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Experimentelle Untersuchung der wahrgenommenen Bindungswirkung spezifischer Investitionen

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Die experimentelle Untersuchung widmet sich der Analyse des Einflusses der CC auf die Kundenbindung. Das Explanandum (originäre) Bindungswirkung soll durch das Explanans CC unter der Nebenbedingung konstanter Quasirenten und der Berücksichtigung moderierender Einflüsse erklärt werden.444

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Literatur

  1. 446.
    Zur Notation sowie zu den Vorteilen eines Before-After-Designs vgl. Green et al. (1988), S. 216ff.Google Scholar
  2. 448.
    Einen Überblick gibt Farquhar (1984), S. 1294, der sich insbesondere auf die Erwartungsnutzentheorie bezieht.Google Scholar
  3. 450.
    Einen Überblick über die in der Literatur diskutierten Vor-und Nachteile der Verwendung von Wahrscheinlichkeitsäquivalenten findet sich bei Farquhar (1984), S. 1290.Google Scholar
  4. 452.
    Kahneman und Tversky stellen diese Bedingung zu einem frühen Zeitpunkt in Frage (Kahneman/ Tversky (1979), S. 287). Die Autoren weisen darauf hin, dass ein Entscheider, der eine Entscheidungssituation im Hinblick auf sein Gesamtvermögen formuliert, einen Referenzpunkt im Ursprung der Vermögensskala besitzt. In diesem Fall ist es wahrscheinlich, dass die Wertfunktion durchgängig konkav ist. In folgenden Arbeiten der Autoren wird diese Diskussion nicht mehr aufgegriffen.Google Scholar
  5. 453.
    Vgl. Schade et al. (2002), S. 8.Google Scholar
  6. 455.
    Vgl. Petre (1985), S. 45; Dichtl (1987), S. 184; Plinke (1997b), S. 46.Google Scholar
  7. 458.
    Vgl. Koopmans (1960); Thaler (1981).Google Scholar
  8. 461.
    Vgl. Kahneman/ Tversky (1979); Tversky/Kahneman (1992).Google Scholar
  9. 462.
    Vgl. Wakker/ Zank (2002). Eine umfassende Gegenüberstellung beider Funktionsfamilien findet sich bei Zank (2001), Abschnitt 2. Zank zeigt, dass sowohl streng monotone Exponentialfunktionen wie auch positive Potenzfunktionen unter Annahme positiver Entscheidungsgewichte mit der CPT vereinbar sind. Dann gilt für Präferenzbeziehungen: Monotonie, Kontinuität, schwache Ordnung und Unabhängigkeit.Google Scholar
  10. 463.
    Vgl. Currim/ Sarin (1989).Google Scholar
  11. 464.
    Vgl. Smidts (1997).Google Scholar
  12. 465.
    Vgl. Beetsma/ Schotman (1998) zitiert nach Zank (2001), S. 67.Google Scholar
  13. 466.
    Vgl. u. a. Farquhar/ Nakamura (1987); Saha (1993).Google Scholar
  14. 467.
    Vgl. Currim/ Sarin (1984), S. 556; Currim/Sarin (1989), S. 27; Nitzsch von (1998), S. 630.Google Scholar
  15. 468.
    Currim und Sarin berücksichtigen keinen expliziten Parameter für die Steilheit der Funktion. Ein dort durchgeführter Test bestätigt jedoch die Übergewichtung von Verlusten relativ zu Gewinnen (vgl. Currim/ Sarin (1984), S. 30). Im vorliegenden Experiment werden keine gemischten Lotterien abgefragt. Damit entfällt ein Parameter der Verlustaversion in Gleichung (12).Google Scholar
  16. 469.
    Vgl. Tversky/ Kahneman (1992), S. 309.Google Scholar
  17. 471.
    Vgl. Tversky/ Kahneman (1992), S. 309.Google Scholar
  18. 472.
    Vgl. u.a. Abdellaoui (2000).Google Scholar
  19. 473.
    Vgl. Tversky/ Kahneman (1992), S. 307.Google Scholar
  20. 474.
