Auszug
Zur Beantwortung des zweiten Teils der ersten Forschungsfrage sowie der Forschungsfragen 2 und 3 wird im Rahmen dieser Arbeit eine großzahlige empirische Untersuchung durchgeführt. Im Folgenden werden die grundlegenden methodischen Konzeptionen, die für die Untersuchung relevant sind, vorgestellt. Hierbei werden im ersten Abschnitt die Untersuchungsmethode und der Ablauf der Untersuchung dargelegt. Der zweite Abschnitt beschreibt die Datenerhebung und die Datengrundlage. Der dritte Abschnitt zeigt die Grundlagen der quantitativen Analyse auf und thematisiert insbesondere die Konstruktmessung. Der vierte Abschnitt legt die angewandten Verfahren und Methodiken der Dependenzanalyse dar.
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Literatur
Vgl. Bagozzi/ Fornell (1982), S. 24; Bagozzi/Phillips (1982), S. 465.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 6.
Vgl. Homburg/ Baumgartner (1995), S. 1093; Bagozzi (1981), S. 380.
Vgl. Atteslander (2003), S. 175; Koch (2004), S. 71; Diekmann (2004), S. 439.
Vgl hierzu Herrmann/ Homburg (2000), S. 27 f.; Scheffler (2000), S. 69; Diekmann (2004), S. 439.
Vgl hierzu Herrmann/ Homburg (2000), S. 27 f.; Diekmann (2004), S. 439.
Vgl. Haring/ Prantner (2005).
So auch Bauer (2002), S. 149; Spillecke (2006), S. 75.
Unter (key) informant bias werden in der Fachliteratur die Verzerrungen von Antworten verstanden, die durch nicht ausreichende Kompetenz, Wahrnehmungsunterschiede und divergierende Informationsstände verursacht werden. Vgl. hierzu Ernst (2001), S. 87 und die dort angegebene Literatur sowie auch Kumar/Stern/Anderson (1993), S. 1634.
Vgl. Kreutz/ Titscher (1974), S. 40 f.; Wieken (1974), S. 147; Heidenreich (1995); Luck/Rubin (1987), S. 195–197; Churchill (1991), S. 389–392; Mummendey (1999), S. 86; Bortz (2003), S. 181–183.
Vgl. Peterson/ Peterson (1976), S. 163 f. Das heißt nicht, dass keine reverse kodierten Items verwendet wurden. Reverse kodierte Items können auch positiv formuliert sein, vgl. hierzu Fußnote 700.
Die Verknüpfungen von Sachverhalten ist deshalb nicht erfolgt, weil die Beantwortung mittels einer Likert-Skala keine Unterscheidung zulässt, auf welchen Sachverhalt die Antwort zu beziehen ist, vgl. Matthes (2005).
Vgl. Esser (1977), S. 254 f.
Unter „soziale Erwünschtheit“ wird die Tendenz bei Respondenten verstanden, so zu antworten, wie sie denken, dass es erwünscht ist oder von ihnen in ihrer Position erwartet wird. Ob ein sozialer Erwünschtheits-Bias in Fragebogenuntersuchungen überhaupt auftreten kann, ist in der Literatur umstritten, vgl. z. B. Esser (1986), S. 316–327. Dieser schließt ihn nämlich aufgrund der bei Fragebogenuntersuchungen im Moment des Ausfüllens nicht vorhandenen Öffentlichkeit aus.
Vgl. Busz et al. (1972), S. 289–305.
Pre-Tests sind ein übliches Verfahren, insbesondere um die Itemformulierungen zu prüfen, vgl. Tränkle (1982), S. 289.
Vgl. Kumar/ Stern/ Anderson (1993), S. 1645 f.
Hierbei kam das Kriterium wie bei Brosius (2004), S. 487, zur Anwendung, dass die Nullhypothese bis zu einer Irrtumswahrscheinlichkeit von 5 % zurückgewiesen werden sollte.
