Auszug
Im vierten Kapitel wurden die zu untersuchenden Konzepte inhaitlich hergeleitet, ihr Definitionsbereich festgelegt sowie Hypothesen bezüglich ihrer Wirkungsbeziehungen entwickelt. Damit wurden die Grundlagen für Kapitel 5 gelegt, das die aufgestellten Hypothesen anhand einer geeigneten Methodik empirisch überprüft. Hierzu wird in Abschnitt 5.1 eine adäquate empirisehe Untersuchung konzipiert, deren Durchführung in Absehnitt 5.2 näher beschrieben wird. Abschnitt 5.3 widmet sich der Auswertung der empirischen Ergebnisse.
Access this chapter
Tax calculation will be finalised at checkout
Purchases are for personal use only
Preview
Unable to display preview. Download preview PDF.
Literatur
Vgl. Robson (2002), S. 58.
Vgl. Homburg / Baumgartner (1995b), S. 1092.
Vgl. Homburg / Hildebrandt (1998), S. 17.
Vgl. Homburg / Baumgartner (1995a), S. 162. Zur Verbreitung der Kausalanalyse siehe auch Homburg/ Baumgartner (1995b), S. 1095–1096.
Vgl. Fornell (1982), S. 2; Fornell (1987), S. 408–409.
Vgl. Chin (1998b), S. 297, Betzin/Henseler (2005), S. 20.
Vgl. Herrmann / Huber / Kressmann (2006), S. 35.
Vgl. Fassott (2005), S. 20; Scholderer/Balderjahn (2005), S. 88.
Siehe z. B. Jöreskog (1970); Jöreskog (1973); Jöreskog (1981); Jöreskog (1982); Jöreskog/Sörbom (2002); Bentler/Weeks (1980).
Vgl. Betzin / Henseler (2005), S. 50.
Vgl. Jöreskog / Sörbom (2001); Jöreskog/Sörbom (2002).
Vgl. Arbuckle (1999); Arbuckle/Wottke (2003).
Vgl. Bentler (1995); Mueller (1996).
Vgl. Hildebrandt (2004), S. 542.
Vgl. World (1966); World (1980); World (1982a); World (1982b).
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 715.
Vgl. Fassott (2005), S. 21. Ein umfassender Überblick über die verfügbaren PLS-Softwarepakete sowie eine Bewertung ihres Leistungsvermögens findet sich bei Temme/Kreis (2005).
Edwards und Bagozzi (2000) definieren eine latente Variable als „conceptual term used to describe a phenomenon of theoretical interest“ sowie die dazugehörigen manifesten Variablen als „an observed score gathered through self-report, interview, observation or some other means“. Vgl. Edwards/Bagozzi (2000), S. 156.
Vgl. Betzin / Henseler (2005), S. 50; Bentler (1982b), S. 123–124.
Der Begriff „Konstrukt“ wird in dieser Arbeit parallel zu der Bezeichnung „latente Variable“ geführt. In der Literatur findet man zusätzlich auch den Begriff „Faktor“. Vgl. Homburg / Baumgartner (1995a), S. 163.
Vgl. Diamantopoulos (1994), S. 108; Bentler (1982a), S. 104.
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 716.
Vgl. z. B. Jöreskog/Sörbom (1982), S. 404. Für diese und die folgenden mathematischen Spezifikationen des Struktur-und Messmodells siehe auch Götz/Liehr-Gobbers (2004), S. 717–720 sowie Homburg/ Baumgartner (1995a), S. 163.
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 718. Für eine ausführliche Behandlung verschiedener Arten von Messfehlern auf Indikatorebene und ihre Bedeutung siehe auch Gerbing/Anderson (1984), S. 573–576, sowie allgemeiner Nunnally (1978), S. 190–224.
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 718.
Vgl. Diamantopoulos (1994), S. 112.
Vgl. Chin (1998b), S. 303; Betzin/Henseler (2005), S. 50.
Vgl. Herrmann / Huber / Kressmann (2006), S. 35; Scholderer/Balderjahn (2005), S. 88.
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 721.
Vgl. Herrmann / Huber / Kressmann (2006), S. 39; Yuan/Bentler (1998), S. 365. Zur Relation zwischen PLS-Mechanismen und Maximum-Likelihood-Schätzungen siehe Bookstein (1980), S. 89–90.
Vgl. Dijkstra (1983), S. 76; Scholderer/Balderjahn (2005), S. 91.
Vgl. Chin (1998b), S. 316; World (1980), S. 48; Fornell/Bookstein (1982), S. 443; Barclay/Higgins/ Thompson (1995), S. 290.
Dies impliziert allerdings auch weniger umfassende inferenzstatistische Möglichkeiten als Verfahren, die von einer Normalverteilung der Daten ausgehen. Vgl. Scholderer / Balderjahn (2005), S. 91.
Vgl. Fassott (2005), S. 26.
Vgl. Hulland (1999), S. 202.
Vgl. Fornell / Larcker (1981), S. 40; Götz/Liehr-Gobbers (2004), S. 721.
Vgl. Fassott (2005), S. 27.
Vgl. Chin / Newsted (1999), S. 312; Fornell (1987), S. 425; World (1982b), S. 342.
Vgl. Fornell / Bookstein (1982), S. 443.
Vgl. Chin (1998b), S. 301; Fassott (2005), S. 26.
Vgl. Bagozzi / Yi (1994), S. 19; Herrmann/Huber/Kressmann (2006), S. 41; Chin (1995), S. 317.
Für Gütekriterien zur Beurteilung von Struktur-und Messmodellen mit PLS siehe auch Abschnitt 5.3.1.1 (Vorgehensweise zur Beurteilung eines Messmodells) sowie Abschnitt 5.3.2.1 (Vorgehensweise zur Beurteilung eines Strukturmodells).
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 721; ähnlich auch Chin (1995), S. 319.
Für eine der seltenen (konzeptionellen) Anwendungen siehe Starr / MacMillan (1990).
Siehe auch Abschnitt 4.4 (Moderierende Effekte und die Berücksichtigung von Kontrollvariablen).
Vgl. Avolio / Howell / Sosik (1999), S. 222.
Vgl. Chin / Marcolin / Newsted (2003), S. 197; Smith/Barclay (1997), S. 8.
Vgl. Chin / Newsted (1999), S. 314.
Vgl. Barclay / Higgins / Thompson (1995), S. 303.
Der Stichprobenumfang sollte mindestens das Zehnfache der Anzahl der Indikatoren des umfangreichsten formativen Konstruktes erreichen sowie zehnmal so großsein wie die größte Zahl unabhängiger Variablen, die auf eine endogene Variable laden. Vgl. Chin (1998b), S. 311.
Vgl. Baumgartner / Homburg (1996), S. 146; Hulland (1999), S. 195. Für Anforderungen an die Größe der Stichprobe im Rahmen einer kovarianzbasierten Messung siehe Bentler/Chou (1987), S. 91.
Vgl. Baumgartner / Homburg (1996), S. 149; Herrmann/Huber/Kressmann (2006), S. 39.
Vgl. Hu / Bentler (1999), S. 28.
Vgl. Diamantopoulos (1994), S. 108; Chin (1998a), S. ix; Temme/Kreis (2005), S. 195.
Vgl. Scholderer / Balderjahn (2005), S. 95.
