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Empirische Grundlagen

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Auszug

Mit der Entwicklung der Untersuchungsmodelle und der Generierung der Forschungshypothesen ist der theoretisch-konzeptionelle Teil der Arbeit abgeschlossen. Die postulierten modelltheoretischen Wirkungszusammenhänge sollen im Folgenden einer empirischen Überprüfung unterzogen werden. Hierfür ist es im Vorfeld der Datenerhebung und Datenauswertung erforderlich, eine den Untersuchungszwecken dienliche Erhebungskonzeption festzulegen, die vor allem die Auswahl der Erhebungseinheiten sowie der Erhebungsmethode beinhaltet.704 Daher soll im folgenden Abschnitt 7.1 zunächst die Konzeption der Erhebung vorgestellt werden, welche die Erhebung der empirischen Daten (vgl. Abschnitt 7.1.1) sowie die erzielte Datengrundlage (vgl. Abschnitt 7.1.2) umfasst. Anschließend widmet sich Abschnitt 7.2 der Konzeptualisierung und Operationalisierung der betrachteten latenten Variablen. Neben den Grundlagen der Konstruktkonzeptualisierung und -operationalisierung (vgl. Abschnitt 7.2.1) beinhaltet dieser Abschnitt eine detaillierte Durchführung der Gütebeurteilung der reflektiven Messmodelle (vgl. Abschnitt 7.2.2) sowie der formativen Messmodelle (vgl. Abschnitt 7.2.3). Die quantitative Gütebeurteilung der im Rahmen dieser Untersuchung betrachteten Konstrukte ist als Voraussetzung für die spätere empirische Überprüfung der Untersuchungsmodelle in Kapitel 8 anzusehen.

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Literatur

  1. 704.
    Vgl. Betz (2003), S. 61.Google Scholar
  2. 709.
    Die Grundgesamtheit umfasst alle für die Untersuchung relevanten Personen; vgl. Scheffler (2000), S. 61.Google Scholar
  3. 710.
    Vgl. hierzu Hippner/ Rentzmann/ Wilde (2006), S. 206; Berekoven/Eckert/Ellenrieder (2004), S. 110–112; Häder (2000), S. 2; Scheffler (2000), S. 66 f. und 70 f.; Schell/Hill/Esser (1999), S. 352 f.Google Scholar
  4. 713.
    Die Intervallskalierung bildet eine Grundvoraussetzung für die Schätzung von Strukturgleichungsmodellen; vgl. Bagozzi (1981), S. 200. Die vielfach in der sozialwissenschaftlichen sowie betriebswirtschaftlichen empirischen Forschung herangezogenen Ratingskalen (ordinales Skalenniveau) können nach gängiger Forschungspraxis aber als quasi-metrisch betrachtet werden, sofern sie äquidistant sind; vgl. Bortz (1999), S. 27 f. Um die strukturgleichungsanalytischen Annahmen stetiger Variablen jedoch nicht nachhaltig zu verletzen, werden mindestens fünf, besser sieben Skalenpunkte empfohlen; vgl. Zinnbauer/Eberl (2005), S. 566; Bagozzi (1981), S. 200.Google Scholar
  5. 715.
    Nach dem Verfahren der Zufallsauswahl hat jedes Element der Grundgesamtheit eine berechenbare identische Chance, in die Stichprobe einbezogen zu werden; vgl. Herrmann/ Homburg (2000), S. 20.Google Scholar
  6. 716.
    Vgl. hierzu auch Schell/ Hill/ Esser (1999), S. 342 f., die den Rückgriff auf das Telefonbuch für die Stichprobengewinnung in der Bundesrepublik Deutschland als gerechtfertigt ansehen. Darüber hinaus sehen diese Autoren keine begründete Annahme für signifikante Unterschiede in der soziodemographischen Zusammensetzung von Stichproben bei unterschiedlich komplexen Auswahlverfahren in der telefonischen Stichprobenbildung.Google Scholar
  7. 717.
    Vgl. zu dieser Vorgehensweise auch Häder (2000), S. 8; Schell/Hill/Esser (1999), S. 344.Google Scholar
  8. 718.
