Auszug
Zur Überprüfung der theoretisch hergeleiteten Hypothesen wurde ein zweistufiges Untersuchungsdesign, bestehend aus mehreren Voruntersuchungen und einer Hauptuntersuchung gewählt. Zunächst werden die Voruntersuchungen kurz dargestellt, deren Ergebnisse bereits an verschiedenen Stellen in diese Arbeit eingeflossen sind. Ziel dieser Voruntersuchungen war es, die Relevanz der Forschungsfrage zu verifizieren und eine erste Überprüfung der Untersuchungshypothesen vorzunehmen. Daneben wurden vielfältige Hinweise gesammelt, die der Indikatorenbildung für die Hauptuntersuchung dienten.
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Literatur
Vgl. O.V. (2003b).
Vgl. O.V. (2005c).
Vgl. O.V. (2006b), S. 10 f.
Vgl. Zeplin (2006), S. 189.
Diese Tatsache wird in der Literatur zum OCB häufig als Grund für die Verwendung von Selbsteinschätzungen („self reports“) angeführt. Vgl. Bettencourt et al. (2001), S. 32; sowie Schmitz (2004), S. 23 und die dort angegebene Literatur.
Vgl. Turnipseed (2002), S. 7 f.
Soziale Erwünschtheit beschreibt die Anpassung des Antwortverhaltens an die erwarteten sozialen Erwartungen des Befragenden. Vgl. Crowne/ Marlowe (1964), S. 109. Für den vorliegenden Fall könnte dies etwa zu einer übermäßig positiven Bewertung der Einstellung oder des Verhaltens (Brand Commitment und BCB der Absatzmittler) gegenüber der Marke Poggenpohl führen. Vgl.
Vgl. Kromrey (2002); Schnell et al. (2005), S. 319 ff.
Der Common Method Bias besagt, dass es, wenn zwei Konstrukte die in Korrelationsbeziehungen zueinander stehen bei einer Person gemessen werden, zu einer überhöhten Korrelation zwischen diesen Konstrukten kommen kann. Gründe hierfür können Störeffekte sein, welche die Bewertung beider Konstrukte gleichermaßen beeinflussen und Korrelationen hervorrufen, die faktisch nicht existieren. Vgl. Podsakoff (1986), S. 533 ff.
Vgl. Podsakoff (1986), S. 540.
Vgl. Green/ Rao (1970); Rohrmann (1978).
Vgl. Böhler (2004), S. 100.
Vgl. Schnell et al. (2005), S. 319 ff.
Vgl. Scheffler (2000), S. 70.
Vgl. Martin/ Nagao (1989); Reuband/Blasius (1996); Böhler (2004), S. 95 ff. Die Existenz dieses Vorteils bei postalischen Befragungen ist in der Literatur allerdings nicht unumstritten. Vgl. u.a. Davis/Cowles (1989).
Vgl. Laatz (1993), S. 148 ff.
Vgl. zu den Nachteilen schriftlicher Erhebungen Berekoven et al. (2004), S. 118 ff.
Hier ist insbesondere die sogenannte Total Design Method (TDM) zu nennen, welche vorsieht, dass durch eine aufwendige Durchführung der „Nutzen“ für die Befragten erhöht und die „Kosten“ gesenkt werden. In diesem Zusammenhang vorgeschlagene Maßnahmen sind etwa die Verwendung von Rückkuverts mit Briefmarke, ein schönes Fragebogenlayout oder die Bereitstellung von Incentives. Vgl. Dillman (1991); Salant/Dillman (1994); Dillman (2000).
Vgl. Irrgang (1993b), S. 428.
Die Eignung finanzieller Anreize beurteilt Irrgang higegen eher skeptisch, da diese, insbesondere bei der Befragung auf Ebene der Zentrale, nur eine geringe Anreizwirkung besitzen. Vgl. Irrgang (1993b), S. 428.
Vgl. Dillman (1983); Thoma/Zimmermann (1996).
Vgl. für diese Vorgehensweise Vázquez et al. (2005), S. 135.
Vgl. Schnell (1986), S. 83; Decker et al. (2000), S. 91 ff.
Vgl. Schafer/ Graham (2002), S. 156 ff.