Scholderer/ Balderjahn/ Paulssen (2006) warnen davor, „einzig aufgrund einer Theorie Kausalitäten in den Beziehungen im Strukturgleichungsmodell zu unterstellen“. Allerdings wird dies in der empirischen Forschung allgemein so angewendet.
Vgl. Wallenburg (2004), S. 124 f.; Sorg (2007), S. 140.
Vgl. beispielsweise Homburg/ Baumgartner (1995), S. 1092; Homburg/Hildebrandt (1998), S. 17.
Vgl. Wallenburg (2004), S. 135; zur Kausalanalyse allgemein vgl. Homburg/Klarman (2006).
Vgl. Anderson/ Gerbing (1988) sowie Corsten (2003), S. 52.
Vgl. Bagozzi/ Fornell (1982), S. 24.
Vgl. Homburg/ Giering (1998).
Vgl. hierzu Homburg/ Giering (1996), S. 5; Homburg/Giering (1998), S. 114.
Vgl. Homburg/ Giering (1998), S. 114.
Vgl. Homburg/ Giering (1998), S. 114; Stier (1999), S. 30 f.
Vgl. Hammann/ Erichson (2000), S. 201; Schnell/Hill/Esser (2005), S. 127.
Vgl. Jacoby (1978), S. 93; Henseler (2005), S. 70 f.
Vgl. Jacoby (1978), S. 93; Henseler (2005), S. 70 f.
Vgl. Churchill Jr. (1979), S. 66.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 6.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 6.
Vgl. Fornell (1986), S. 9; Bollen/Lennox (1991), S. 306; Eggert/Fassott (2003), S. 2 f.
Vgl. z. B. Bollen (1989), S. 65; Eggert/Fassott (2003), S. 1; Jarvis/Mackenzie/Podsakoff (2003), S. 201.
Vgl. Bollen/ Lennox (1991), S. 308; Fassott/Eggert (2005) S. 37; Fassott (2006).
Vgl. Diamantopoulos/ Winklhofer (2001), S. 271.
Vgl. Bagozzi/ Fornell (1982), S. 34; Bollen (1989), S. 65; Götz/Liehr-Gobbers (2004a), S. 718.
Vgl. Rossiter (2002), S. 305 f.
Vgl. Bollen/ Lennox (1991), S. 308.
Vgl. Fornell/ Bookstein (1982), S. 442; Bagozzi/Yi/Phillips (1991), S. 421 f.; Diamantopoulos (1999), S. 445; Jarvis/Mackenzie/Podsakoff (2003), S. 203; Herrmann/Huber/Kressmann (2004), S. 12; Albers/Hildebrandt (2006), S. 10 f.
Vgl. Jacoby (1978), S. 91; ähnlich auch Homburg/Giering (1996), S. 5.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 6. Zu den wichtigsten fachlichen Arbeiten hierzu zählen die von Jacoby (1978); Bagozzi (1979); Churchill Jr. (1979), Peter (1979).
Vgl. Peter (1979), S. 6.
Messfehler untergliedern sich in Zufallsfehler und in systematische Fehler. Zufallsfehler werden durch zufällige Abweichungen vom tatsächlichen Wert charakterisiert. Dies kann beispielsweise durch situative Faktoren geschehen, vgl. hierzu auch Churchill, Jr. (1999) S. 381.
Vgl. Peter (1979), S. 6.
Vgl. Carmines/ Zeller (1979), S. 37 f.; Hildebrandt (1998), S. 88.
Bagozzi/ Yi/ Phillips (1991), S. 427.
Vgl. Heeler/ Ray (1972), S. 361.
Vgl. Carmines/ Zeller (1979), S. 6; Peter (1979), S. 13; Homburg/Giering (1996); Hildebrandt/Temme (2006).
Vgl. Bohrnstedt (1977). S. 92; Homburg/Giering (1996), S. 7.
