der Forschung vertretene Auffassung, dass mit zunehmendem Unternehmensalter der Dezentralisierungsgrad in erfolgreichen Unternehmen ansteigt, vgl. Kazanjian/Drazin (1990), S. 142, durch diese Arbeit bestätigt. Dies jedoch, wie bereits betont, auf grenzwertigem Signifikanzniveau.
Siehe hierzu Abschnitt 3.1.1.1 (S. 56 f.) und Baum / Calabrese / Silverman (2000), S. 268–269.
Vgl. Baum / Shiplov (2006), S. 63–68.
Hervorhebung im Original.
Vgl. Baum / Shiplov (2006), S. 67.
Vgl. Tabelle 81 (S. 246). Lediglich die Beziehung zwischen Formalisierungsgrad und Unternehmenserfolg wurde signifikant durch das externe Umfeld beeinflusst. Diese Beziehung ist jedoch auf Grund des unbefriedigenden Coefficient of Congruence (CC) nicht interpretierbar bzw. ggf. nicht vorhanden, vgl. Tabelle 80 (S. 245).
Vgl. Aldrich / Fiol (1994) und Lawrence (1999). Diese Sichtweise impliziert eine Abkehr vom deterministischen hin zum voluntaristischen — und hier insb. zum Managementparadigma, vgl. Abbildung 9 (S. 50).
Vgl. Sobel (1995).
Dies ist notwendig, da sichergestellt werden muss, dass erst die Ursache eintritt und zeitlich nachgelagert die Wirkung eintritt. Diese Zeitkomponente kann ex definitione nicht im Rahmen einer Querschnittsanalyse erfasst werden, vgl. Kline (2006), S. 54–58.
Vgl. Shah / Goldstein (2006), S. 162.
Siehe Abschnitt 3.2.1 (S. 74 ff.) sowie speziell zum Thema Kausalität in der Kontingenztheorie Donaldson (2001), S. 137–141.
Rekursivität impliziert, dass lediglich unidirektionale kausale Beziehungen existieren, d.h. eine Variable beeinflusst eine andere ohne Rückkopplungen, vgl. Arbuckle (2005), S. 135–137. Die Untersuchung nichtrekursiver Alternativmodelle ist für die indikative Bewertung der nomologischen Validität und damit auch der Bewertung potenzieller, auf dem Endogenitätsproblem basierender Verzerrungen angeraten (insb. bei empirischen Querschnittsuntersuchungen), vgl. Kline (2006). Die Untersuchung der nicht-rekusiven Alternativmodelle erfolgte auf Basis des kovarianzbasierten SEM. Varianzbasierte SEM ermöglichen lediglich die Untersuchung rekursiver, d.h. unidirektionaler Kausalmodelle, vgl. Fornell/Bookstein (1982).
Vgl. Payne (2006), S. 766.
Vgl. Dess / Newport / Rasheed, (1993), S. 781–783.
Vgl. Gresov / Drazin (1997).
Der Fragebogen diente parallel zwei Forschungsarbeiten als Grundlage. Es musste daher der Umfang des Fragebogens vor dem Hintergrund der darauf aufbauenden Rücklaufquote limitiert werden. Der in Anhang 3 (S. 279 ff.) dargestellte Fragebogen beinhaltet lediglich die Fragen des Autors dieser Arbeit. Siehe zur Parallelarbeit Voll (2008e).
Vgl. Kieser (2006a), S. 236–237 und Child/Ganter/Kieser (1987).
Vgl. Tabelle 48 (S. 207).
Siehe Abschnitt 4.1.1.3 (S. 104 f.).
Siehe Abschnitt 5.1.3 (S. 159 ff.).
Vgl. Van de Ven / Ferry (1980).
Vgl. Meilich (2006) und Kieser/Walgenbach (2007), S. 208–209.
Vgl. Burton / Obel (2004), S. 16–18.
Vgl. Gresov (1989).
Vgl. Ketchen et al. (1997). Vorhersagegüte ist eines der zentralen Kriterien für die Beurteilung von Theorien, vgl. Abbildung 10 (S. 51) und Bacharach (1989) S. 509–510.
Vgl. Gresov / Drazin (1997).
Vgl. Ebben / Johnson (2005).
Siehe Abschnitt 5.3.3.2 (S. 239).