    Vgl. Berekoven/ Eckert/ Ellenrieder (2004), S. 111, die darauf hinweisen, dass insbesondere am Telefon die Gefahr der Ablehnung einer Interviewanfrage schnell gegeben ist, da vor allem die Legitimation des Interviewers durch den Probanden nicht unmittelbar überprüft werden kann.Google Scholar
  9. 719.
    Die Ausschöpfungsquote (Stichprobenumfang minus Verweigerer) bei telefonischen Befragungen ist sehr themenabhängig und liegt in der Praxis zwischen 10 % und 80 %; vgl. Berekoven/ Eckert/ Ellenrieder (2004), S. 111.Google Scholar
  10. 722.
    Die Analyse der fehlenden Werte, die der Vorgehensweise von Krafft/ Albers/ Lal (2004), S. 274, folgt, zeigte, dass unterhalb eines Beantwortungsanteils von 85 % der Fragen der Anteil an fehlenden Werten überproportional ansteigt. Daher wurden nur Datensätze für die weitere Analyse berücksichtigt, die weniger als 16 fehlende Werte (Teilnehmer) bzw. 6 fehlende Werte (Nicht-Teilnehmer) aufwiesen. Dies entspricht einem Eliminationskriterium auf Probandenebene von 15 %. Dieser Wert wurde ebenfalls für die Löschung einzelner Indikatoren herangezogen.Google Scholar
  11. 724.
    Vgl. hierzu und im Folgenden Backhaus et al. (2006), S. 240–243; Bortz (1999), S. 165–170.Google Scholar
  12. 725.
    Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 241.Google Scholar
  13. 726.
    Dies wäre nur dann der Fall, wenn sämtliche Merkmale innerhalb der durch die herangezogenen Merkmale gebildeten Schichten homogen verteilt sind; vgl. Schell/ Hill/ Esser (1999), S. 286.Google Scholar
  14. 727.
    Vgl. ähnlich Betz (2003), S. 69; Fritz (1995), S. 114.Google Scholar
  15. 728.
    Vgl. Albers/ Götz (2006), S. 669.Google Scholar
  16. 729.
    Hair et al. (2006), S. 707.Google Scholar
  17. 730.
    Unter dem Begriff der Konzeptualisierung wird die Erarbeitung der relevanten Dimensionen des zu untersuchenden Konstrukts verstanden; vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 5.Google Scholar
  18. 731.
    Aufbauend auf der Konzeptualisierung wird im Rahmen der Operationalisierung ein geeignetes Messinstrument für das hypothetische Konstrukt entwickelt; vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 5.Google Scholar
  19. 733.
    Vgl. Schnell/ Hill/ Esser (1999), S. 123–125. Zum Schema der Skalenkonstraktion siehe Hildebrandt/Temme (2006), S. 619 f.Google Scholar
  20. 734.
    Vgl. Betz (2003), S. 85 f.Google Scholar
  21. 735.
    Vgl. Hildebrandt/ Temme (2006), S. 620.Google Scholar
  22. 736.
    Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 718.Google Scholar
  23. 737.
    Vgl. Eberl (2006), S. 652.Google Scholar
  24. 738.
    Vgl. Hildebrandt/ Temme (2006), S. 620.Google Scholar
  25. 739.
    Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 718.Google Scholar
  26. 740.
    Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 719.Google Scholar
  27. 741.
    Vgl. Berekoven/ Eckert/ Ellenrieder(2004), S. 89; Schnell/Hill/Esser (1999), S. 145.Google Scholar
  28. 742.
    Vgl. Berekoven/ Eckert/ Ellenrieder (2004), S. 89.Google Scholar
  29. 743.
    Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 6.Google Scholar
  30. 744.
    Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 727.Google Scholar
  31. 746.
    Vgl. Homburg/Giering (1996), S. 6.Google Scholar
  32. 747.