Parasuraman/ Zeithaml/ Berry (1988), S. 28.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 17 f. Es kommen dann sogenannte Konstrukte höherer Ordnung zum Einsatz, wie sie auch im Rahmen dieser Arbeit in Teilen angewendet werden.
Parasuraman/ Zeithaml/ Berry (1988), S. 28.
Vgl. Bagozzi/ Phillips (1982), S. 468.
Vgl. Peter (1981), S. 136.
Vgl. Bagozzi/ Phillips (1982), S. 469.
Vgl. Bagozzi/ Yi/ Phillips (1991), S. 425, Homburg/Giering (1996), S. 7; Stier (1999), S. 60.
Vgl. Bagozzi (1979), S. 24; Bagozzi (1980), S. 129; Ruekert/Churchill Jr. (1984), S. 226; Peter/Churchill Jr. (1986), S. 2.
Vgl. Ruekert/ Churchill Jr. (1984), S. 231 f.; Bagozzi (1979), S. 24.
Vgl. Homburg (2000), S. 75; Spillecke (2006), S. 83.
Vgl. Eggert/ Fassott (2003), S. 4, Götz/Liehr-Gobbers (2004b), S. 17.
Vgl. Fornell (1986).
Vgl. Churchill Jr. (1979), S. 66; Homburg/Giering (1996), S. 8.
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 330.
Vgl. Berekoven/ Eckert/ Ellenrieder (2001), S. 219.
Vgl. Hüttner/ Schwarting (2000), S. 383.
Vgl. Sandt (2004), S. 95, und eine ausführliche Darstellung bei Backhaus et al. (2006), S. 269 ff.
Ausführliche Erläuterungen zu den Verfahren bei Backhaus et al. (2006), S. 272 ff.
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 278.
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 278.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 8; Backhaus et al. (2006), S. 299 fordert einen Schwellenwert von 0,5.
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 291 f. Im Rahmen der Hauptkomponentenanalyse wird angenommen, dass die Varianz einer Ausgangsvariablen vollständig durch die Extraktion erklärt werden kann, so dass keine Restvarianz in den Variablen existiert. Demgegenüber unterstellt die Hauptachsenanalyse, dass die Varianz einer Variablen sich immer in die Komponenten Kommunalität und Einzelrestvarianz aufteilt. In dieser Arbeit wurde die Hauptachsenanalyse verwendet.
Vgl. Homburg/ Baumgartner (1995b), S. 170; Homburg/Giering (1996), S. 13.
Die Verfahren unterscheiden sich im zulässigen Winkel zwischen den Faktoren während der Rotation. Im Rahmen der OBLIMIN-Verfahren sind beliebige Winkel möglich. Das VARIMAXVerfahren geht hingegen von unabhängigen Faktoren aus, die während der Rotation orthogonal zueinander angeordnet bleiben. Vgl. hierzu auch Backhaus et al. (2006), S. 299 ff. In dieser Arbeit kam das OBLIMIN-Verfahren zur Anwendung, da keine allgemeine Unabhängigkeit vorausgesetzt werden konnte.
Vgl. grundlegend zum Kriterium Kaiser (1974), aber auch Backhaus et al. (2006), S. 295 ff.
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 295 f.
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 296 f.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 8; Sandt (2004).
Vgl. grundlegend Cronbach (1951), S. 297 ff.; des Weiteren Nunally (1978), S. 299 ff.; Carmines/Zeller (1979), S. 44 ff.; Churchill Jr. (1979), S. 68.
Vgl. Carmines/ Zeller (1979), S. 45.
Vgl. Nunally (1978), S. 245.
Vgl. Nunally (1967), S. 226; DeVellis (1991), S. 85; Malhotra (1993), S. 208.
Homburg/ Giering (1996), S. 8. Wird die Korrelation eines Indikators mit der Summe aller übrigen Indikatoren berechnet, so spricht man von der „corrected Item-to-Total-Korrelation“.