    Vgl. Wu/ Gonzalez (1996), S. 1681.Google Scholar
  21. 475.
    Vgl. Abdellaoui (2000), S. 1504.Google Scholar
  22. 476.
    Vgl. Tversky/ Kahneman (1992); Abdellaoui (2000).Google Scholar
  23. 477.
    Vgl. Camerer/ Ho (1994).Google Scholar
  24. 478.
    Zum gleichen Ergebnis kommen Schade et al. (2002), S. 7.Google Scholar
  25. 481.
    Vgl. Currim/ Sarin (1989), S. 30.Google Scholar
  26. 482.
    Die empirischen Vergleichswerte sind keineswegs eindeutig, was u. a. auf unterschiedliche Erfassungsmethoden und Parametrisierungen der Funktionen zurückzuführen ist. So messen Currim und Sarin zu 97% konkave Funktionen im Gewinnbereich, bei Thaler und Johnson sind es dagegen durchschnittlich 61% konvexe Potenzfunktionen, bei Abdellaoui sind es rund 53% und Smidts misst in seiner Befragung nur 41% konkave Entscheider im Gewinnbereich. Vgl. Sarin (1989), S. 30. ebenda; Thaler/Johnson (1990), S. 654; Smidts (1997), S. 365; Abdellaoui (2000), S. 1506.Google Scholar
  27. 483.
    Vgl. Kahneman/ Tversky (1979).Google Scholar
  28. 484.
    Vgl. Abdellaoui (2000), S. 1506.Google Scholar
  29. 485.
    Die Reflektionsannahme wurde nicht explizit getestet. Eine generelle Aussage wäre aufgrund hoher individueller Unterschiede wenig sinnvoll. Zum gleichen Schluss kommen Hershey und Schoemaker nach der Analyse verschiedener experimentell ermittelter Nutzenfunktionen (vgl. Hershey/ Schoemaker (1980), S. 397).Google Scholar
  30. 486.
    Das Bestimmtheitsmaß vergleicht die Summe der quadrierten Abweichungen des Funktionswertes vom tatsächlichen Wert mit der Gesamtabweichung des tatsächlichen Wertes vom Mittelwert, d. h., es gibt das Verhältnis nicht erklärter Streuung zur Gesamtstreuung wieder. Vgl. Bates/ Watts (1988), S. 29, 90ff. sowie Anwendungsempfehlungen zur verwendeten Routine in Mathematica 5.0, analog für lineare Regression Backhaus et al. (2003), S. 67f.Google Scholar
  31. 489.
    Vgl. Churchill/ Iacobucci (2002), S. 689f.Google Scholar
  32. 491.
    Vgl. Churchill/ Iacobucci (2002), S. 649.Google Scholar
  33. 492.
    Vgl. Iacobucci (2002) ebenda, S. 679.Google Scholar
  34. 493.
    Für nicht zu kleine Stichprobenumfänge vertretbare Näherungen für 95%-Konfidenzintervalle für die Schiefe und Kurtosis erhält man, indem man um den jeweiligen Schätzwert ein Intervall mit dem entsprechenden zweifachen Standardfehler bildet. Liegt der Quotient von Wert und Standardfehler außerhalb des Intervalls [−2, 2], besteht mit p ≤ 0,05 eine signifikante Abweichung von Null. Ähnlich äußern sich auch Hair et al. (1995), S. 66.Google Scholar
  35. 494.
    Zusätzlich wurde ein Kolmogoroff-Smirnov-Anpassungstest durchgeführt, der die Abweichungen der empirischen Verteilung in der Grundgesamtheit von einer angepassten Normalverteilung beurteilt. Die Prüfgröße orientiert sich dabei am größten Abstand zwischen hypothetischer und empirischer Verteilung (vgl. Hartung (1993), S. 183ff.). Die Nullhypothese, die besagt, dass beide Verteilungen übereinstimmen, musste für alle Entscheidungen verworfen werden.Google Scholar
  36. 495.