    Vgl. ai]Hildebrandt/ Temme (2006), S. 621. Ein Messinstrument kann zwar eine hohe Rehabilität aufweisen, ohne valide zu sein, nicht aber umgekehrt; vgl. Schnell/Hill/Esser (1999), S. 148.Google Scholar
  33. 748.
    Vgl. Churchill (1979), S. 65.Google Scholar
  34. 749.
    Vgl. Hildbrandt/ Temme (2006), S. 621.Google Scholar
  35. 750.
    Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 727; Bomstedt (1970), S. 92.Google Scholar
  36. 751.
    Vgl. Homburg/ Baumgartner (1995a), S. 165; Bagozzi/Phillips (1982), S. 468.Google Scholar
  37. 752.
    Vgl. Bagozzi/ Phillips (1982), S. 469.Google Scholar
  38. 753.
    Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 7 f.; Bagozzi (1979), S. 24.Google Scholar
  39. 754.
    Vgl. Homburg (2000), S. 88; Fornell (1982), S. 1 f.Google Scholar
  40. 755.
    Vgl. hierzu und im Folgenden Homburg/ Giering (1996), S. 8.Google Scholar
  41. 756.
    Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 330.Google Scholar
  42. 757.
    Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 727.Google Scholar
  43. 758.
    Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 295.Google Scholar
  44. 759.
    Vgl. Peter (1997), S. 179; Homburg/Giering (1996), S. 8.Google Scholar
  45. 760.
    Vgl. hierzu und im Folgenden Backhaus et al. (2006), S. 276 f.Google Scholar
  46. 762.
    Vgl. Kaiser/Rice (1974), S. 112. Siehe auch Hair et al. (2006), S. 103.Google Scholar
  47. 763.
    Allerdings setzt die Anwendung des Tests voraus, dass die Variablen der Stichprobe normalverteilt sind und die entsprechende Prüfgröße annähernd Chi-Quadrat-verteilt ist. Da in der vorliegenden Stichprobe die Normalverteilung der Daten nicht uneingeschränkt bestätigt werden konnte, kommt dem Bartlett-Test zur Gütebeurteilung der Faktorstruktur anhand der vorliegenden Daten nur eine eingeschränkte Aussagekraft zu. Zum Bartlett-Test siehe Backhaus et al. (2006), S. 274 f.Google Scholar
  48. 764.
    Vgl. Cronbach (1951), S. 331 f. Siehe auch Hair et al. (2006), S. 102.Google Scholar
  49. 765.
    Vgl. Carmines/ Zeller (1979), S. 45.Google Scholar
  50. 766.
    Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 8.Google Scholar
  51. 767.
    Vgl. Nunnally (1978), S. 245.Google Scholar
  52. 768.
    Vgl. Peter (1997), S. 180, die für eine Anzahl von bis 3 Indikatoren Werte ab 0,4 für ausreichend erachtet. An dieser Stelle ist jedoch explizit darauf hinzuweisen, dass es sich bei diesem Wert nicht um einen statistisch begründbaren kritischen Wert handelt, sondern vielmehr um eine heuristische Orientierungsgröße. Die abschließende Entscheidung über die ausreichende Güte eines Messmodells ist daher trotz der durch kritische Werte verfügbar gemachten Entscheidungshilfe auch von inhaltlichen Überlegungen des Forschers abhängig.Google Scholar
  53. 769.
    Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 8 f.; Churchill (1979), S. 68.Google Scholar
  54. 770.
    Vgl. hierzu ausführlich Gerbing/ Anderson (1988), S. 188–191.Google Scholar
  55. 771.
    Vgl. Gerbing/ Anderson (1988), S. 189; Aaker/Bagozzi(1979), S. 149.Google Scholar
  56. 772.
    Vgl. Zinnbauer/ Eberl (2004), S. 7.Google Scholar
  57. 773.
    Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 330.Google Scholar
  58. 774.
    Eine ausführliche Darstellung möglicher Gütekriterien zur Beurteilung von Strukturmodellen findet sich bei Homburg/ Baumgartner (1995a), S. 165–172.Google Scholar
  59. 775.
    Vgl. Homburg/ Baumgartner (1995a), S. 165.Google Scholar
  60. 776.