Nunally (1978), S. 245.
Vgl. Churchill Jr. (1979), S. 68, Homburg/Giering (1996), S. 9.
Für eine detaillierte Ausführung zu den Nachteilen vgl. Bagozzi/ Phillips (1982) oder auch Bagozzi/Yi/Phillips (1991).
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 9.
Vgl. Gerbing/ Anderson (1988), S. 189.
Vgl. hierzu grundlegend Jöreskog (1966), S. 133 ff.; Jöreskog (1967), S. 443 ff.; Jöreskog (1969), S. 183 ff.
Vgl. Homburg / Giering (1996), S. 9.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 9; ähnlich auch schon Sheth (1971), S. 15.
Vgl. Homburg/ Pflesser (2000), S. 645.
Vgl. Homburg/ Baumgartner (1995b), S. 1093.
Vgl. Homburg/ Baumgartner (1995a), S. 165 f.
Vgl. hierzu ausführlich Wallenburg (2004), S. 147–153; Homburg/Baumgartner (1995a), S. 165 ff.
Vgl. Homburg/ Baumgartner (1995a), S. 165 f.
Vgl. Homburg/ Baumgartner (1995b), S. 165.
Vgl. Homburg (1992), S. 504.
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 379.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 10. Allerdings gibt es auch Forderungen nach strengeren Werten, beispielsweise 0,1, wie bei Bagozzi (1980), S. 105.
Vgl. hierzu und im Folgenden Backhaus et al. (2006), S. 379. Ähnlich Homburg/Giering (1996), S. 10 und die dort angegebene Literatur.
Vgl. Jöreskog/ Sörbom (1982), S. 25 ff.; Förster et al. (1984), S. 357 ff.
Vgl. Förster et al. (1984), S. 361; Bagozzi/Baumgartner (1994), S. 398.
Vgl. Homburg (2000), S. 93. In der Literatur gibt es auch Forderungen nach strengeren bzw. weiteren Werten. Beispielsweise schlagen Backhaus et al. (2006), S. 379, einen Wert von maximal 2,5 vor. Dahingegen sprechen Balderjahn (1986), S. 109, und Hildebrandt (1983), S. 105, sich insbesondere bei großen Stichproben für höhere Werte aus. Die Wahrscheinlichkeit einer Ablehnung des Gesamtmodells nimmt aber insgesamt mit einer zunehmenden Stichprobe zu, vgl. Bearden/Sharma/Teel (1982), S. 428 ff.
Vgl. Homburg/ Baumgartner (1998), S. 353.
Backhaus et al. (2006), S. 381.
Vgl. Homburg/ Baumgartner (1995b), S. 167.
Vgl. MacCallum/ Brown/ Sugawara (1996), S. 134; Hu/Bentler (1999), S. 27.
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 380 f.
Vgl. Hu/ Bentler (1995), S. 85; Bollen (1990), S. 257.
Vgl. z. B. Homburg (2000), S. 93; Bagozzi/Yi (1988), S. 82.
Vgl. Hu/ Bentler (1995), S. 85.
Vgl. Hu/ Bentler (1995), S. 86.
Vgl. Kiedaisch (1997), S. 73; Sharma (1996), S. 152. Es gibt aber auch Forderungen, dass der AGFI ebenfalls ein Niveau von 0,9 erreichen muss, vgl. hierzu z. B. Homburg (2000), S. 93; Bagozzi/Yi (1988), S. 82.
Vgl. Bentler/ Bonett (1980), S. 588 ff.
Vgl. Marsh/ Balla/ McDonald (1988), S. 393; Hu/Bentler (1995), S. 85; Homburg/Baumgartner (1998), S. 356 f.
Vgl. Hu/ Bentler (1999), S. 85.
Vgl. Bollen (1990).
Vgl. Wallenburg (2004), S. 151; Matthes (2005), S. 100.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 11.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 10 f.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 10 f.