    Vgl. Keppel (1991), S. 97.Google Scholar
  37. 496.
    Vgl. Büning/ Trenkler (1994), S. 3.Google Scholar
  38. 497.
    Vgl. Noether (1990), S. 184.Google Scholar
  39. 498.
    Vgl. Büning/ Trenkler (1994), S. 135.Google Scholar
  40. 499.
    Vgl. Hartung (1993), S. 243f.Google Scholar
  41. 500.
    Vgl. Abdellaoui (2000), S. 1500.Google Scholar
  42. 501.
    Um stabilere Werte für δx zu erhalten, werden jeweils zwei Entscheidungen im Gewinn-bzw. Verlustbereich zusammengefasst (vgl. Tversky/ Kahneman (1992), S. 307).Google Scholar
  43. 505.
    Zusätzlich wurde der für Stichproben < 50 VPN empfohlene Shapiro-Wilk-Test durchgeführt (vgl. Shapiro et al. (1968)). Die Ergebnisse des Shapiro-Wilk-Tests zeigen ein ähnliches Bild.Google Scholar
  44. 507.
    Vgl. Levene (1960).Google Scholar
  45. 508.
    Erläuterungen zu Test und Prüfgröße finden sich bei Hartung (1993), S. 617.Google Scholar
  46. 512.
    Vgl. Terpstra (1952); Hollander/Wolfe (1973); Pirie (1983).Google Scholar
  47. 513.
    Vgl. Hollander/ Wolfe (1973), S. 122.Google Scholar
  48. 514.
    Vgl. Büning/Trenkler (1994), S. 194.Google Scholar
  49. 515.
    Vgl. ebenda, S.232ff.Google Scholar
  50. 518.
    Vgl. Büning/ Trenkler (1994), S. 131.Google Scholar
  51. 519.
    Weder J-Test noch MWU-Test sind anfällig für Unterschiede in den Stichprobengrößen, solange sich die beobachteten Verteilungen der Gruppen nur in der Lage unterscheiden. Vgl. Hollander/ Wolfe (1973), S. 70.Google Scholar
  52. 523.
    Vgl. Kahneman/ Tversky (1979), S. 265f. Dieses Phänomen wurde von Allais bereits 1953 dokumentiert, vgl. Allais (1953). Die Stabilität des Effektes wiesen Cohen und Jaffray nach, vgl. Cohen/Jaffray (1988).Google Scholar
  53. 525.
    Vgl. Schade et al. (2002), S. 9.Google Scholar
  54. 526.
    Vgl. Backhaus et al. (2003), S. 96 sowie allgemein Cook/Campbell (1979), S. 44–50.Google Scholar
  55. 527.
    Ein scheinbar abweichendes Ergebnis zeigt Heath in einer Untersuchung zur „Deeskalation“ bei Investitionsentscheidungen (vgl. Heath (1995), S. 42). Der Autor legt jedoch im Unterschied zu den obigen Ergebnissen die Investitions-Abbrecherquote als Maß der „Deeskalation“ zugrunde. Eine Anpassung der Alternative als Ausdruck der Bewertung der Investition ist bei Heath nicht möglich. Der prozentuale Rückgang von Investitions-abbrechern bei einer Chance auf einen Break-Even lässt keinen Schluss über die Stärke des individuellen „Ungebundenseins“ zu.Google Scholar
  56. 528.
    Zu ähnlichen Ergebnissen kommen Zeelenberg und van Dijk, die eine Präferenz für sichere Lotterien gegenüber gleichwertigen unsicheren Lotterien nach vorausgegangenen Verlusten dokumentieren, wenn die sichere Lotterie einen Break-Even sichert (vgl. Zeelenberg/ Van Dijk (1997)). Sie führen den Anstieg „risikoaverser“ Entscheider auf die Kodierung der Auszahlungen relativ zu einem gestiegenen Anspruchsniveau i. H. d. Sunk Cost zurück (vgl. die Ausführungen zur Startwertverschiebung im vorangegangenen Abschnitt). Relativ zum Anspruchsniveau ist die sichere Lotterie zufriedenstellend, während die unsichere Lotterie eine zufriedenstellende und eine nicht zufriedenstellende Auszahlung enthält. Aufgrund der Übergewichtung von nicht zufriedenstellenden Auszahlungen (Verlusten) wird die sichere Alternative der unsicheren Lotterie vorgezogen. March und Shapira sehen die Ursache ebenso in der sicheren Zielerreichung: “Managers look for alternatives that can be managed to meet targets, rather than assess or accept risks [...]” (March/Shapira (1992), S. 1414).Google Scholar
  57. 529.