Als zu groß gilt bereits ein Anteil von einem Prozent fehlender Werte in einem Datensatz. Vgl. Schnell (1986), S. 105.
Vgl. Jacoby (1978); Bagozzi (1979); Churchill (1979); Peter (1979).
Vgl. Baumgartner/ Homburg (1996), S. 140 f.; Homburg/Giering (1996), S. 9.
Bagozzi/ Fornell (1982), S. 24.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 6.
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 355.
Vgl. Homburg/ Pflesser (2000), S. 640.
Vgl. Henseler (2005), S. 71.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 717 sowie ausführlich zu der in Strukturgleichungsmodellen gebräuchlichen Notation Backhaus et al. (2006), S. 338 ff.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 5.
Vgl. Edwards/ Bagozzi (2000), S. 156.
Vgl. Bollen/ Lennox (1991), S. 305 f. Maccallum/Browne (1993), S. 533; Eggert/Fassott (2003), S. 1.
Vgl. Bollen (1989), S. 65
Vgl. Fassott/ Eggert (2005), S. 32.
Vgl. Jarvis et al. (2003), S. 205 ff.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 717 f.; Herrmann et al. (2006), S. 46.
Vgl. zu diesen Sachverhalten ausführlich Jarvis et al. (2003), S. 200 ff.; Eberl (2004), S. 8 ff.; Fassott/Eggert (2005), S. 36 ff.
Vgl. Jarvis et al. (2003), S. 203.
Vgl. Herrmann et al. (2006), S. 47.
Herrmann et al. (2006), S. 47.
Eggert/ Fassott (2003), S. 3.
Vgl. Fassott/ Eggert (2005), S. 32. Albers und Hildebrandt sprechen in diesem Zusammenhang vom „Cronbachs α-Lisrel“-Pardigma. Vgl. Albers/Hildebrandt (2006), S. 3.
Vgl. Eggert/ Fassott (2003), S. 12.
Vgl. Jöreskog/ Sörbom (2001).
Vgl. Arbuckle (1999).
Vgl. Wold (1966) sowie u.a. Wold (1975).
Vgl. Bliemel et al. (2005), S. 10 f. Die zunehmende Popularität der PLS-Pfadmodellierung belegt eine von Hulland durchgeführte Meta-Analyse. Vgl. Hulland (1999).
Vgl. Fornell (1987), S. 425 ff.; Götz/Liehr-Gobbers (2004), S. 721; Fassott (2005), S. 20 ff.
Vgl. Fassott (2005), S. 26.
Vgl. Chin/ Newsted (1999), S. 337.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 721.
Vgl. Fornell/ Bookstein (1982), S. 449 ff.; Ringle (2004a), S. 31; Herrmann et al. (2006), S. 37.
Vgl. Lohmöller (1989), S. 70 f.; Chin (1998), S. 316; Cassel et al. (1999), S. 436.
Vgl. Wold (1982) sowie Lohmöller (1989), S. 28; Chin (1998), S. 315.
Vgl. Chin/ Newsted (1999), S. 314 ff.
Vgl. Chin (1998), S. 311; Chin/Newsted (1999), S. 326 ff.; Ringle et al. (2006), S. 81.
Vgl. Chin (1998), S. 311.
Vgl. Fornell (1987), S. 417; Götz/Liehr-Gobbers (2004), S. 721; Fassott (2005), S. 24 f.
Vgl. Ringle (2004a), S. 32.
Vgl. Scholderer/ Balderjahn (2005), S. 93 f.
MacCallum/ Browne (1993), S. 540.
Vgl. Hulland (1999), S. 202; Sarker et al. (2001), S. 313; Götz/Liehr-Gobbers (2004), S. 721 f.
Vgl. Scholderer/ Balderjahn (2005), S. 91; Herrmann et al. (2006), S. 39 f.
Vgl. Chin et al. (2003), S. 197 f.
Vgl. Wold (1982), S. 25.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 721.
Vgl. Ringle (2004a), S. 35.
Vgl. Scholderer/ Balderjahn (2005), S. 97.
Vgl. Boomsma (1983), S. 113; March et al. (1998), S. 182.