Vgl. Homburg (1992), S. 506; vgl. hierzu auch Bagozzi/Baumgartner (1994), S. 402.
Vgl. Balderjahn (1986), S. 117.
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 383 f.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 11.
Vgl. Bagozzi/ Baumgartner (1994), S. 402.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 10.
Vgl. Fornell/ Larcker (1981), S. 46.
Vgl. Bagozzi/ Yi (1988), S. 81; Homburg/Baumgartner (1995a), S. 170.
Vgl. Bagozzi/ Yi (1988), S. 81; Homburg/Baumgartner (1995a), S. 170.
Vgl. Jöreskog/ Sörbom (1982), S. 412 f.
Vgl. Fornell/ Larcker (1981), S. 41 f.
Vgl. Fornell/ Larcker (1981), S. 46.
Vgl. Homburg/ Baumgartner (1998), S. 363.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004b), S. 278.
Diamantopoulos/ Winklhofer (2001), S. 271; vgl. auch Bollen/Lennox (1991), S. 305; Chin/Newsted (1999), S. 310; Diamantopoulos (1999), S. 447.
Vgl. Krafft/ Götz/ Liehr-Gobbers (2005), S. 76.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004a, 2004b) aber auch Diamantopoulos/Winklhofer (2001).
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004a), S. 728; Götz/Liehr-Gobbers (2004b), S. 17.
Vgl. Bollen/ Lennox (1991), S. 307.
Vgl. Anderson/ Gerbing/ Hunter (1987), S. 437; Krafft/Götz/Liehr-Gobbers (2005), S. 76.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004b), S. 728
Vgl. Chin (1998), S. 307. Ähnlich Götz/Liehr-Gobbers (2004a), S. 728; Götz/Liehr-Gobbers (2004b), S. 18 f.; Sambamurthy/Chin (1994), S. 231 f.
Vgl. Chin (1998), S. 307.
Götz/ Liehr-Gobbers (2004b), S. 19.
Bollen/ Lennox (1991), S. 308. Es gibt jedoch auch Forderungen in der Literatur, Indikatoren mit einem zu geringen Gewicht doch zu eliminieren, vgl. beispielsweise Chin (1998), S. 324 f.; Lohmöller (1989), S. 60 f. Auch Ringle (2004a), S. 22, und Ringle (2004b), S. 334. Da aber von nicht unerheblichen inhaltlichen Veränderungen der Konstrukte durch Elimination auszugehen ist, wird diesem Ansatz hier nicht gefolgt.
Vgl. Herrmann/ Huber/ Kressmann (2006), S. 57.
Vgl. Henseler (2005), S. 74. Bootstrapping und Jackknifing unterscheiden sich im Wesentlichen dadurch, dass das Subsample einmal mittels einer Anzahl zufällig gewählter Fälle geschätzt und dass beim Jackknifing eine feste Zahl zu unterdrückender Fälle festgelegt wird. In der Literatur wird im Allgemeinen Bootstrapping dem Jackknifing vorgezogen, da es einem geringen Standardfehler unterliegt, vgl. hierzu Efron/Gong (1983), S. 39 f., sowie Efron/Tibshirani (1993), S. 145 f. Nach Backhaus/Blechschmidt/Eisenbeiß (2006) und Nevitt/Hancock (2001) liefert das Bootstrapping bei der Verletzung der Normalverteilungsannahme verlässlicherer Werte hinsichtlich der Standardfehler als beispielsweise die ML-Schätzung.
Vgl. Krafft/ Götz/ Liehr-Gobbers (2005), S. 80.
Götz/Liehr-Gobbers (2004a), S. 729; Götz/Liehr-Gobbers (2004b), S. 19 f.
Vgl. Diamantopoulos/ Winklhofer (2001), S. 272; Backhaus et al. (2006), S. 89 f.
Vgl. Diamantopoulos/ Winklhofer (2001), S. 272.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004b), S. 20; Backhaus et al. (2006), S. 91.