    Zum gleichen Ergebnis kommen Thaler und Johnson. Nach vorangegangenen Verlusten (Problem 7) entscheiden sich zwei Drittel der VPN für einen sicheren Break-Even anstatt eines unsicheren höheren Gewinnes. Vgl. Thaler/ Johnson (1990), S. 658.Google Scholar
  58. 531.
    Vgl. u. a. Weiber/ Beinlich (1994).Google Scholar
  59. 532.
    Zu Vorteilen und Anwendung von Experimenten in der empirischen Wirtschaftsforschung vgl. Schade (2005).Google Scholar
  60. 533.
    Vgl. Churchill/ Iacobucci (2002), S. 176, 178.Google Scholar
  61. 534.
    Vgl. Cook/ Campbell (1979), S. 37ff. Die Autoren führen ergänzend zwei weitere Validitätskriterien an. Als Teil der externen Validität wird von Cook und Campbell die Construct Validity diskutiert. Sie bezieht sich auf die „[...] approximate validity with which we can make generalizations about higher-order constructs from research operations“ (Cook/Campbell (1979), S. 38). Die Diskussion, wie die Operationalisierung des Konstruk-tes der CC die retrospektive Bindungswirkung abbildet, ist Inhalt des Abschnittes 5.2.1.2. Zusätzliche Prüfungen der Konstruktvalidität auf das Vorhandensein systematischer Fehler sind im Anschluss zu diskutieren. Weiterführend zur Konstruktvalidität siehe Peter (1981); Hildebrandt (1984). Als weiteres Kriterium führen Cook und Campbell die Statistical Conclusion Validity an. Sie drückt aus, welches Ausmaß und welche statistische Signifikanz die beobachteten Zusammenhänge in den Daten aufweisen. Diese Fragen sind Gegenstand der Hypothesenprüfung des vorangegangenen Kapitels. Die vier Validitätskriterien sind aus praktischen Überlegungen entstanden und keinesfalls überschneidungsfrei. Sie dienen als Grundlage einer kritischen Prüfung experimenteller Ergebnisse.Google Scholar
  62. 535.
    Berkowitz/ Donnerstein (1982) zitiert nach Lynch (1982), S. 231.Google Scholar
  63. 536.
    Vgl. Lynch (1982), S. 232.Google Scholar
  64. 537.
    Vgl. Popper (1959).Google Scholar
  65. 538.
    Vgl. Calder et al. (1981), S. 199f.Google Scholar
  66. 539.
    Vgl. ebenda, S. 200.Google Scholar
  67. 540.
    Vgl. Calder et al. (1982), S. 241 f.Google Scholar
  68. 541.
    Vgl. Lévesque/ Schade (2004).Google Scholar
  69. 542.
    Vgl. Jacoby et al. (2001).Google Scholar
  70. 543.
    Vgl. Barnett/ Koslowski (2002).Google Scholar
  71. 544.
    Vgl. Fischer (1989), S. 496.Google Scholar
  72. 545.
    Vgl. Sullivan/ Kida (1995), S. 82.Google Scholar
  73. 546.
    Vgl. Thaler/ Johnson (1990).Google Scholar
  74. 547.
    Vgl. Wehrung (1989), S. 135.Google Scholar
  75. 548.