    Die Auswahl der Gütekriterien orientiert sich im Folgenden an den Ausführungen von Betz (2003), S. 79–85.Google Scholar
  61. 777.
    Vgl. Eberl/ Zinnbauer (2005), S. 592.Google Scholar
  62. 778.
    Vgl. Homburg (2000), S. 91 f.Google Scholar
  63. 779.
    Vgl. Homburg/ Baumgartner (1995a), S. 170.Google Scholar
  64. 780.
    Vgl. Bagozzi (1982), S. 156.Google Scholar
  65. 781.
    Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 727.Google Scholar
  66. 782.
    Vgl. hierzu Hulland (1999), S. 198, der verschiedene Ursachen und Auswirkungen für geringe Indikatorreliabilitäten bei neu entwickelten Messmodellen diskutiert.Google Scholar
  67. 783.
    Vgl. Bagozzi/ Baumgartner (1994), S. 402.Google Scholar
  68. 784.
    Vgl. Bagozzi/ Yi (1988), S. 80; Fornell/Larcker (1981), S. 45 f.Google Scholar
  69. 785.
    Vgl. Bagozzi/ Yi (1988), S. 82.Google Scholar
  70. 786.
    Vgl. Zinnbauer/ Eberl (2004), S. 9.Google Scholar
  71. 787.
    Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 379.Google Scholar
  72. 788.
    Da in der vorliegenden Untersuchung nach Berechnung des Kolmogorov-Smirnov-Tests und der Analyse der Histogramme nicht von einer Normalverteilung der Daten auszugehen ist, wird auf die in vielen Fällen angewandte Berechnung der Liklehood-Ratio-Teststatisik im Rahmen der globalen Gütebeurteilung verzichtet. Dieser Chi-Quadrat-Test kann deshalb nicht herangezogen werden, da hierfür u. a. alle beobachteten Variablen eine annähernde Normalverteilung aufweisen müssen und die Schätzung bei nicht normalverteilten Daten mit verzerrten Ergebnissen verbunden ist; vgl. Backhaus et al. (2006), S. 379 f.; Betz (2003), S. 80 f.Google Scholar
  73. 789.
    Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 380.Google Scholar
  74. 790.
    Vgl. Zinnbauer/ Eberl (2004), S. 11.Google Scholar
  75. 791.
    Vgl. Fritz (1995), S. 126; Homburg/Baumgartner (1995a), S. 167 und S. 172.Google Scholar
  76. 792.
    Vgl. Eberl/ Zinnbauer (2005), S. 593.Google Scholar
  77. 793.
    Vgl. Fritz (1995), S. 126.Google Scholar
  78. 795.
    Vgl. Bentler/ Bonnet (1980), S. 600.Google Scholar
  79. 796.
    Vgl. Betz (2003), S. 83.Google Scholar
  80. 797.
    Vgl. Eberl/ Zinnbauer (2005), S. 595.Google Scholar
  81. 798.
    Vgl. Betz (2003), S. 83 f.; Fritz (1995), S. 140–142.Google Scholar
  82. 799.
    Vgl. hierzu auch Homburg/ Baumgartner (1995a), S. 172, die ausdrücklich betonen, dass die Unterschreitung einzelner lokaler Gütemaße nicht automatisch zur Ablehnung des Messmodells führen muss.Google Scholar
  83. 800.
    Vgl. ähnlich z. B. Betz (2003), S. 84; Peter (1997), S. 150; Fritz (1995), S. 142.Google Scholar
  84. 801.
    Vgl. Zinnbauer/ Eberl (2004), S. 8.Google Scholar
  85. 802.
    Vgl. Fornell/ Larcker (1981), S. 46.Google Scholar
  86. 803.
    Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 728.Google Scholar
  87. 808.
    Vgl. Noble/ Phillips (2004), S. 293.Google Scholar
  88. 810.
    Vgl. Graeff/ Harmon (2002), S. 310; Phelps/D’Souza/Nowak (2001), S. 8.Google Scholar
  89. 811.
