Auszug
Für die empirische überprüfung des in Kapitel 3 entwickelten Untersuchungsmodells zum Integrationsverhalten von Konsumenten empfiehlt sich nach herrschender Meinung innerhalb der Marketingforschung ein mehrstufiger Prozess, der die valide Messung und Analyse der als relevant erachteten Variablen und Variablenzusammenhänge sicherstellen soll. Der in Abbildung 22 dargestellte Prozess lehnt sich an allgemeine Ablaufschemata zur Durchführung empirischer Untersuchungen im Marketing an1 und ergänzt diese im Bereich der Messmodellentwicklung (Operationalisierung) um spezifische Ansätze zur empirischen Konzeptualisierung und Operationalisierung von Konstrukten, welche ein iteratives Vorgehen der Itemgenerierung und —überprüfung empfehlen.2 Diese Ansätze finden vorrangig bei der Erforschung neuartiger, komplexer Konstrukte Anwendung und sehen dabei eine Kombination aus deduktivem (theorie- bzw. konzeptgeleitetem) und induktivem (aus qualitativ und quantitativ gewonnenen Daten abgeleitetem) Vorgehen zur Erfassung der Konstrukte vor.3 Innerhalb der vorliegenden Arbeit erfolgte die grundlegende Konzeptualisierung der verwendeten Konstrukte ebenso wie die Modell- und Hypothesenbildung bereits im letzten Kapitel.4
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Literatur
Vgl. z.B. Aaker/ Kumer/ Day (2004), S. 44; Churchill/Iacobucci (2002), S. 56; Nieschlag/Dichtl/Hörschgen (2002), S. 390; Böhler (2004), S. 30; Berekoven/Eckert/Ellenrieder (2002), S. 36.
Siehe hierzu insbesondere den klassischen, in zahlreichen Studien angewendeten Vorschlag von Churchill (1979), S. 66, der von verschiedenen Autoren aufgegriffen und modifiziert oder erweitert wurde. Vgl. z.B. Clark/Watson (1995); Homburg (2000); Homburg/Giering (1996) sowie Smith (1999), die dem Ansatz im Kontext der Dienstleistungsqualitätsmessung allerdings kritisch gegenübersteht.
Vgl. zu Anwendungen solcher Ansätze z.B. Sauer (2003), S. 69 ff; Siems (2003), S. 95 ff.; Hadwich (2003), S. 107 ff.
Vgl. hierzu auch Albers/ Hildebrandt (2006), S. 10, die darauf hinweisen, dass eine klare Definition der Konstrukte mit all ihren Facetten zu Beginn des Untersuchungsprozesses erfolgen sollte.
Theoretische Konstrukte, auch als latente Variablen bezeichnet, werden von Bagozzi/ Fornell (1982), S. 24 wie folgt definiert: „A theoretical concept (sometimes referred to as hypothetical construct or theoretical variable) may be defined as an abstract entity which represents the ‚true‘, unobservational state or nature of a phenomenon.“
Vgl. Kroeber-Riel/ Weinberg (2003), S. 31 f. und Schnell/Hill/Esser (2005), S. 127 ff.
Siehe hierzu Churchill (1979), S. 66; Bollen/Lennox (1991), S. 307 f. sowie Gardner/Cummings/Dunham et al. (1998).
Zur Differenzierung unterschiedlich komplexer theoretischer Konstrukte siehe Homburg/ Giering (1996), S. 6 ff.
Siehe hierzu z.B. Diamantopoulos/ Winklhofer (2001); Bollen/Lennox (1991); Eggert/Fassot (2003).
Larsson/ Bowen (1989), S. 221. Sie definieren diesen Term wie folgt: “Customer disposition to participate refers to the extent the customer tends to play an active role in supplying labor or information inputs to the service production process.” Larsson/Bowen (1989), S. 218.
Vgl. Faranda (1994), S. 125. Auch Dullinger (2001), S. 17 stellt dieses Merkmal heraus.
Vgl. Silpakit/ Fisk (1985), S. 118; Larsson/Bowen (1989), S. 221; Faranda (1994), S. 125 f.; Gabbott/Hogg (1998), S. 66; Bitter/Faranda/Hubbert et al. (1997), S. 197 f. und Dullinger (2001), S. 19 ff.
Vgl. Gabbott/ Hogg (1998), S. 65 f.
Auf dieses Problem weisen auch Bettencourt (1997), S. 401 sowie Keaveney (1995), S. 80 bei ihrer Empfehlung einer dyadischen Untersuchung hin, wobei beide Autoren ihre eigenen empirischen Untersuchungen auf die Kundenseite beschränken.
Siehe hierzu Kline/ Sulsky/ Rever-Moriyama (2000).
Siehe zu dieser Problematik z.B. Williams/ Cote/ Buckley (1989); Bagozzi/Yi (1990) sowie Howard (1994).