Vgl. Tabelle 77 (S. 242).
„While small businesses in general have problems delegating and determining an appropriate level of control, research indicates that family-business owners may be even more controlling“, vgl., Martin / Lumpkin (2005), S. 1 und ergänzend Feltham/Feltham/Barnett (2005).
Vgl. zu den Globalgütemaßen des Teilgruppenmodells S0I0 Tabelle 58 (S. 216).
Die Festlegung des Gültigkeitsraums einer Theorie ist wesentlich, vgl. Abbildung 10 (S. 51) und Bacharach (1989), S. 498–500. Vgl. für diese Untersuchung am Beispiel des Kongruenzansatzes der Kontingenztheorie Miller (1987). In der Organisationstheorie ist die Festlegung des Gültigkeitsraums einer Theorie besonders relevant. Hofstede notiert (in abweichendem Forschungskontext) auf Basis einer Metaanalyse: “The main finding is that organizations are culture-bound”, vgl. Hofstede (1980), S. 372.
Siehe Abschnitt 4.1.1.3 (S. 104).
Siehe Abschnitt 5.2.2.3 (S. 180).
Vgl. Tabelle 57 (S. 215).
Vgl. Covin / Slevin / Schultz (1994), S. 494.
Vgl. bspw. Meijaard / Brand / Mosselman (2005); Chrisman/Bauerschmidt/Hofer (1998); Chaston (1997) und Slevin/Covin (1990).
Vgl. Covin / Slevin (1989), S. 81.
Vgl. Child (1973), S. 170.
Vgl. Kaiser / Gläser, (1999), S. 54.
Vgl. Burns / Harrison (1996), S. 40.
Quelle: Eigene Darstellung.
Die vier Cluster von Unternehmen mit Mitarbeiterzahlen bis 49 sowie ab 150 Mitarbeitem weisen eine Erklärungsstärke des Zusammenhangs zwischen Organisationsstruktur und Untermehmenserfolg von R2≈15%, die drei Cluster innerhalb des bezeichneten Größenbereichs dagegen ein R2≈30% auf.
Die in dieser Arbeit identifizierte Schwelle von 50 Mitarbeitem, bei deren Erreichen organisationale Veränderungen für weiteres Unternehmenswachstum in Kraft treten müssen, konnte auch von Clifford et al. nachgewiesen werden, vgl. Clifford / Nilakant / Hamilton (1991), S. 45.
Vgl. hierzu Hambrick / Crozier (1985), S. 42–45. Die Autoren benennen u.a. Personalakquise, Unternehmenskultur und Entlohnungsschemata als potenziell wichtige Aufgabenfelder wachsender Unternehmen (neben der eigentlichen operativen Tätigkeiten).
Im KMU-Segment weisen „große“ Unternehmen Mitarbeiterzahlen auf, die über dem Segment-Median von 30 Mitarbeitern bzw. dem Segment-Mittelwert von 53 Mitarbeitern liegen. Siehe hierzu Tabelle 17 (S. 157).
Vgl. Abbildung 39 (S. 225) und Abbildung 40 (S. 225) für die Erfolgswirkung der Teilgruppenmodelle S1I0 und S1I1.
Siehe Abschnitt 5.3.2 (S. 227 ff.) zu idealen und equifinalen strukturellen Konfigurationen.
Ergänzend sei an dieser Stelle erwähnt, dass die Auswertungsergebnisse implizieren, dass kleinere Unternehmen bei Vorliegen hoher interner Unsicherheit eine organische Konfiguration präferieren sollten, siehe Abschnitt 5.3.2 (S. 225 ff.).
Vgl. für die Ergebnisse dieser Auswertung Abbildung 43 (S. 261).
Im Subcluster weisen 21 Unternehmen eine bürokratische Konfiguration auf. Dies ist eine geringere Anzahl als das N=30 bzw. N=50, dass das zentrale Grenzwerttheorem zur Anwendungs parametrischer Test bei Vorliegen einer nichtnormalen Variablen-Verteilung erfordert, vgl. Bohrnstedt / Knoke (1994), S. 88–90 und Kirk (1995), S. 51. Werden parametrischen Tests bei geringeren Stichprobenumfängen als N=30 angewandt, sind die Testergebnisse wahrscheinlich stärker verzerrt.