    MacCrimmon und Wehrung finden unterschiedliches Verhalten in Abhängigkeit von der Führungsebene. Sie weisen höhere Risikofreude bei hochrangigen Führungskräften als bei Führungskräften im mittleren Management nach. Ferner ist die Risikobereitschaft der befragten Manager bei geschäftlichen Entscheidungen stärker ausgeprägt als bei privaten Entscheidungen. Vgl. MacCrimmon/ Wehrung (1986).Google Scholar
  76. 549.
    Vgl. Tversky/ Kahneman (1986).Google Scholar
  77. 550.
    Vgl. Kahneman (1986) ebenda, S. 274.Google Scholar
  78. 551.
    Vgl. Einhorn/ Hogarth (1978).Google Scholar
  79. 552.
    Bums (1985), S. 152 zitiert nach Friedman/Sunder (1994), S. 41.Google Scholar
  80. 553.
    Vgl. Rao/ Steckel (1991), S. 115.Google Scholar
  81. 554.
    Vgl. Moorhead et al. (1991).Google Scholar
  82. 555.
    Vgl. Büschken (1994), S. 46. Erst dieser Mechanismus erlaubt es, von der Risikoeinstellung des Buying-Centers zu sprechen, die der vorangegangenen Analyse implizit zugrunde liegt (vgl. Schade/Schott (1993a), S. 496).Google Scholar
  83. 556.
    Vgl. Büschken (1994), S. 28.Google Scholar
  84. 557.
    Vgl. Davis (1973), S. 100.Google Scholar
  85. 558.
    Vgl. Farquhar (1984), S. 1290.Google Scholar
  86. 559.
    Vgl. Payne et al. (1980); Hershey et al. (1982); Hershey/Schoemaker (1985).Google Scholar
  87. 560.
    Hershey/ Schoemaker (1985), S. 1224.Google Scholar
  88. 563.
    Tversky/ Kahneman (1974), S. 1128f., siehe auch Slovic/Lichtenstein (1971), S. 712f.Google Scholar
  89. 564.
    Vgl. Camerer (1989), S. 7.Google Scholar
  90. 565.
    Dieser Effekt ist abhängig von der Eintrittswahrscheinlichkeit der anreizrelevanten Auszahlungen. Kachelmeier und Shehata fanden massive Risikofreudigkeit für kleine Wahrscheinlichkeiten bei chinesischen Studenten, die nach der Sicherheitsäquivalent-Methode um Einsätze spielten, die ein Vielfaches ihres Monatseinkommens ausmachten (vgl. Kachelmeier/ Shehata (1991)).Google Scholar
  91. 566.
    Camerer/ Hogarth (1999).Google Scholar
  92. 567.
    Vgl. Tversky/ Kahneman (1992), S. 315f. sowie Camerer (1989), der ferner keine signifikanten Auswirkungen auf die Reliabilität der Ergebnisse und die Antwortzeiten der VPN feststellte.Google Scholar
  93. 568.
    Vgl. Camerer/ Hogarth (1999).Google Scholar
  94. 569.
    Zu einem anderen Ergebnis kommen Jenkins et al., die bei der Untersuchung von 39 Studien keinen Einfluss des Aufgabentyps feststellten. Es wurde dabei jedoch nur zwischen intrinsischen und extrinsischen Aufgaben unterschieden (vgl. Jenkins et al. (1998), S. 784).Google Scholar
  95. 570.
    Auf einen bedeutenden Zusammenhang zwischen der beruflichen Erfahrung und monetären Anreizen weist Schade im Kontext unternehmerischer Entscheidungen hin. So wird ein Unternehmer, der normalerweise mit Entscheidungskonsequenzen im Millionenbereich zu tun hat, geringe Anreize bspw. von € 30 nicht ernst genug nehmen, um anreizkompatibel zu agieren (vgl. Schade (2005)).Google Scholar
  96. 571.
    Vgl. Camerer/ Hogarth (1999).Google Scholar
  97. 572.
    Vgl. Hogarth (1999) ebenda, S. 8.Google Scholar
  98. 573.
    Vgl. u. a. Smith/ Walker (1993); Schade/Burmeister (2005).Google Scholar
  99. 574.
    Vgl. Schade (2005).Google Scholar

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