So werden häufig die einzelnen Indikatoren mittels verschiedener mathematischer Operationen zu einer Indexvariablen zusammengefasst und gehen nicht mehr einzeln in die Modellierung ein. Vgl. Fassott (2005), S. 25.
Vgl. MacCallum / Browne (1993), S. 540.
Vgl. MacCallum / Browne (1993), S. 540.
Vgl. Albers / Hildebrandt (2006), S. 16; Diamantopoulos/Winklhofer (2001), S. 274.
Vgl. Albers / Hildebrandt (2006), S. 15; Bookstein (1982), S. 349. Zur Thematik der globalen Optimierung im Zusammenhang mit PLS siehe auch McDonald (1996).
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 721; World (1980), S. 67. Siehe hierzu auch die Ergebnisse der Monte-Carlo-Simulationen von Chin (2003), die für PLS verbesserte Schätzungen mit wachsender Indikatorenzahl nachweisen, nicht aber durch Erhöhungen des Stichprobenumfangs. Vgl. Chin/Marcolin/Newsted (20030, S. 203 und 205. Zur „Consistency at large“-Eigenschaft von PLS siehe auch Hui/World (1982).
Vgl. Scholderer / Balderjahn (2005), S. 91.
Vgl. Fornell / Bookstein (1982), S. 450.
Zu Bedeutung und Funktionen von Messungen im Rahmen des Theorietests siehe auführlich Bagozzi (1982).
Vgl. Homburg / Giering (1996), S. 5; Götz/Liehr-Gobbers (2004), S. 717.
Obwohl sich die in der Literatur empfohlenen Vorgehensweisen entweder auf reflektive oder formative Konstruktentwicklungen beziehen, lässt sich bei beiden Methoden ein ähnliches Grundschema feststellen. Vgl. Abbildung 22: Vorgehensweise zur Erstellung eines Messinstruments.
Vgl. Bagozzi (1981b), S. 378; Fornell/Bookstein (1982), S. 441–442.
Vgl. z. B. Helm (2005a); Reinartz/Krafft/Hoyer (2004).
Derartige Analysen finden sich z. B. bei Jarvis / MacKenzie / Podsakoff (2003), Fassott/Eggert (2005) sowie Fassott (2006). Jarvis/MacKenzie/Podsakoff (2003) kommen in ihrer Revision renommierter internationaler Marketingzeitschriften beispielsweise zu dem Schluss, dass nahezu ein Drittel der publizierten Messmodelle fehlspezifiziert ist. Vgl. Jarvis/MacKenzie/Podsakoff (2003), S. 216.
Vgl. insbesondere Jarvis / MacKenzie / Podsakoff (2003).
Vgl. hierzu und im Folgenden Jarvis/MacKenzie / Podsakoff (2003), S. 203.
Vgl. auch Albers / Hildebrandt (2006), S. 11, mit den dargestellten Beispielen.
Vgl. Jarvis / MacKenzie / Podsakoff (2003), S. 203; MacCallum/Browne (1993), S. 533.
Vgl. Herrmann / Huber / Kressmann (2006), S. 47.
Edwards / Bagozzi (2000) zeigen auf, dass der Kausalitätsbegriff zur Bestimmung der Richtung der Beziehung zwischen Konstrukt und Indikatoren in der Literatur nicht einheitlich verwendet wird und die genaue Definition häufig vage bleibt. Die Forscher leiten aus der Philosophie vier Bedingungen der Kausalität her, um den Begriff im Zusammenhang der Konstruktspezifikation besser zu determinieren. Vgl. Edwards/Bagozzi (2000), S. 157–160.
Vgl. Fassott (2006), S. 84.
Siehe auch Abschnitt 5.1.2 (Erstellung des Messinstruments).
Vgl. Herrmann / Huber / Kressmann (2006), S. 48.
Vgl. Churchill (1979), S. 66; Nunnally (1978), S. 257–265. Für Anwendungen und Weiterentwicklungen siehe z. B. Saxe/Weitz (1982), S. 344; Homburg/Giering (1996), S. 12. Alternative Vorgehensweisen z. B. De Vellis (2003), S. 60–101, Spector (1992), S. 12–68.
Vgl. Diamantopoulos / Winklhofer (2001), S. 269; Herrmann/Huber/Kressmann (2006), S. 50.
In Anlehnung an Churchill (1979), S. 66, sowie Diamantopoulos/Winklhofer (2001), S. 269.
Vgl. Churchill (1979), S. 66; Bohrnstedt (1970), S. 92.
Vgl. Fassott / Eggert (2005), S. 40.
Vgl. Nunnally / Bernstein (1994), S. 484.
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 719.
Vgl. Fassott (2005), S. 40.
Vgl. Herrmann / Huber / Kressmann (2006), S. 50; De Vellis (2003), S. 63–64.
Vgl. Churchill (1979), S. 66.
Vgl. Diamantopoulos / Winklhofer (2001), S. 272.
Siehe Abschnitt 5.1.2.2 (Pre-Test).
Vgl. De Vellis (2003), S. 64.
Siehe Abschnitt 5.1.2.3 (Operationalisierung der Kundenbindungs-Konstrukte).
Vgl. Churchill (1979), S. 68.
Vgl. Little / Lindenberger / Nesselroade (1999), S. 197.
Vgl. Bentler und Chou (1987) halten auch zwei Indikatoren für problematisch, Baumgartner und Homburg (1996) empfehlen die Verwendung von mindestens drei bis vier Indikatoren jelatenter Variable. Vgl. Bentler/Chou (1987), S. 82–83; Baumgartner/Homburg (1996), S. 144.
Vgl. Herrmann / Huber / Kressmann (2006), S. 50.
Zur „Consistency at large“-Eigenschaft von PLS siehe auch Abschnitt 5.1.1.2 (Varianzbasierte Messung mit PLS).
Vgl. Bollen / Lennox (1991), S. 308; Diamantopoulos (1999), S. 447.
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 717.
Siehe auch Abschnitt 5.1.2.2 (Pre-Test).
Vgl. Diamantopoulos / Winklhofer (2001), S. 272.
Vgl. Herrmann / Huber / Kressmann (2006), S. 49; Homburg/Giering (1996), S. 20.
Vgl. Rossiter (2002), S. 326; Rossiter (2005), S. 24.
Insbesondere für formative Indikatoren ist dieser Prozesschritt nicht überschneidungsfreit mit der Selektion der Indikatoren, die ebenfalls nach inhaltlichen Überlegungen erfolgt.
Vgl. Churchill (1979), S. 68.
Vgl. Homburg / Giering (1996), S. 11–12.
Vgl. hierzu und im Folgenden die ausführliche Beschreibung statistischer Gütetests des Messmodells in Abschnitt 5.3.1.1 (Vorgehensweise zur Beurteilung eines Messmodells).
Vgl. Churchill (1979), S. 68.
Als Grenzwert gilt ein Cronbachsches Alpha von mindestens 0,7. Siehe auch Abschnitt 5.3.1.1 (Vorgehensweise zur Beurteilung eines Messmodells).
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 12.
Vgl. Bollen / Lennox (1991), S. 307.
Vgl. Kleinbaum et al. (1998), S. 241.
Diamantopoulos / Winklhofer (2001) weisen daraufhin, dass in der Literatur keine Einigkeit besteht, obund unter welchen Bedingungen formative Indikatoren überhaupt aus einem Index entfernt werden dürfen. Vgl. Diamantopoulos/Winklhofer (2001), S. 272.