    Vgl. Noble/ Phillips (2004), S. 293.Google Scholar
  90. 812.
    Vgl. Sweeney/ Soutar (2003), S. 211–213.Google Scholar
  91. 813.
    Vgl. ebenfalls Sweeney/ Soutar (2003), S. 211–213.Google Scholar
  92. 814.
    Vgl. Patterson/ Smith (2003), S. 117.Google Scholar
  93. 815.
    Vgl. Fornell et al. (1996), S. 10.Google Scholar
  94. 816.
    Vgl. die Skala zur ‚Attitudinal Program Loyalty ‘von Yi/ Jeon (2003), S. 235 f.Google Scholar
  95. 817.
    Vgl. die Skala zur ‚Active Loyalty ‘von Ganesh/ Arnold/ Reynolds (2000), S. 71 und S. 74.Google Scholar
  96. 818.
    Für die Eliminierung des Indikators pl_3 sprechen auch inhaltliche Überlegungen, wonach die Generierung von Zusatzkäufen und Mehrumsatz durch Kundenkartenprogramme kaum möglich sein dürfte, da „... most people generally only buy what they need.“ Uncles/Dowling/Hammond (2003), S. 304.Google Scholar
  97. 819.
    Vgl. Donthu/ Garcia(1999), S. 55.Google Scholar
  98. 820.
    Die Skala basiert im Wesentlichen auf Ailawadi/ Neslin/ Gedenk (2001), S. 87, und wurde lediglich um das Item cc_qb_4 aus einer Skala von Donthu/Garcia (1999), S. 55, erweitert.Google Scholar
  99. 821.
    Vgl. Petrevu/ Lord (1994), S. 82 f., die das Produkt-Involvement hier allerdings durch Semantische Differenziale erheben. Die Items wurden für die Messung anhand einer fünfstufigen Likert-Skala daher in Zustimmungs-/Ablehnungsfragen umformuliert.Google Scholar
  100. 822.
    Allerdings setzt die Anwendung des Bartlett-Tests voraus, dass die Variablen der Stichprobe normalverteilt sind und die entsprechende Prüfgröße annähernd Chi-Quadrat-verteilt ist. Da in der vorliegenden Stichprobe anhand der Berechnung des Kolmogorov-Smirnov-Tests und der Analyse der Histogramme die Normalverteilung der Daten nicht uneingeschränkt bestätigt werden konnte, kommt dem Bartlett-Test zur Gütebeurteilung der Faktorstruktur anhand der vorliegenden Daten nur eine eingeschränkte Aussagekraft zu. Zum Bartlett-Test siehe Backhaus et al. (2006), S. 274 f. Zur Teststatistik des Kolmogorov-Smirnov-Tests vgl. Janssen/Laatz (2005), S. 535 f.Google Scholar
  101. 824.
    Vgl. für einen Überblick zu den verfügbaren iterativen Schätzverfahren Betz (2003), S. 76–79.Google Scholar
  102. 825.
    Für die Identifizierbarkeit eines Modells ist die Existenz einer positiven Anzahl von Freiheitsgraden eine notwendige Voraussetzung; vgl. Backhaus et al. (2006), S. 416.Google Scholar
  103. 826.
    Vgl. Homburg (2000), S. 110.Google Scholar
  104. 828.
    Vgl. Bollen (1984), S. 380.Google Scholar
  105. 829.
    Vgl. Bollen (1984), S. 383.Google Scholar
  106. 830.
    Vgl. Diamantopoulos/ Winklhofer (2001), S. 271.Google Scholar
  107. 831.
    Vgl. Rossiter (2002), S. 307 f.; Diamantopoulos (1999), S. 453 f.Google Scholar
  108. 832.
    Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 729; Jarvis/Mackenzie/Podsakoff (2003), S. 202.Google Scholar
  109. 833.
    Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 729.Google Scholar
  110. 834.
    Vgl. hierzu und im Folgenden Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 728–730; Diamantopoulos/Winklhofer (2001), S. 271.Google Scholar
  111. 835.
    Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers(2004), S. 728; Fornell/Cha (1994), S. 60.Google Scholar
  112. 836.