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 91.
Vgl. Diamantopoulos/ Winklhofer (2001), S. 272; Götz/Liehr-Gobbers (2004b), S. 20.
Vgl. Diamantopoulos/ Winklhofer (2001), S. 272; Götz/Liehr-Gobbers (2004b), S. 20.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004b), S. 21.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004b), S. 21. In der Literatur wird ein weiteres Verfahren diskutiert, das eine Abwandlung des KI beinhaltet, vgl. hierzu Hair et al. (1998), S. 220 f.
Vgl. Nunally/ Bernstein (1994), S. 489; Götz/Liehr-Gobbers (2004b), S. 21.
Vgl. Reinartz/ Krafft/ Hoyer (2004), S. 298.
Hierbei werden weitere Variablen, sogenannte Phantomvariablen, in das Modell eingefügt, vgl. hierzu Diamantopoulos/ Winklhofer (2001), S. 272 f.
Hierzu ist anzumerken, dass es unterschiedliche Ausprägungen von MIMIC-Modellen gibt, die sich durch die Modellierung charakterisieren. Ihre Bezeichnung setzt sich entsprechend der Modellierung zusammen und referiert dabei darauf, auf welcher Ebene welche Art von Konstrukt zur Anwendung kommt. Es werden entsprechend vier Arten von MIMIC-Modellen zweiter Ordnung unterschieden: (1) „reflective first-order, formative second-order“ (2) „reflective firstorder, reflective second-order“ (3) „formative first-order, reflective second-order“ (4) „formative first-order, formative second-order“, vgl. hierzu Albers/ Götz (2006).
Vgl. Hauser/ Goldberger (1971), S. 81 f.; Diamantopoulos/Winklhofer (2001), S. 272 f.
Vgl. Winklhofer/ Diamantopoulus (2002).
Vgl. Winklhofer/ Diamtopoulus (2002), S. 153 ff.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004b), S. 23.
Vgl. Betzin/ Henseler (2005), S. 10.
Vgl. Homburg (1992), S. 499 f.
Dabei stehen unterschiedliche Verfahren wie Maximum-Likelihood (ML), Weighted Least Squares oder Unweighted Least Squares zur Verfügung. Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 368–371.
Die Entwicklung des PLS-Ansatzes ist Wold (1966, 1973, 1975) zuzuschreiben. Der Ansatz wurde im Laufe der Jahre immer weiterentwickelt, vgl. Lohmöller (1989), S. 27 f.
Vgl. Herrmann/ Huber/ Kressmann (2006), S. 37.
Vgl. Jöreskog/ Wold (1982), S. 270.
Vgl. Fornell/ Bookstein (1982), S. 450 oder Bliemel et al. (2005), S. 10.
Vgl. Fornell/ Bookstein (1982), S. 449; Chin/Newsted (1999), S. 314 und 326.
Vgl. Herrmann/ Huber/ Kressmann (2006), S. 39.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004b), S. 3.
Vgl. Fornell/ Bookstein (1982), S. 443; Götz/Liehr-Gobbers (2004b), S. 4.
Herrmann/ Huber/ Kressmann (2006), S. 45.
Vgl. Barclay/ Higgins/ Thompson (1995), S. 302; Herrmann/Huber/Kressmann (2006), S. 45.
Vgl. Herrmann/ Huber/ Kressmann (2006), S. 6; Götz/Liehr-Gobbers (2004b), S. 4.
Vgl. Chin/ Newsted (1999), S. 310; Götz/Liehr-Gobbers (2004a), S. 721; Ringle (2004b), S. 315.
Vgl. Chin/ Newsted (1999), S. 310 f.
Vgl. Cassel/ Hackl/ Westlund (1999), S. 438 ff.