Siehe hierzu im Detail Abschnitt 5.3.1.1 (Vorgehensweise zur Beurteilung eines Messmodells).
Churchill weist in diesem Zusammenhang darauf hin, dass eine Faktorenanalyse erst nach Beurteilung der Konstrukt-bzw. Indikatorreliabilität und der damit einhergehenden Indikatorelimination erfolgen sollte. Vgl. Churchill (1979), S. 69.
Auch Rossiter, der sich ansonsten für eine hauptsächlich inhaltlich begründete Konstruktoperationalisierung ausspricht, empfiehlt für reflektive Konstrukte mit abstrakten Attributen eine zusätzliche Faktoranalyse. Vgl. Rossiter (2002), S. 322.
Vgl. Reinartz / Krafft / Hoyer (2004), S. 298; Diamantopoulos/Winklhofer (2001), S. 272; Herrmann/Huber/Kressmann (2006), S. 51.
Vgl. Fassott / Eggert (2005), S. 41.
Vgl. Herrmann / Huber / Kressmann (2006), S. 51; Gerbing/Anderson (1988), S. 191.
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 730.
Vgl. Hunt / Sparkman Jr. / Wilcox (1982), S. 270; Fassott/Eggert (2005), S. 41.
Vgl. Churchill (1979), S. 67.
Gespräche wurden mit Angestellten verschiedener Unternehmensberatungen mit den Spezialgebieten CRM (Customer-Relationship-Management), High-Tech-Marketing, Marketing-Controlling, Mittelstand und Familienunternehmen sowie Technology & Communication geführt}.
Am Pre-Test nahmen wissenschaftliche Mitarbeiter unterschiedlicher deutscher Lehrstühle der Forschungsbereiche Wirtschaftswissenschaften, Entrepreneurship, Innovationsmanagement sowie Wirtschaftsinformatik und Neue Medien teil.
Vgl. Moorman / Zaltman / Deshpandé (1992), S. 319.
Churchill empfiehlt, vor der Eingrenzung der Indikatoren im Rahmen des Pre-Tests bewusst zusätzliche und leicht abweichende Aspekte in den Itempool aufzunehmen. Vgl. Churchill (1979), S. 68.
Bisherige Messungen erfolgten zum Großteil entweder aus Kundensicht oder nur anhand einzelner Kennzahlen. Vgl. hierzu ausführlich Abschnitt 5.1.2.3 (Operationalisierung der Kundenbindungs-Konstrukte).
Vgl. Anderson / Gerbing (1991), S. 734; Göt z/Liehr-Gobbers (2004), S. 719; Moorman/Zaltman/Deshpandé (1992), S. 320.
Vgl. Backhaus et al. (2006) S. 330.
So z. B. Fassott/Eggert (2005), S. 41; Götz/Liehr-Gobbers (2004), S. 719. Moorman/Zaltman/Deshpandé (1992) dagegen bezeichnen den Zuordnungstestals Möglichkeit einer ersten Abschätzung der Diskriminanz-und Konvergenzvalidität. Vgl. Moorman/Zaltman/Deshpandé (1992), S. 320.
Zur Inhaltsvalidität siehe Abschnitt 5.3.1.1 (Vorgehensweise zur Beurteilung eines Messmodells).
Vgl. zu dieser Vorgehensweise Saxe / Weitz (1982), S. 344–345. Ähnlich auch Gatignon et al. (2002), S. 1108, sowie Bearden/Netemeyer/Teel (1989), S. 475.
Damit liegen die beibehaltenen Indikatoren bezüglich ihrer Relevanz deutlich über den von Saxe und Weitz geforderten Werten. Die Autoren setzen als Kriteriuman, dass alle beibehaltenen Indikatoren von mindestens 50% der Befragten als stark repräsentativ eingeschätzt werden sollten. Vgl. Saxe / Weitz (1982), S. 345.
Vgl. Gatignon et al. (2002), S. 1108 Siehe auch Abschnitt 5.1.2.1 (Vorgehensweise zur Erstellung eines Messinstruments).
Vgl. Churchill (1979), S. 68.
Es wurden insgesamt 24 Indikatoren eliminiert oder verdichtet und ein zusätzlicher Aspekt aufgenommen.
So z. B. bei einer Vielzahl von Untersuchungen, die im Rahmen ihrer Analyse Kundendaten eines einzelnen Unternehmens auswerten. Aufgrund der Vielzahl und Heterogenität der zu befragenden Unternehmen erscheinen absolute Kennzahlen jedoch für das Untersuchungsdesign der vorlieg enden Arbeit wenig geeignet.
Vgl. Bagozzi (1994a), S. 39.
Vgl. Jarvis / MacKenzie / Podsakoff (2003), S. 203. Siehe auch Abschnitt 5.1.2.1 (Vorgehensweise zur Erstellung eines Messinstruments).
Vgl. Verhoef (2003), S. 31; ähnlich Reinecke (2004), S. 191–192.
Vgl. Verhoef (2003), S. 31; Sharp/Sharp (1997), S. 476.
Vgl. Bolton (1998), S. 45.
Die Operationalisierung bei Coviello, Winklhofer und Hamilton erfolgt als subjektive Einschätzung relativ zu den Erwartungen. Vgl. Coviello / Winklhofer / Hamilton (2006), S. 45.
Siehe hierzu auch Sapienza / Smith / Gannon (1988), S. 46.
So z. B. Größen auf relativ hohem Detailniveau, die erst im Rahmen eines professionellen Controllings erfasst werden, oder Angaben, die präzise Informationen über den Wettbewerb erfordern.
Vgl. Verhoef / Franses / Hoekstra (2002), S. 209.
Vgl. Provan (1984), S. 818–819; Eggert (1999), S. 175.
Vgl. Wright / Nancarrow (2001), S. 121.
Vgl. Provan (1984), S. 819.
Vgl. Bettencourt (1997), S. 395.
Siehe Abschnitt 4.1.3 (Konzeptualisierung für junge, innovative Unternehmen).
Der Begriff Loyalität wird bei Bettencourt im Sinne von Weiterempfehlung verwendet. Vgl. Bettencourt (1997), S. 385.
Vgl. Bettencourt (1997), S. 386–387.
Vgl. Schoenbachler / Gordon (2002), S. 9.
Siehe Abschnitt 4.3.2.1 (Interaktion: Konzeptualisierung für junge, innovative Unternehmen).
Vgl. Crosby / Stephens (1987), S. 409; Crosby/Evans/Cowles (1990), S. 78.
Des Weiteren wurde die Skalierung an die in dieser Arbeit mehrheitlich verwendete siebenstufige Likert-Skala angepasst mit den Extremwerten „trifft gar nich zu“ bzw. „trifft voll zu“. Die ursprüngliche Skalierung als absolute Anzahl aktiver Kundenkontakte ist aufgrund der Branchenunterschiede innerhalb der Zielgruppe weniger aussagekräftig.
Vgl. Noordewier / John / Nevin (1990), S. 92; Cannon/Homburg (2001), S. 41; Subramani/Venkatraman (2003), S. 60.
Vgl. Heide / John (1992), S. 37.
Die Korrelation allein stellt kein hinreichendes Kriterium für eine reflektive Spezifikation dar, da auch formative Indikatoren miteinander korrelieren können (aber nicht müssen). Vgl. Jarvis / MacKenzie / Podsakoff (2003), S. 203.
