Auszug
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
Die Nebenbedingung konstanter Quasirenten bezieht sich auf die gesamte Geschäftsbeziehung. Während die Quasirente auf Kundenseite durch die Entscheidungssituation gegeben ist (diese wird im Treatment nicht manipuliert) wird eine mögliche Anbieterrente in die Fallstudie bei gegebenen Preisen nicht diskutiert. Damit soll den VPN die Fokussierung auf die Preisobergrenze ermöglicht werden, ohne dass strategisches Verhandlungsverhalten erforderlich wird.
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Literatur
Zur Notation sowie zu den Vorteilen eines Before-After-Designs vgl. Green et al. (1988), S. 216ff.
Einen Überblick gibt Farquhar (1984), S. 1294, der sich insbesondere auf die Erwartungsnutzentheorie bezieht.
Einen Überblick über die in der Literatur diskutierten Vor-und Nachteile der Verwendung von Wahrscheinlichkeitsäquivalenten findet sich bei Farquhar (1984), S. 1290.
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.
Vgl. Schade et al. (2002), S. 8.
Vgl. Petre (1985), S. 45; Dichtl (1987), S. 184; Plinke (1997b), S. 46.
Vgl. Koopmans (1960); Thaler (1981).
Vgl. Kahneman/ Tversky (1979); Tversky/Kahneman (1992).
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.
Vgl. Currim/ Sarin (1989).
Vgl. Smidts (1997).
Vgl. Beetsma/ Schotman (1998) zitiert nach Zank (2001), S. 67.
Vgl. u. a. Farquhar/ Nakamura (1987); Saha (1993).
Vgl. Currim/ Sarin (1984), S. 556; Currim/Sarin (1989), S. 27; Nitzsch von (1998), S. 630.
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).
Vgl. Tversky/ Kahneman (1992), S. 309.
Vgl. Tversky/ Kahneman (1992), S. 309.
Vgl. u.a. Abdellaoui (2000).
Vgl. Tversky/ Kahneman (1992), S. 307.
Vgl. Wu/ Gonzalez (1996), S. 1681.
Vgl. Abdellaoui (2000), S. 1504.
Vgl. Tversky/ Kahneman (1992); Abdellaoui (2000).
Vgl. Camerer/ Ho (1994).
Zum gleichen Ergebnis kommen Schade et al. (2002), S. 7.
Vgl. Currim/ Sarin (1989), S. 30.
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.
Vgl. Kahneman/ Tversky (1979).
Vgl. Abdellaoui (2000), S. 1506.
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).
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.
Vgl. Churchill/ Iacobucci (2002), S. 689f.
Vgl. Churchill/ Iacobucci (2002), S. 649.
Vgl. Iacobucci (2002) ebenda, S. 679.
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.
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.
Vgl. Keppel (1991), S. 97.
Vgl. Büning/ Trenkler (1994), S. 3.
Vgl. Noether (1990), S. 184.
Vgl. Büning/ Trenkler (1994), S. 135.
Vgl. Hartung (1993), S. 243f.
Vgl. Abdellaoui (2000), S. 1500.
Um stabilere Werte für δx zu erhalten, werden jeweils zwei Entscheidungen im Gewinn-bzw. Verlustbereich zusammengefasst (vgl. Tversky/ Kahneman (1992), S. 307).
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.
Vgl. Levene (1960).
Erläuterungen zu Test und Prüfgröße finden sich bei Hartung (1993), S. 617.
Vgl. Terpstra (1952); Hollander/Wolfe (1973); Pirie (1983).
Vgl. Hollander/ Wolfe (1973), S. 122.
Vgl. Büning/Trenkler (1994), S. 194.
Vgl. ebenda, S.232ff.
Vgl. Büning/ Trenkler (1994), S. 131.
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.
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).
Vgl. Schade et al. (2002), S. 9.
Vgl. Backhaus et al. (2003), S. 96 sowie allgemein Cook/Campbell (1979), S. 44–50.
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.
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).
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.
Vgl. u. a. Weiber/ Beinlich (1994).
Zu Vorteilen und Anwendung von Experimenten in der empirischen Wirtschaftsforschung vgl. Schade (2005).
Vgl. Churchill/ Iacobucci (2002), S. 176, 178.
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.
Berkowitz/ Donnerstein (1982) zitiert nach Lynch (1982), S. 231.
Vgl. Lynch (1982), S. 232.
Vgl. Popper (1959).
Vgl. Calder et al. (1981), S. 199f.
Vgl. ebenda, S. 200.
Vgl. Calder et al. (1982), S. 241 f.
Vgl. Lévesque/ Schade (2004).
Vgl. Jacoby et al. (2001).
Vgl. Barnett/ Koslowski (2002).
Vgl. Fischer (1989), S. 496.
Vgl. Sullivan/ Kida (1995), S. 82.
Vgl. Thaler/ Johnson (1990).
Vgl. Wehrung (1989), S. 135.
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).
Vgl. Tversky/ Kahneman (1986).
Vgl. Kahneman (1986) ebenda, S. 274.
Vgl. Einhorn/ Hogarth (1978).
Bums (1985), S. 152 zitiert nach Friedman/Sunder (1994), S. 41.
Vgl. Rao/ Steckel (1991), S. 115.
Vgl. Moorhead et al. (1991).
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).
Vgl. Büschken (1994), S. 28.
Vgl. Davis (1973), S. 100.
Vgl. Farquhar (1984), S. 1290.
Vgl. Payne et al. (1980); Hershey et al. (1982); Hershey/Schoemaker (1985).
Hershey/ Schoemaker (1985), S. 1224.
Tversky/ Kahneman (1974), S. 1128f., siehe auch Slovic/Lichtenstein (1971), S. 712f.
Vgl. Camerer (1989), S. 7.
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)).
Camerer/ Hogarth (1999).
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.
Vgl. Camerer/ Hogarth (1999).
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).
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)).
Vgl. Camerer/ Hogarth (1999).
Vgl. Hogarth (1999) ebenda, S. 8.
Vgl. u. a. Smith/ Walker (1993); Schade/Burmeister (2005).
Vgl. Schade (2005).
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(2006). Experimentelle Untersuchung der wahrgenommenen Bindungswirkung spezifischer Investitionen. In: Kundenbindung durch spezifische Investitionen. DUV. https://doi.org/10.1007/978-3-8350-9069-9_5
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