Rücklaufquoten bei vegleichbaren Befragungen liegen häufig zwischen 20% und 35%. Vgl. u.a. Brown et al. (2000), S. 56; Wu et al. (2004), S. 325; Payan/Mcfarland (2005), S. 71.
Teilweise wird in der Literatur sogar die Möglichkeit einer Verwendung noch wesentlich geringerer Stichprobenumfänge postuliert. Vgl. Chin/ Newsted (1999), S. 335.
Herrmann et al. (2006), S. 45.
Herrmann et al. (2006), S. 45. Sie beziehen sich hier auf Fornell/Bookstein (1982), S. 443.
Vgl. Fassott (2005), S. 26.
Vgl. Hildebrandt (2004), S. 547.
Vgl. Fassott (2005), S. 29.
Vgl. Ringle et al. (2005) sowie für einen Überblick der gegenwärtig zur Verfügung stehenden Software für die PLS-Pfadmodellierung Temme/Kreis (2005).
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 722.
Vgl. zum Algorithmus ausführlich Wold (1980), S. 58 ff.; Lohmöller (1989), S. 28 ff.; Chin (1998), S. 308 ff.; Betzin/Henseler (2005), S. 54 ff.; Tenenhaus et al. (2005), S. 166 ff.
Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 722.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 722; Ringle et al. (2006), S. 84.
Vgl. Lohmöller (1989), S. 29 f.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 723 f.; Herrmann et al. (2006), S. 37
Vgl. Chin/ Todd (1995), S. 237; Hulland (1999), S. 198.
Vgl. Peter/ Churchill (1986), S. 4.
Backhaus et al. (2006), S. 377.
Vgl. Churchill (1979), S. 65.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 8 ff.; Götz/Liehr-Gobbers (2004), S. 727 ff.; Herrmann et al. (2006), S. 55 ff.
Vgl. Bagozzi (1994), S. 333; Götz/Liehr-Gobbers (2004), S. 715.
Vgl. für die nachfolgenden Ausführungen Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 727 f. sowie Krafft et al. (2005), S. 73 ff.
Homburg/ Giering (1996), S. 7.
Vgl. Churchill (1979), S. 69.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 727. Diese Anforderung gilt nur für Konstrukte, die als unidimensionale Konstrukte konzeptualisiert wurden. Ein multidimensionales Konstrukt kann ebenfalls auf die zu Grunde liegende Faktorenstruktur überprüft werden, die Forderung der Unidimensionalität bezieht sich dann jedoch auf die einer Konstruktdimension zugeordneten Indikatoren.
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 295.
Vg. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 727.
Vgl. Carmines/ Zeller (1979), S. 27.
Vgl. Homburg/ Baumgartner (1995), S. 170.
Vgl. Hulland (1999), S. 198.
Im Rahmen dieser Arbeit wird das Bootstrap-Verfahren verwendet werden, weil es gegenüber dem Jakknifing einen geringeren Standardfehler aufweist und das Jakknifing lediglich eine Approximation des Bootstrapping darstellt. Vgl. zu diesen Verfahren u.a. Efron/Gong (1983) sowie zusammenfassend Bortz (2005), S. 130 ff.
Vgl. Chin (1998), S. 318 ff.; Krafft et al. (2005), S. 83.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 10.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 727.
Vgl. Hulland (1999), S. 201; Krafft (1999), S. 124 f.; Rossiter (2002), S. 312 f.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 727 sowie zur Internen Konsistenz Werts et al. (1974).
Vgl. Krafft et al. (2005), S. 74, Fußnote 2.
Vgl. Ringle et al. (2006), S. 87.
Vgl. Nunnally (1978), S. 245.
Vgl. Bagozzi/ Yi (1988), S. 82.
Vgl. Ringle (2004), S. 19 f.
Vgl. Homburg/ Baumgartner (1995), S. 170; Chin (1998), S. 321.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 12.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 728.
Bagozzi/ Phillips (1982), S. 469.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 728.
Vgl. Fornell/ Larcker (1981), S. 45 ff.
Vgl. Krafft et al. (2005), S. 76.
Vgl. ausführlich zu den Unterschieden reflektiver und formativer Mesmodelle und den sich daraus ergebenden Implikationen für deren Bewertung Diamantopoulos (1999); Diamantopoulos/Winklhofer (2001) sowie Eggert/Fassott (2003).