Vgl. Fornell/ Cha (1994), S. 67; Chin/Newsted (1999), S. 328. Die Überbzw. Unterschätzungen heben sich im Messmodell bzw. Strukturmodell auf und die Korrelation zwischen Indikatoren latenter Variablen ist wiederum stets konstant. Vgl. Herrmann/Huber/Kressmann (2006), S. 41.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004a), S. 721; Götz/Liehr-Gobbers (2004b), S. 4 f.; Herrmann/Huber/Kressmann (2006), S. 41. Dieser gleichzeitige Anstieg sowohl der Stichprobe als auch der Indikatoren wird von Wold (1982b), S. 25, als „consistency at large“ bezeichnet.
Auf Basis dieser Eigenschaft kann in der vorliegenden Untersuchung keine Gesamtbeurteilung des Strukturmodells erfolgen. PLS kann lediglich die Beziehungen zwischen den im Strukturmodell „verbundenen“ Variablen analysieren. Streng genommen ist die Darstellung eines Pfadmodells somit falsch. Dennoch ist es gängige Praxis und wird auch in dieser Arbeit zum Einsatz kommen. Vgl. Spillecke (2006), S. 99.
Götz/ Liehr-Gobbers (2004b), S. 5; Scholderer/Balderjahn (2005), S. 91; Herrmann/Huber/Kressmann (2006), S. 42 f.
Hierbei wird nicht eine formalanalytische Darstellung vorgenommen, vgl. diesbezüglich Fornell/ Bookstein (1982), S. 141 ff.; Chin/Newsted (1999), S. 321; Henseler (2005), S. 71 ff.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004a), S. 722; Betzin/Henseler (2005), S. 60.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004b), S. 5.
Vgl. Herrmann/ Huber/ Kressmann (2006), S. 37.
Vgl. Chin/ Newsted (1999), S. 315 f.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004b), S. 5.
Ringle (2004a), S. 8 ff.; Henseler (2005), S. 71 ff. und Herrmann/Huber/Kressmann (2006), S. 36 ff., geben eine ausführliche Beschreibung des Prozesses.
Vgl. Herrmann/ Huber/ Kressmann (2006), S. 37.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004b), S. 5.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004b), S. 5 f.; Henseler (2005), S. 72.
Vgl. Cassel/ Hackl/Westlund (2000), S. 902.
Vgl. Ringle (2004a), S. 7 f.; Götz/Liehr-Gobbers (2004b), S. 6; Herrmann/Huber/Kressmann (2006), S. 38.
Vgl. Bontis (1998), S. 68; Ringle (2004a), S. 9.
Vgl. Chin/ Newsted (1999), S. 320; Götz/Liehr-Gobbers (2004b), S. 6.
Vgl. Chin/ Newsted (1999), S. 319; Götz/Liehr-Gobbers (2004b), S. 6.
Vgl. Chin (1998), S. 316 ff. Für einen umfangreichen Beurteilungskatalog für PLS-Modelle vgl. auch Götz/Liehr-Gobbers (2004a), S. 730 f.; Götz/Liehr-Gobbers (2004b), S. 23 ff. Letztere verweisen zudem auf das Stone-Geiser-Kriterium hin. Die Software Smart-PLS 2.0, die in dieser Untersuchung Anwendung findet, weist dieses Gütekriterium jedoch nicht aus. Auf eine zusätzliche Überprüfung wurde verzichtet.
Vgl. Ringle (2004a), S. 9.
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 66.
Vgl. Chin (1998), S. 323.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004a), S. 731; Götz/Liehr-Gobbers (2004b), S. 24 f.; Henseler (2005), S. 74.
Vgl. Henseler (2005), S. 74.
Vgl. Spillecke (2006), S. 103.
Vgl. Lohmöller (1989), S. 60 f.; Chin (1998), S. 323.
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(2008). Methodische Konzeption der Untersuchung. In: Controllerbereichserfolg aus Sicht des Managements. Gabler. https://doi.org/10.1007/978-3-8349-9937-5_4
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