Konstruktwerte bezogen auf Unternehmen mit Mitarbeiterzahlen zwischen 50 und 150, sowie dem Vorliegen geringer interner Unsicherheit.
Siehe zu den Ausprägungen der Strukturdimensionen der Konfigurationen Abbildung 36 (S. 222).
Vgl. zur entsprechenden Teilgruppe S1I1 Tabelle 66 (S. 229).
Quelle: Eigene Darstellung.
Die Abweichung der Gewicktungsfaktoren zwischen der Gesamtheit aller wachstumsorientierten KMU und des Unternehmensclusters mit einer Mitarbeiterzahl zwischen 50 und 150 ist minimal, so dass das vorgestellte Score-Modell allgemein angewandt werden kann. Die ermittelten Gewichtungsfaktoren basieren auf der messfehlerbereinigten AMOS-Parameterschätzung.
Quelle: Eigene Darstellung.
Das den einzelnen Konstrukdimensionen zugrunde liegende Gewichtungsschema basiert analog dem des Konstrukts „interne Unsicherheit“ einer messfehlerbereinigten AMOS-Parameterschätzung. Die einzelnen Gewichte unterscheiden sich nur minimal zwischen dem Gesamtmodell (alle KMU) und dem besonders relevanten Cluster mit KMU, dessen Unternehmen Mitarbeiterzahlen zwischen 50 und 150 aufweisen. Die Scoring-Modelle können somit universal im gesamten KMU-Kontext angewandt werden.
Quelle: Eigene Darstellung.
Quelle: Eigene Darstellung.
Quelle: Eigene Darstellung.
Quelle: Eigene Darstellung.
Quelle: Eigene Darstellung.
Zur Ermittlung der normativen Scoring-Werte wurden die in den einzelnen Unternehmensclustern (Unternehmensgröße und Flexibilitätsbedarf/interne Unsicherheit) vorherrschenden Ausprägungen der einzelnen Strukturdimensionen mit den im Strukturmodell ermittelten Pfadkoeffizienten als Indikator für die Erfolgswirkung gewichtet. Beispiel: der Durchschnitt der Ausprägung des Dezentralisierungsgrades im Cluster 50–75 Mitarbeiter bei geringem Flexibilitätsbedarf weist einen Ist-Score-Wert von 5,0 auf. Der Pfadkoeffizient zwischen Dezentralisierungsgrad und Unternehmenserfolg beträgt in diesem Cluster γ=+0,27. Der normative Score-Wert wird in diesem Beispiel wie folgt berechnet: Soll-Score=Ist-Score+Skalenmittel * γ. Im Beispiel beträgt der normative Score-Wert für den Dezentralisierungsgrad 6,1 (5+4*0,27=6,1). Positive Erfolgszusammenhänge erhöhen somit den normativen Score verglichen mit dem Durchschnitts-Score im Unternehmenscluster, währen negative Erfolgszusammenhänge diesen Durschschnitts-Score reduzieren. Die Stärke der Erhöhung bzw. Reduktion ist durch die Höhe des Pfadkoeffizienten und damit durch die Stärke des Einflusses einer Strukturdimension auf den Erfolg bestimmt.
Quelle: Eigene Darstellung.
Vgl. Mintzberg (1979), S. 230–232 und Miller/Dröge (1986), S. 543–544.
Vgl. Mintzberg (1979), S. 233 und Miller/Dröge (1986), S. 543–550.
Vgl. Hitt / Hoskisson / Nixon (1993), S. 164–167 und Lawrence/Lorsch (1967a), S. 44–53.
Vgl. Mintzberg (1979), S. 233–235. Der normative Indexwert des Formalisierungsgrades war im Grenzbereich rückläufig (Soll-Indexwert: ≈5).
Vgl. Simon / March (1958), S. 41 und Mintzberg (1979), S. 88.
Vgl. Helfen (2003), S. 150; Eisenstadt (1959) und Randolph/Dess (1984).
Quelle: Eigene Darstellung.
Vgl. zusammenfassend Donaldson (2001), S. 35–60 und ergänzend Burns/Stalker (1961), S. 119–125.
Vgl. Abbildung 42 (S. 258).
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(2009). Diskussion. In: Formale Organisationsstrukturen in wachstumsorientierten kleinen und mittleren Unternehmen. Gabler. https://doi.org/10.1007/978-3-8349-8070-0_6
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