Vgl. Jarvis et al. (2003), S. 200.
Vgl. Diamantopoulos/ Winklhofer (2001).
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 728 ff. sowie darauf basierend Krafft et al. (2005), S. 76 ff.
Vgl. Eggert/ Fassott (2003), S. 4.
Nunally/ Bernstein (1994), 484.
Anderson und Gerbing haben zwei Indizes entwickelt, welche das Maß der Eindeutigkeit der Zuordnung und die inhaltliche Relevanz der Indikatoren abbilden. Vgl. Anderson/ Gerbing (1991).
Vgl. Churchill (1979), S. 67.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 728 f.
Vgl. Sambamurthy/ Chin (1994), S. 231 f.
Vgl. Chin (1998), S. 307.
Vgl. Chin (1998), S. 318 ff.; Ringle et al. (2006) schlagen hierfür jedoch die Akzeptanz einer Irrtumswahrscheinlichkeit von 10 Prozent vor. Vgl. Ringle et al. (2006), S. 87.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 729.
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 89.
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 91.
Vgl. Mason/ Perreault (1991) S. 270.
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 91.
Vgl. Eggert/ Fassott (2003), S. 6; Krafft et al. (2005), S. 79, Fußnote 6.
Vgl. Mason/ Perreault (1991), S. 262 ff.
Vgl. Bagozzi (1981), S. 327.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 7 f.
Vgl. Eggert/ Fassott (2003), S. 6; Götz/Liehr-Gobbers (2004), S. 729 f.
Vgl. Diamantopoulos/ Winklhofer (2001), S. 273; Eggert/Fassott (2003), S. 6.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 730.
Vgl. zur Bewertung von Strukturmodellen ausführlich Chin (1998).
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 64; Götz/Liehr-Gobbers (2004), S. 730.
Vgl. Chin (1998), S. 323.
Vgl. Chin (1998), S. 316 ff.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 730.
Vgl. Herrmann et al. (2006), S. 58.
Vgl. Krafft et al. (2005), S. 83 f.
Vgl. Lohmöller (1989), S. 60 f.
Vgl. Chin (1998), S. 316.
Vgl. Cohen (1988), S. 413; Chin (1998), S. 316; Götz/Liehr-Gobbers (2004), S. 731.
Vgl. Stone (1974); Geisser (1975); Chin (1998), S. 15; Götz/Liehr-Gobbers (2004), S. 731.
Vgl. Fornell/ Cha (1994), S. 71 f.
Vgl. Fornell/ Cha (1994), S. 73; Chin (1998), S. 318
Vgl. Herrmann et al. (2006), S. 58.
Vgl. Hulland (1999), S. 196 f.; Jarvis et al. (2003), S. 204.
Vgl. Giere et al. (2006), S. 678.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 6 u. 22.
Vgl. Albers/ Götz (2006), S. 672.
Vgl. Albers/ Götz (2006), S. 673.
Vgl. Jarvis et al. (2003), S. 204 f.
Hulland (1999), S. 196 f.
Tenenhaus et al. (2005), S. 196.
Vgl. Wold (1982), S. 40 ff.
Albers/ Götz (2006), S. 673.
Vgl. für die nachfolgenden Ausführungen Riemenschneider (2006), S. 266 ff.
Vgl. Lohmöller (1989), S. 60 f.
Vgl. Riemenschneider (2006), S. 270.
Vgl. Herrmann et al. (2006), S. 51.
Vgl. Ausführungen in Kapitel C 2.4.2 sowie Herrmann et al. (2006), S. 58.
Vgl. Eggert et al. (2005), S. 102.
Vgl. Huber/ Heitmann (2006), S. 696 ff.
Vgl. Homburg/ Giering (2001), S. 47.
Vgl. Chin et al. (2003), S. 196 ff.
Zur Berechnung von Interaktionseffekten mit formativen Konstrukten wird eine abweichende Vorgehensweise vorgeschlagen. Da es sich bei dem hier vorliegenden Untersuchungsmodell ausschließlich um Konstrukte mit reflektiven Indikatoren handelt, soll diese jedoch hier nicht diskutiert werden. Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 725 f.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 727.