Vgl. Brady / Cronin (2001), S. 46.
Die abgedeckten Aspekte sind „Operational Competence“, „Operational Benevolence“ und „Problem-Solving Orientation“. Vgl. Sirdeshmukh / Singh / Sabol (2002), S. 34.
Vgl. Homburg / Schäfer (2002), S. 23. Die Autoren beziehen sich ihrerseits auf die von Saxe und Weitz entwickelte „SOSO“-Skala. Vgl. Saxe/Weitz (1982), S. 345–346.
Vgl. Homburg / Giering (1996), S. 21.
Vgl. Tomczak / Rudolf-Sipötz (2003), S. 142–143; Timmons/Spinelli (2003), S. 192.
Vgl. Homburg / Giering (1996), S. 21.
Vgl. Selnes / Sallis (2003), S. 92.
Siehe auch Abschnitt 4.3.3.1 (Integration: Konzeptualisierung für junge, innovative Unternehmen).
Vgl. Goodwin (1996), S. 409. Der Beitrag befasst sich mit der Herleitung einer geeigneten Operationalisierung des Konstruktes, testet diese aber nicht empirisch.
Vgl. Oliver (1999), S. 39–40.
Vgl. Albers / Hildebrandt (2006), S. 11; Fassott (2006), S. 84.
Vgl. Homburg / Giering (1996), S. 16.
Vgl. Eggert / Fassott (2003), S. 20. Der Beitrag ist 2006 gekürzt erschienen in der zfbf. Vgl. Fassott (2006). Auch Albers und Hildebrandt kritisieren die Spezifikation einiger Konstrukte der Homburg/Giering-Studie als Fehlspezifikationen. Vgl. Albers/Hildebrandt (2006), S. 11.
Siehe Abschnitt 4.3.4.1 (Individualisierung: Konzeptualisierung für junge, innovative Unternehmen).
Vgl. Imhoff / Loftis / Geiger (2001), S. 374 und 467.
Die revidierte Zuordnung wird im Rahmen der empirischen Analyse durch statistische Tests der Diskriminanzvalidität bestätigt, siehe Abschnitt 5.3.1.2 (Gütebeurteilung der reflektiven Messmodelle).
Vgl. Homburg / Schäfer (2002), S. 23.
Vgl. Skaggs / Huffman (2003), S. 786.
Vgl. Knecht (2002), S. 107; Schefczyk (2000), S. 125 und 134.
Im Zusammenhang mit Kundenbindu ng vgl. z. B. Coviello/Winklhofer / Hamilton (2006), S. 45, für die Verwendung subjektiver Erfolgsmaße relativ zu Erwartungen bzw. Reinartz/Krafft/Hoyer (2004), S. 304, für eine subjektive Erfassung relativ zum Wettbewerb.
Vgl. z. B. Rossiter (2005), S. 24.
Vgl. Delmar / Davidsson / Gartner (2003), S. 194.
Vgl. Laker / Pohl / Dahlhoff (2000), S. 136.
Vgl. Chrisman / Bauerschmidt / Hofer (1998), S. 7.
Vgl. Greiner (1972), S. 45.
Siehe Abschnitt 5.2.1 (Bildung der Stichprobe).
Vgl. Delmar / Davidsson / Gartner (2003), S. 193.
Vgl. Sapienza / Smith / Gannon (1988), S. 46.
Vgl. Covin / Slevin (1989), S. 80.
Vgl. z. B. Chandler/Hanks (1993), S. 404–405; Brush/Vanderwerf (1992), S. 168.
Vgl. Smith / Barclay (1997), S. 4; Coviello/Wink Ihofer/Hamilton (2006), S. 45; Reinartz/Krafft/Hoyer (2004), S. 297; Bucklin/Sengupta (1993), S. 33; Anderson/Narus (1990), S. 51.
Vgl. Dess / Robinson (1984), S. 269; Chandler/Hanks (1993), S. 404.
Vgl. Pelham (1999), S. 34; Deshpandé/Farley/Webster (1993), S. 35. Siehe auch Pelham/Wilson (1996), S. 39.
Zur Herleitung der moderierenden Variablen siehe Abschnitt 4.4 (Moderierende Effekte und die Berücksichtigung von Kontrollvariablen).
Vgl. Gatignon et al. (2002), S. 1112.
Vgl. Kazanjian (1988), S. 279.
Vgl. Claas (2006), S. 169.
Vgl. Claas (2006), S. 167–168.
Vgl. Galbraith (1982), S. 74.
Zur Herleitung der Kontrollvariablen siehe Abschnitt 4.4.3 (Berücksichtigung von Kontrollvariablen).
Bei paralleler Existenz beider Industrie-oder Geschäftsarten wurden die Befragten gebeten, sich jeweils auf den dominanten Teil zu beschränken.
Dieses Skalierungsverfahren wurde 1932 von Rensis Likert vorgeschlagen. Siehe hierzu auch Likert (1970).
Vgl. Stier (1999), S. 80.
Vgl. Bagozzi (1981a), S. 200.
Bentler / Chou (1987), S. 80.
Siehe auch Abschnitt 2.1.2 (Junge, innovative Unternehmen: Begriffsverständnis und Abgrenzung).
Vgl. Grupp et al. (2000), S. 81.
Da der Eintrag ins Handelsregister für fast alle Unternehmensformen verpflichtend ist, sind Verzerrungen durch die Nutzung dieser Quelle unwahrscheinlich. Nicht eintragungspflichtig sind GbRs und Partnerschaftsgesellschaften, die allerdings als nicht-kaufmännische Gesellschaften keine Firmen im eigentlichen Sinne darstellen. Vgl. z. B. Gustavus/Böhringer / Melchior (2005).
Die Zuordnung der Firmen zu wissens-und technologieintensiven Wirtschaftszweigen war anhand der entsprechenden WZ-Codes in der verwendeten Datenbank möglich.
Siehe Abschnitt 2.1.2 (Junge, innovative Unternehmen: Begriffsverständnis und Abgrenzung). Vgl. auch Heger (2005), S. 2.
Vgl. Dillman (2000), S. 11.
Siehe Abschnitt 5.2.4.1 (Beurteilung der Datengrundlage: Verwertbarkeit).
Vgl. Berekoven / Eckert / Ellenrieder (2001), S. 112.
So können z. B. bei Verwendung der Software SuperMailer versionsabhängig 500–5000 personalisierte E-Mails in wenigen Minuten versendet werden. Vgl. http://supermailer.de.
Vgl. Granello / Wheaton (2004), S. 388.
Vgl. Schonlau / Fricker / Elliott (2002), S. 18.
Für diese Online-Befragung wurde das Programm PHP-Surveyor verwendet.
Vgl. Dillman / Bowker (2001), S. 160.
Vgl. Berekoven / Eckert / Ellenrieder (2001), S. 112.
Für systematische Verzerrungen siehe auch 5.2.4.2 (Beurteilung der Datengrundlage: Repräsentativität).
Vgl. Robson (2002), S. 233.
Diese Analyse findet sich im Abschnitt 5.2.4.2 (Beurteilung der Datengrundlage: Repräsentativität).
Vgl. Lütters (2004), S. 128; Dördrechter (2006), S. 183.