    Vgl. Chin (1998a), S. 9.Google Scholar
  113. 837.
    Vgl. Zinnbauer/ Eberl (2004), S. 9; Jarvis/Mackenzie/Podsakoff (2003), S. 203. 197Google Scholar
  114. 838.
    Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 728.Google Scholar
  115. 839.
    Vgl. Chin (1998b), S. 306; Bollen (1984), S. 383.Google Scholar
  116. 840.
    Vgl. hierzu und im Folgenden Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 728. Die Gewichte werden jedem Indikator durch die Verwendung des PLS-Ansatzes zugewiesen. Mit Hilfe dieses Ansatzes werden die Ladungen der formativen Indikatoren auf die latente Variable durch eine gewichtete Linearkombination der Indikatoren ermittelt; vgl. Lohmöller (1989), S. 29 f. Siehe ausführlich zum PLS-Ansatz auch Abschnitt 8.1.Google Scholar
  117. 841.
    Vgl. Eberl (2006), S. 652.Google Scholar
  118. 842.
    Vgl. Jarvis/ MacKenzie/ Podsakoff(2003), S. 202; Bollen/Lennox (1991), S. 308.Google Scholar
  119. 843.
    Vgl. Hair et al. (2006), S. 226 f.Google Scholar
  120. 844.
    Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 89 f.Google Scholar
  121. 845.
    Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 729.Google Scholar
  122. 846.
    Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 729.Google Scholar
  123. 847.
    Vgl. Hair et al. (2006), S. 227.Google Scholar
  124. 848.
    Vgl. Hair et al. (2006), S. 227.Google Scholar
  125. 849.
    Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 91.Google Scholar
  126. 850.
    Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 91 f.Google Scholar
  127. 851.
    Vgl. Hair et al. (2006), S. 227.Google Scholar
  128. 852.
    Vgl. Joshi/ Sharma (2004), S. 54; Mason/Perrault (1991), S. 270.Google Scholar
  129. 853.
    Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 729 f.Google Scholar
  130. 854.
    Vgl. Diamantopoulos/ Winklhofer (2001), S. 272.Google Scholar
  131. 855.
    Vgl. Diamantopoulos/ Winklhofer (2001), S. 273.Google Scholar
  132. 856.
    Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 730. Die Signifikanzwerte können dem Bootstrap-Output des Softwarepakets PLS-Graph 3.0 entnommen werden. Zum PLS-Ansatz vgl. ausführlich Abschnitt 8.1.Google Scholar
  133. 857.
    In Fall des Konstrukts ‚Allgemeine Vorteile von Kundenkartenprogrammen’ stand kein Globalindikator für die externe Validierung zur Verfügung. Daher erfolgte die reflektive Operationalisierung der Phantomvariablen anhand des Items ein_kk_1. Diese Frage bildet die positiv-affektive und objektbezogene Einstellung zu Kundenkarten ab. Zur Möglichkeit der Validierung formativer Konstrukte anhand einer weiteren, inhaltlich nahe stehenden Variablen vgl. auch Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 730; Diamantopoulos/Winklhofer (2001), S. 273.Google Scholar
  134. 861.
    Vgl. Noble/ Phillips (2004), S. 293. Zu einer inhaltlichen Diskussion dieser allgemeinen Aufwandsbarrieren vergleiche Abschnitt 6.2.1.Google Scholar
  135. 862.
    Da kein Globalindikator zur Verfügung stand, wurde die Nomologische Validität anhand des inhaltlich passenden Indikators ein_kk_2 (RC) geprüft, der hierfür umcodiert wurde (Werte 1 = 5, 2 = 4, ..., 5 = 1). Vgl. zu diesem Vorgehen bei der Überprüfung der Nomologischen Validität auch Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 730; Diamantopoulos/Winklhofer (2001), S. 273.Google Scholar
  136. 864.
    Vgl. Noble/ Phillips (2004), S. 293.Google Scholar
  137. 867.
    Vgl. Stauss/ Schmidt/ Schoeler (2005), S. 233–237.Google Scholar

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