Vgl. Eggert et al. (2005), S. 109.
Vgl. Chin et al. (2003), S. 195 f.
Vgl. Eggert et al. (2005), S. 107.
Kim/ Frazier (1997a), S. 856.
Vgl. Hulland (1999), S. 196 f.
Vgl. O’Reilly III/ Chatman (1986), S. 494; Brown et al. (1995), S. 386 f.
Vgl. stellvertretend Brown et al. (1995), S. 377; Kelly (2004), S. 644 sowie die Übersicht bei KIM/FRAZIER (1997b), S. 142 f.
Vgl. Zeplin (2006), S. 200.
Wie in sämtlichen weiteren Anwendungen des Bootstrapping-Verfahrens wurde eine Anzahl von Fällen (Cases) pro Sample aus dem Datensatz entnommen, die der Anzahl der Fälle des Datensatzes (N = 75) entspricht. Die Anzahl der generierten Samples ist in sämtlichen Anwendungen 500. Als kritische Werte für den t-Test werden die für einen zweseitigen Test gültigen Grenzwerte verwendet. Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 808.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 728.
Dieser Indikator findet sich bspw. bei Van Dyne et al. und Turnipseed. Der genaue Worttlaut ist: „Always comes to work on time“ Van Dyne et al. (1994), S. 781; Turnipseed (2002), S. 9.
Vgl. Van Dyne et al. (1994), S. 781 f.
Der Wortlaut bei Van Dyne et al. ist: „Follows work rules and instructions with extreme care“. Van Dyne et al. (1994), S. 781.
Vgl. Zeplin (2006), S. 194.
Vgl. u.a. Bettencourt et al. (2001); Schmitz (2004).
Vgl. Chin (1998), S. 323.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 729 f.
Vgl. stellvertretend für viele Frazier/ Rody (1991) sowie Johnson et al. (1993) und hier insbesondere die Tabelle auf Seite 2.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 729.
Vgl. Diamantopoulos/ Winklhofer (2001), S. 273; Eggert/Fassott (2003), S. 6.
Vgl. auch Kim/ Oh (2002), S. 83 f.
Vgl. u.a. Frazier/ Summers (1984), S 45 ff.; Boyle/Dwyer (1995), S. 195.
Angaben zur Güte der Operationalisierung in der Untersuchung von Zeplin lassen sich nicht machen, da diese aufgrund des formativen Charakters der Konstrukte nicht erfolgt ist und die Dimensionen bzw. Konstrukte lediglich anhand einer Durchschnittsbildung der Indikatorvariablen bzw. Dimensionenwerte berechnet wurden. Vgl. Zeplin (2006), S. 208 ff.
Vgl. Backhaus et al. (2006), S. 97. Gemäß Chin muss die Erklärungskraft unter einem R2 in Höhe von 0,19 als „weak“ bezeichnet werden. Vgl. Chin (1998), S. 323.
Vgl. Chin (1998), S. 323; Ringle (2004b), S. 15.
Vgl. Herrmann et al. (2006), S. 61.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 731.
Als Richtwerte für die Interpretation der Effektgröße schlägt Chin folgende Unterteilung vor: 0,02 = schwacher Einfluss; 0,15 = mittlerer Einfluss; 0,35 starker Einfluss. Vgl. Chin (1998), S. 316 sowie Kapitel C 2.4.2.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004), S. 721 sowie die Ausführungen in Kapitel C 2.2.
Vgl. Homburg et al. (2003), S. 44.
Vgl. Meurer (1997), S. 122 f. sowie generell die Ausführungen in Kapitel B 4.2.3.3.
Zeplin (2006), S. 91.
Jahns et al. nehmen bspw. Hypothesen an, obwohl das Zielkonstrukt lediglich ein R2 von 0,11 aufweist. Vgl. Jahns et al. (o.J.), S. 16.
Vgl. Turnipseed (2002), S. 7 für eine ähnliche Argumentation.
Vgl. Brown et al. (2000), S. 58.
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(2007). Empirische Untersuchung des Modells für das absatzmittlergerichtete Markenmanagement. In: Absatzmittlergerichtetes, identitätsbasiertes Markenmanagement. Gabler. https://doi.org/10.1007/978-3-8350-5534-6_3
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