Dies wurde auch im Pre-Test deutlich. Hier wurde angesichts des Programmieraufwands und der ausstehenden Änderungen bewusst noch keine Online-Version eingesetzt. Mehrere Teilnehmer merkten deshalban, dass sie für die finale Erhebung anstelle der verwendeten Printformate eine Online-Version aufgrund der besseren Handhabbarkeit empfehlen würden.
Auch Grether stellt bei einem Vergleich von Studien verschiedener Erhebungsmethoden fest, dass Teilnehmer elektronischer Befragungen eine höhere Zufriedenheit aufweisen. Vgl. Grether (2003), S. 212–215.
Vgl. Diamantopoulos / Schlegelmilch (1996), S. 505; Berekoven/Eckert/Ellenrieder (2001), S. 113.
Vgl. Robson (2002), S. 249–250.
Vgl. Diamantopoulos / Schlegelmilch (1996), S. 505.
Vgl. Laatz (1993), S. 149.
Vgl. Esser (1986), S. 43.
Vgl. Saunders / Lewis / Thornhill (2003), S. 305.
Eingeleitet wurde das Anschreiben mit der Frage „Wollten Sie nicht schon immer wissen, wie Sie durch Kundenbindung Ihren Unternehmenserfolg steigern können? Und welche Maßnahmen hierfür besonders geeignet sind?“.
Vgl. Berekoven / Eckert / Ellenrieder (2001), S. 115.
Vgl. Diamantopoulos / Schlegelmilch (1996), S. 521.
Vgl. Lütters (2004), S. 148–151.
Vgl. Lütters (2004), S. 159–160.
Jobber und O’Reilly beziffern den Effekt von Nachfassaktionen auf eine um bis zu 12% verbesserte Rücklaufquote. Vgl. Jobber / O’Reilly (1996), S. 32.
Vgl. Robson (2002), S. 250; Berekoven/Eckert/Ellenrieder (2001), S. 116–117; Mitchell/Brown (1997), S. 862; Diamantopoulos/Schlegelmilch (1996), S. 522.
Vgl. Berekoven / Eckert / Ellenrieder (2001), S. 117. Robson (2002) sowie Saunders, Lewis und Thornhill (2003) empfehlen demgegenüber drei Erinnerungsschreiben. Vgl. Robson (2002), S. 250; Saunders/Lewis/ Thornhill (2003), S. 312.
Hierbei wurde stärker als vorher an die Kooperationsbereitschaft der Unternehmen und ihre zentrale Rolle für den Erfolg der Studie appelliert.
Der Fragebogen ist in Anhang 2 beigefügt.
Vgl. Schonlau / Fricker / Elliott (2002), S. 51–52.
Damit werden verschiedene Antwortmuster und Gewohnheiten im Internet-Umgang abgedeckt, so dass die Wahrscheinlichkeit der Entdeckung möglicher Fehlprogrammierungen größer ist als bei Eigentests. Robson empfiehlt, in Testläufe von schriftlichen Fragebögen neben Testern aus dem privaten Umfeld auch Probanden der Zielgruppe einzubeziehen. Vgl. Robson (2002), S. 254.
Vgl. Laatz (1993), S. 214.
Vgl. Deutskens / Ruyter / Wetzels (2004), S. 29–30; Dillman/Tortora (1998), S. 1. Kritisch hierzu Saunders/ Lewis/Thornhill (2003), S. 304.
Vgl. Laatz (1993), S. 149.
Vgl. Schonlau / Fricker / Elliott (2002), S. 45.
Vgl. Robson (2002), S. 396; Diamantopoulos/Schlegelmilch (1996), S. 505. Siehe hierzu auch Abschnitt 5.2.4.1 (Beurteilung der Datengrundlage: Verwertbarkeit).
Vgl. Diamantopoulos / Schlegelmilch (1996), S. 505.
Vgl. Fowler (1995), S. 13.
Eine Ausnahme stellthier die Branchenzugehörigkeit dar, bei der Mehrfachantworten bewusst möglich waren.
Vgl. Haenlein (2004), S. 77; Becker (1999), S. 63.
Auch nach Erhalt des Reports äußerten sich zahlreiche Geschäftsführer sehr positiv und betonten den praktischen Wert der individuell aufbereiteten Daten sowie daraus abgeleiteter Handlungsempfehlungen für ihr Unternehmen.
Siehe Abschnitt 5.2.1 (Bildung der Stichprobe).
Vgl. Fowler (1995), S. 141–142; Schonlau/Fricker/Elliott (2002), S. 31.
Vgl. Bankhofer (1995), S. 89. Für eine Übersicht der einzelnen Verfahren und ihrer Ausprägungsformen siehe auch Hiddemann (2007), S. 93–95.
Vgl. Roth / Switzer III (1995), S. 1010; Schnell/Hill/Esser (2005), S. 468.
Vgl. Schnell / Hill / Esser (2005), S. 468.
Diejenigen eliminierten Datensätze, die bei einem weniger strengen Grenzwert von 30% noch in die Untersuchung eingegangen wären, weisen zudem gehäuft oder gänzlich fehlende Werte bei zentralen abhängigen Variablen (Kundenbindungskonstrukten) auf.
Davon jeweils vier mit fehlenden Werten >30%, >20% und > 10%.
Vgl. Schnell / Hill / Esser (2005), S. 468. Gemessen nach der Elimination von Fragebögen, die insgesamt >10% fehlende Werte aufweisen.
Vgl. Bankhofer (1995), S. 104.
Vgl. Allison (2002), S. 11–12; Bankhofer (1995), S. 104–111; Schafer/Olsen (1998), S. 546–547. Für ein Anwendungsbeispiel im Bereich der Konsumentenverhaltensforschung siehe Noh/Kwak/Han (2004).
Vgl. Bankhofer / Praxmarer (1998), S. 115–116; Bankhofer (1995), S. 155–167.
Vgl. Allison (2002), S. 19–20; Decker/Wagner/Temme (2000), S. 93.
Vgl. Kristensen (2005); Peters/Enders (2002), S. 93.
Vgl. Allison (2002), S. 19. Der EM-Algorithmus ist standardmäßig in dem Softwarepaket SPSS enthalten.
Dies ergibt sich aus 249 fehlenden Datenpunkten der 172 auszuwertenden Fragebögen mit je 92 Indikatoren. Nicht einbezogen wurden Angaben zu Wachstumsphase, Unternehmensdaten und-profil.
Berekoven / Eckert / Ellenrieder (2001), S. 50.
Informationen über andere Merkmale wie z. B. die Verteilung von B2B-und B2C-Unternehmen oder Dienstleistungsunternehmen und herstellender Industrie waren nur für die Stichprobe in ausreichender Qualität vorhanden, da sie im Rahmen der Befragung erhoben wurden.
Die Erhebungsgesamtheit (auch Auswahlgesamtheit, engl. „frame population“ bzw. „survey population“) umfasst alle Elemente, die eine Chance haben, in die Stichprobe zu gelangen. Vgl. Schnell / Hill / Esser (2005), S. 271; Schumann (2006), S. 85.
Siehe hierzu Abschnitt 5.2.1 (Bildung der Stichprobe).
Trotz der zusätzlichen Qualitätsprüfung durch Internetrecherche erfüllten auch von den teilnehmenden Unternehmen 19% nicht die Kriterien der Zielgruppe und wurden nicht in die Auswertung einbezogen. Auch der Vergleich von Erhebungsgesamtheit und Stichprobe ist daher wahrscheinlich teilweise fehlerbehaftet.
Die WZ-Codes definieren sich wie folgt: 29—Herstellung von Geräten der Elektrizitätserzeugung. Elektrizitätsverteilung u. ä.; 32—Rundfunk-, Fernseh-und Nachrichtentechnik; 33—Medizin-, Mess-, Steuer-und Regelungstechnik, Optik; 51—Handelsvermittlung und Großhandel; 70—Grundstücks-und Wohnungswesen; 72—Datenverarbeitung und Datenbanken; 73—Forschung und Entwicklung; 74—Erbringung von Dienstleistungen überwiegend für Unternehmen.
Vgl. Robson (2002), S. 266–267.
Vgl. Fowler (2002), S. 41.
Vgl. Berekoven / Eckert / Ellenrieder (2001), S. 67–68.
Vgl. Armstrong / Overton (1977), S. 397; Moorman/Zaltman/Deshpandé (1992), S. 319.
In einem ersten Schritt ist mittels F-Test (Levene’s Test) zu untersuchen, ob für die zu vergleichenden Werte gleiche Varianzen angenommen werden können. In Abhängigkeit davon werden dann diet-Werte der Mittelwertunterschiede beurteilt (Independent Samples t-Tests for differences in mean values). Vgl. Robson (2002), S. 439–440.
Zweiseitiger t-Test, Signifikanzniveau 0,1.
Zudem wird die Gefahr eines Non-Response Bias primär darin gesehen, dass weniger erfolgreiche Unternehmen mit geringerer Wahrscheinlichkeit teilnehmen. Die Abweichungen dieser Arbeit weisen aber in entgegengesetzte Richtung (niedrigere Durchschnittswerte der frühen Antworten).
Zweiseitiger t-Text, Signifikanzniveau 0,1.
Vgl. Bagozzi / Yi / Phillips (1991), S. 423–424.
Vgl. Anderson / Narus (1990), S. 55.
Vgl. Ernst (2003), S. 1267.
Es handelt sich damit um sog. Key Informant Reports, bei denen Informanten aufgrund eines bestimmten Status oder Wissens bewusst ausgewählt werden, um auf aggregierter Ebene Auskunft über Eigenschaften der Organisation zu geben. Siehe hierzu ausführlich Phillips (1982).
Zweiseitiger t-Test, Signifikanzniveau 0,1.
Vgl. Dillman / Bowker (2001), S. 160.
Auch Schonlau, Fricker und Elliott weisen darauf hin, dass duale Antwort-Modi Verzerrungen minimieren können. Vgl. Schonlau / Fricker / Elliott (2002), S. 29.
24% der Untenehmen wählten die schriftliche Form der Befragung.
Zweiseitiger t-Test, Signifikanzniveau 0,1.
Da die Angaben im Mittel positiver ausfielen wäre eine Überschätzung der Ist-Daten die Folge gewesen.
Dies schließt allerdings theoretisch mögliche Verzerrungen nicht aus, die durch Nicht-Anwendung anderer Erhebungsmethoden verursacht sein könnten, z. B. Interviewtechnik.
Fowler empfiehlt zur Verbesserung der Rücklaufquote, ein alternatives Antwortmedium anzubieten. Vgl. Fowler (2002), S. 50.
Vgl. Robson (2002), S. 266–267.
Vgl. Homburg / Baumgartner (1995a), S. 165.
Vgl. Homburg / Baumgartner (1995a), S. 170.
Vgl. Bagozzi / Yi / Phillips (1991), S. 421.
Vgl. hierzu und im Folgenden Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 727–730.
Vgl. Churchill (1987), S. 65; Homburg/Giering (1996), S. 6–7.
Vgl. Krafft / Götz / Liehr-Gobbers (2005), S. 75; Herrmann/Huber/Kressmann (2006), S. 49; Homburg/Giering (1996), S. 7.
Vgl. Homburg / Baumgartner (1995a), S. 170.
Vgl. Homburg / Giering (1996), S. 8.
Vgl. Homburg / Baumgartner (1995a), S. 170; ebenso Homburg (2000), S. 91 und Balderjahn (1985), S. 257.
Vgl. Hulland (1999), S. 198; Götz/Liehr-Gobbers (2004), S. 727.
Vgl. Carmines / Zeller (1979), S. 27; Hulland (1999), S. 198; Barclay/Higgins/Thompson (1995), S. 295.
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 728.
Vgl. Chin (1998b), S. 307.
Vgl. Krafft / Götz / Liehr-Gobbers (2005), S. 77; Götz/Liehr-Gobbers (2004), S. 728.
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 729; Krafft/Götz/Liehr-Gobbers (2005), S. 78.
Vgl. Jarvis / MacKenzie / Podsakoff (2003), S. 202; Bollen/Lennox (1991), S. 308; Edwards/Bagozzi (2000), S. 155–156.
Vgl. Hulland (1999), S. 199.
Vgl. Cronbach (1951), S. 331.
Vgl. Carmines / Zeller (1979), S. 45; Homburg/Giering (1996), S. 8; Stier (1999), S. 55.
Das Maßgeht im Vergleich zu Cronbachs Alpha nicht von einer Gleichgewiehtung der Indikatoren aus, sondern verwendet hierfür die Indikatorladungen des nomologischen Netzes. Sind die Schätzparameter korrekt, stellt es daher eine bessere Approximation dar. Vgl. Chin (1998b), S. 320; Bollen/Lennox (1991), S. 307; Barclay/Higgins/Thompson (1995), S. 297.
Als alternative Bezeichnungen der Faktorreliabilität (engl. Composite Reliability) finden sich auch die Begriffe modifiziertes Cronbachs Alpha oder Interne Konsistenz.
Vgl. Nunnally (1978); Homburg/Giering (1996), S. 8. Teilweise wird auch 0,6 als Grenzwert empfohlen, vgl. z. B. Homburg/Baumgartner (1995a), S. 170.
Vgl. Fornell / Larcker (1981), S. 46.
Vgl. Chin (1998b), S. 321.
Vgl. Fornell / Larcker (1981), S. 46; Homburg/Baumgartner (1995a), S. 170.
Vgl. Churchill (1979), S. 68; Homburg/Giering (1996).
Vgl. Bollen / Lennox (1991), S. 307; Fassott/Eggert (2005), S. 38–39.
Eine Elimination reduziert in diesem Fall die konzeptionelle Bedeutung des Konstruktes nicht, da redundante Informationen entfernt werden.
Vgl. Diamantopoulos / Winklhofer (2001), S. 272; Bollen/Lennox (1991), S. 307.
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 729.
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 91; Krafft/Götz/Liehr-Gobbers (2005), S. 79.
Vgl. Marquardt (1970), S. 606; Krafft/Götz/Liehr-Gobbers (2005), S. 79.
Bagozzi (1994b), S. 333.
Vgl. Reinartz / Krafft / Hoyer (2004), S. 298.
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 729–730; Krafft/Götz/Liehr-Gobbers (2005), S. 82; Diamantopoulos/ Winklhofer (2001), S. 272.
Vgl. Bohrnstedt (1970), S. 92.
Der Begriff „Faktor“ wird in der Literatur parallel zu den in dieser Arbeit verwendeten Bezeichnungen „Konstrukt“ und „latente Variable“ gebraucht. Vgl. Homburg / Baumgartner (1995a), S. 163.
Vgl. Homburg / Giering (1996), S. 12; Gerbing/Anderson (1988), S. 189.
Auch Backhaus et al. (2006) empfehlen die exploratorische Faktoranalyse für „Entdeckungszusammenhänge“, in denen keine konkreten Vorstellungen über den Zusammenhang von Indikatoren und Variablen bestehen.
Bagozzi / Yi / Phillips (1991), S. 421.
Vgl. Parasuraman / Zeithaml / Berry (1988), S. 28; Stier (1999), S. 57.
Rossiter (2002), S. 308. Vgl. hierzu auch den Folgebeitrag Rossiter, (2005).
Vgl. Krafft / Götz / Liehr-Gobbers (2005), S. 76; Götz/Liehr-Gobbers (2004), S. 728.
Vgl. z. B. Krafft/Götz/ Liehr-Gobbers (2005), S. 76.
Vgl. Anderson / Gerbing (1991), S. 734.
Vgl. Nunnally / Bernstein 1994, S. 484; Diamantopoulos/Winklhofer (2001), S. 271.
Es besteht das Risiko, dass Indikatoren dem Konstrukt zugeordnet werden, das am ehesten in Frage kommt, auch wenn sie es nicht vollständig abbilden.
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 728; Diamantopoulos/Winklhofer, (2001), S. 272.
Vgl. Bagozzi / Phillips (1982), S. 468.
Vgl. Churchill (1979), S. 70.
Vgl. Homburg / Giering (1996), S. 7.
So ordnet Hulland Cronbachs Alpha und die interne Konsistenz als Gütemaße der Konvergenzvalidität ein; Herrmann, Huber und Kressmann spezifizieren Konvergenzvalidität über DEV und Konstruktreliabilität. Vgl. Hulland (1999), S. 199; Herrmann/Huber/Kressmann (2006), S. 49.
Bagozzi / Yi / Phillips (1991), S. 434.
Vgl. Homburg / Giering (1996), S. 11.
Vgl. Herrmann / Huber / Kressmann (2006), S. 59.
Bootstrapping und Jackknifing produzieren Unterstichproben durch mehrmaliges zufälliges Ziehen und Zurücklegen von Datensätzen der Originalstichprobe. Die auf diese Weise generierten Gruppen enthalten jeweils die gleiche Anzahl Elemente wie die Originalstichprobe und werden zu einer Quasi-Grundgesamtheit zusammengefasst, für die sich Signifikanzwerte berechnen lassen. Vgl. Herrmann / Huber / Kressmann (2006), S. 40. Eine kritische Voraussetzung hierfür ist die Repräsentativität der Originalstichprobe, die für die vorliegende Stichprobe angenommen werden kann. Vgl. Mooney/Duval (1993), S. 6, sowie zur Repräsentativitätsanalyse dieser Stichprobe Abschnitt 5.2.4.2 (Beurteilung der Datengrundlage: Repräsentativität).
Vgl. Barclay / Higgins / Thompson (1995), S. 298.
Vgl. Chin (1998b), S. 320.
Die Bestimmung des kritischen Signifikanzniveaus von 0,1 erfolgte über die Analyse der Teststärke. Siehe hierzu aus führlich Abschnitt 5.3.2.1 (Vorgehensweise zur Beurteilung eines Strukturmodells). Da Ladungen nicht negativ sein können, wurde ein einseitiger Test verwendet.
Hier gilt die gleiche Argumentation wie in den Ausführungen zur Konstruktreliabilität.
Auch dies erfolgt unter Anwendung des Bootstrapping-Verfahrens.
Vgl. Hulland (1999), S. 199; Bagozzi/Phillips (1982), S. 469; Little/Lindenberger/Nesselroade (1999), S. 196.
Vgl. Chin (1998b), S. 326–327.
Diese sog. Cross-Loading-Analyse ist ein der Faktoranalyse ähnliches Verfahren.
Dieses Gütekriterium wird daher auch als Fornell-Larcker-Kriterium bezeichnet.
Vgl. Fornell / Larcker (1981), S. 46; Krafft/Götz/Liehr-Gobbers (2005), S. 75.
Diese Darstellung ist identisch mit dem Vergleich der DEV und den quadrierten Korrelationen.
Vgl. Hulland (1999), S. 200.
Für eine ausführliche Beschreibung der Vorgehensweise und der angelegten Kriterien zur Selektion der finalen Indikatoren siehe Abschnitt 5.1.2.2. (Pre-Test).
Vgl. Krafft / Götz / Liehr-Gobbers (2005), S. 77.
Grundsätzlich hätte auch die Anwendung eines Grenzwertes der Indikatorreliabilität von 0,4 argumentiert werden können, dies hätte nicht zu einem Ausschluss von Indikatoren geführt. Da einerseits auch nach der Elimination ausreichend Indikatoren zur Verfügung stehen und andererseits die Konstrukte der Kundenbindung im Zentrum des Forschungsmodells stehen, wurden hier im Sinne der Güte der Konstrukte die strikteren Kriterien angewendet.
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 729.
Siehe Abschnitt 5.1.2.2 (Pre-Test).
Vgl. Homburg / Giering (1996), S. 21. Siehe auch Abschnitt 5.1.2.4 (Operationalisierung der Konstrukte des Beziehungsmanagements).
Vgl. Chin (1998b), S. 327.
Siehe Abschnitt 4.4 (Moderierende Effekte und die Berücksichtigung von Kontrollvariablen).
Siehe Tabelle 54 und 55 in Anhang 3 sowie Tabelle 70 und 71 in Anhang 4.
Die Unterschiedlichkeit der formativen Konstrukte in den Untergruppen bedeutet gleichzeitig, dass sie nur eingeschränkt vergleichbar sind. Hierauf geht Abschnitt 5.3.3 (Analyse moderierender Effekte) ein.
Vgl. Baumgartner / Homburg (1996), S. 144.
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 730.
Vgl. Chin (1998b), S. 316.
Vgl. Chin (1998b), S. 316–317.
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 64; Barclay/Higgins/Thompson (1995), S. 299.
Vgl. Geisser (1975); Stone (1974).
Vgl. Fornell / Cha (1994), S. 72.
Vgl. Krafft / Götz / Liehr-Gobbers (2005), S. 85.
Vgl. Fornell / Cha (1994), S. 71.
Vgl. Hermann / Huber / Kressmann (2006), S. 57.
Vgl. Herrmann / Huber / Kressmann (2006), S. 58.
Bagozzi (1982), S. 14.
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 730.
Vgl. Gerbing / Anderson (1988), S. 191; Homburg/Giering (1996), S. 7–8.
Die nomologische Validität wird dabei insbesondere zur nachträglichen Güteprüfung formativer Konstrukte empfohlen, da diese sich „harten“ Gütemaßen stärker entziehen., Siehe hierzu Abschnitt 5.3.1.1 (Vorgehensweise zur Beurteilung eines Messmodells).
Zur Erläuterung dieser Vorgehensweise siehe Abschnitt 5.3.2.1 (Vorgehensweise zur Beurteilung eines Strukturmodells).
Vgl. Cohen (1987), S. 14.
Vgl. Baroudi / Orlikowski (1989), S. 88.
Vgl. Schlittgen (1996), S. 333.
Sie beziehen sich damit auf frühe Forschungsstadien, in denen Fehler zweiter Ordnung zu einer Einstellung der Forschungstätigkeit führen können. Vgl. Baroudi / Orlikowski (1989), S. 88–89.
Vgl. Bagozzi / Baumgartner (1994), S. 404.
Vgl. Cohen (1987), S. 1.
Vgl. Cohen (1987), S. 5.
Vgl. Chin / Marcolin / Newsted (2003), S. 195; Baroudi/Orlikowski (1989), S. 90.
Vgl. z. B. Ferguson/Ketchen Jr. (1999), S. 390.
Vgl. z. B. Baroudi/Orlikowski (1989), S. 91; Haenlein (2004), S. 102.
Vgl. Erdfelder (1984), S. 27–29.
Vgl. Cohen (1987), S. 14; Erdfelder (1984), S. 27.
Vgl. Jain (1994), S. 168.
Vgl. z. B. Wangenheim (2003); Hennig-Thurau et al. (2004); Brown et al. (2005).
Reinartz, Krafft und Hoyer (2004) können in ihrer CRM-Studie 24% der Varianz des subjektiven Unternehmenserfolgs auf Kundenbeziehungsmanagement zurückführen. Reinartz/Krafft/Hoyer (2004), S. 299.
Vgl. Erdfelder / Faul / Buchner (1996).
Dieser Wert ist als gut zu bezeichnen, üblicherweise wird eine Teststärke von 80% gefordert. Vgl. Fassott (2005), S. 28.
Da gerichtete Hypothesen formuliert wurden, ist ein einseitiger Test durchzuführen.
Für die Teilmodelle ergeben sich abweichende Werte, diese sind an entsprechender Stelle separat ausgewiesen. Siehe Abschnitt 5.3.2.3 (Gütebeurteilung der Teilmodelle).
Die Gütebeurteilung der jeweiligen Messmodelle findet sich in Anhang 3 und 4.
Es ergibt sich ein Median von 4,04. Die (vergleichsweise) weniger innovative Unternehmensgruppe weist damit durchschnittliche Innovationsgrade von 1,00 bis einschließlich 4,00 auf, die Werte der stärker innovativen Gruppe reichen von 4,09 bis 7,00. Die schiefe Verteilung ist plausibel da die Zielgruppe insgesamt aus eher innovativen Firmen besteht.
Das Signifikanzniveau von 0,01 wird nicht ausgewiesen, da es aufgrund einer Power <50% als statistisch nicht verlässlich angesehen wird.
Siehe Abschnitt 4.4 (Moderierende Effekte und die Berücksichtigung von Kontrollvariablen).
Vgl. Eggert / Fassott / Helm (2005), S. 104–105.
Vgl. Chin / Marcolin / Newsted (2003), S. 193.
Vgl. Götz / Liehr-Gobbers (2004), S. 725.
Vgl. Chin / Marcolin / Newsted (2003), S. 199.
Vgl. Eggert / Fassott / Helm (2005), S. 108; Götz/Liehr-Gobbers (2004), S. 725–726.
Dies kommt in der Effektstärke f2 zum Ausdruck mit f2=[R2 (Interaktionsmodell)−R2 (Basismodell)]/ [1-R2 (Basismodell)]. Vgl. Chin / Marcolin / Newsted (2003), S. 211.
Vgl. z. B. Eggert/Fassott / Helm (2005), S. 109; Götz/Liehr-Gobbers (2004), S. 727.
Vgl. Carte / Russell (2003), S. 482–485.
Vgl. Eggert / Fassott / Helm (2005), S. 110.
Vgl. z. B. Keil et al. (2000); Venkatesh (2000); Venkatesh/Morris (2000).
Vgl. Avolio / Howell / Sosik (1999), S. 222.
Ein ähnlicher Umfang der Gruppen stellt eine Voraussetzung für die folgenden Signifikanztests der Unterschiedlichkeit der Subpopulationen dar.
Da nicht wie bei Interaktionstermen Indikatorprodukte gebildet werden, können auch univariate Größen einer Analyse unterzogen werden.
Vgl. Carte / Russell (2003), S. 493.
Vgl. Chin (2000).
Vgl. Stevens (2002), S. 244.
Maximale Anzahl der Wirkungsbeziehungen auf ein endogenes Konstrukt oder Anzahl der Indikatoren des größten formativen Konstruktes multipliziert mit 10. Vgl. Chin (1998b), S. 311.
Vgl. Carte / Russell (2003), S. 493.
Vgl. Teel / Verran (1991), S. 69.
Vgl. Pinneau / Newhouse (1964), S. 275.
Vgl. Tucker (1951).
Vgl. Teel / Verran (1991), S. 70.
Siehe hierzu auch die ergebnislose Beispielkalkulation von Eggert, Fassott und Helm sowie das breite Spektrum möglicher Erklärungen. Vgl. Eggert / Fassott / Helm (2005), S. 111–114.
Maximale Anzahl der Wirkungsbeziehungen auf ein endogenes Konstrukt (= 7) oder Anzahl der Indikatoren des größten formativen Konstruktes (= 7) multipliziert mit 10. Vgl. Chin (1998b), S. 311.
Für ihre Herleitung siehe Abschnitt 4.4.3 (Berücksichtigung von Kontrollvariablen).
Es wurden 6.3% signifikante Unterschiede der Indikatoren von B2B vs. B2C nachgewiesen sowie 4,8% signifikante Unterschiede der Indikatoren von Service-vs. Produktgeschäft (zweiseitiger t-Test, Signifikanzniveau 0,1). Siehe Abschnitt 5.2.4.2 (Beurteilung der Datengrundlage: Repräsentativität).
Ein paarweiser Vergleich der einzelnen Branchen war aufgrund der geringen Gruppengröße je Branche nicht möglich. Als Voraussetzung für die Anwendbarkeit des t-Tests müssen die Stichprobenmittelwerte eine Normalverteilung aufweisen. Diese wird bei hinreichender Stichprobengröße allgemein angenommen, und zwar ab einem Grenzwert von N=30 bzw. N1+N2=50 bei zwei zu vergleichenden Stichproben. Im paarweisen Branchenvergleich konnten diese Grenzwerte nicht erreicht werden. Vgl. Bortz (1999), S. 135 und 138.
Im Einzelnen ergaben sich für die Branchen folgende Prozentwerte signifikant unterschiedlicher Indikatoren: Life Sciences 6,3%, Kommunikation, Medien & Entertainment 6,3%, Internet 4,8%, IT-Services 12,7%, Software 0% sowie Hochtechnologie 6,3%.
In den Teilmodellen wurde eine höhere Anzahl von Indikatoren eliminiert, da aus Vergleichbarkeitsgründen auch „gute“ Indikatoren eines Modells entfernt wurden, wenn sie in einem anderen Teilmodell den Grenzwert unterschritten.
Rights and permissions
Copyright information
© 2008 Gabler | GWV Fachverlage GmbH, Wiesbaden
About this chapter
Cite this chapter
(2008). Empirische Überprüfung des Kundenbindungsmodells. In: Kundenbindung in jungen, innovativen Unternehmen. Gabler. https://doi.org/10.1007/978-3-8349-8125-7_5
Download citation
DOI: https://doi.org/10.1007/978-3-8349-8125-7_5
Publisher Name: Gabler
Print ISBN: 978-3-8349-1286-2
Online ISBN: 978-3-8349-8125-7
eBook Packages: Business and Economics (German Language)