Vgl. Kline/ Sulsky/ Rever-Moriyama (2000), S. 403 und 411. Der Einfluss der Common Method Variance wurde in der Studie über einen zusätzlich in das Modell eingefügten Faktor (Soziale Erwünschtheit) ermittelt, für den Wirkungsbeziehungen zu sämtlichen beobachteten Variablen des Modells unterstellt wurden. Eine (simulierte) Variation der Wirkungsstärke dieses Faktors auf die Messvariablen ergab, dass erst bei einer Einflussstärke von 0,15 bzw. 0,20 substantielle Effekte auf die ursprünglichen Modellschätzungen (in Form einer Erhöhung der Schätzparameter) festzustellen waren.
Vgl. zu den Empfehlungen Nunnally/ Bernstein (1994), S. 391.
Siehe hierzu Scheffler (2000), S. 70; Berekoven/Eckert/Ellenrieder (2002), S. 106 und Böhler (2004), S. 91 ff.
Dieser gilt in geringerem, aber immer noch erheblichem Maße auch für telefonische Interviews, weshalb diese Befragungsoption ebenfalls ausgeschlossen wird. Zu den Kosten telefonischer und persönlicher Befragungen siehe Berekoven/ Eckert/ Ellenrieder (2002), S.106 und 111. Dort werden die Kosten professionell, d.h. durch Institute durchgeführter Telefoninterviews mit 15–25 € pro Fall angegeben. Bei persönlichen Interviews wird sogar von etwa doppelt so hohen Kosten ausgegangen.
Vgl. Aaker/ Kumar/ Day (2004), S. 253; Berekoven/Eckert/Ellenrieder (2002), S. 113; Scheffler (2000), S. 70 und Böhler (2004), S. 94.
Vgl. Böhler (2004), S. 95 und Aaker/Kumar/Day (2004), S. 253.
Diese betrugen nach Unternehmensangabe zum Zeitpunkt der Erhebung (Juli 2004) 192.951. Inzwischen beträgt die Zahl 228.182 (Stand Januar 2006).
Inzwischen ist die Zahl auf 118 Betriebe in Deutschland angewachsen (Stand Januar 2006).
Im streng mathematischen Verständnis erfordert Repräsentativität, „dass in einer Auswahl alle für die Grundgesamtheit typischen und charakteristischen Merkmale und Merkmalskombinationen getreu ihrer relativen Häufigkeit vertreten sein müssen und somit die Auswahl ein verkleinertes Abbild der Grundgesamtheit selbst für solche Merkmale ist, von deren Vorhandensein wir (noch) gar nichts wissen.“ Böltken (1976), S. 128.
Vgl. Berekoven/ Eckert/ Ellenrieder (2002), S. 50.
Siehe hierzu Aaker/ Kumar/ Day (2004), S. 374 ff.; Berekoven/Eckert/Ellenrieder (2002), S. 51 ff.; Böhler (2004), S. 140 ff. und Schnell/Hill/Esser (2005), S. 273 ff.
Vgl. Berekoven/ Eckert/ Ellenrieder (2002), S. 58.
Böhler (2004), S. 153.
Vgl. Aaker/ Kumar/ Day (2004), S. 384; Böhler (2004), S. 153 und Schnell/Hill/Esser (2005), S. 281.
Vgl. Böhler (2004), S. 148 und 153 f.
Vgl. Bagozzi/ Yi (1988), S. 80; Bentler (1985), S. 3; Ullman (2001), S. 659 f.; McQuitty (2004), S. 181; Backhaus/Erichson/Plinke (2005), S. 370 und Scholderer/Balderjahn (2005), S. 92.
Siehe hierzu Browne (1984). Auf die Wahl des Schätzverfahrens im Rahmen der vorliegenden Untersuchung wird in Abschn. 4.3.3 noch ausführlicher eingegangen.
Vgl. Satorra (2001), S. 232.
Vgl. Jöreskog/ Sörbom (1989), S. 21 und Backhaus/Erichson/Plinke (2005), S. 370. Bei p < 12 wird aber zumindest eine Stichprobengröße von n 200 gefordert.
Vgl. Fan/ Thompson/ Wang (1999); Muthén/Muthén (2002) und McQuitty (2004).
Dies würde sich auch negativ auf die Eignung der Klumpenstichprobe auswirken, denn es lässt sich zeigen, dass mit zunehmender Anzahl von Elementen pro Klumpen die Genauigkeit von Klumpenstichproben nachlässt. Eine größere Anzahl von Klumpen mit weniger Elementen pro Klumpen ermöglicht meist genauere Schätzungen als wenige Cluster mit sehr vielen Elementen. Vgl. Schnell/ Hill/ Esser (2005), S. 281 f.
Siehe hierzu Berekoven/ Eckert/ Ellenrieder (2002), S. 52 ff.; Aaker/Kumar/Day (2004), S. 382 ff. und Böhler (2004), S. 151 f.
Vgl. Schnell/ Hill/ Esser (2005), S. 127.
Vgl. Hunt (1991), S. 386; Homburg/Giering (1996), S. 6 und Götz/Liehr-Gobbers (2004a), S. 718 und (2004b), S. 12.
Vgl. Bollen/ Lennox (1991), S. 308 und Eggert/Fassott (2003), S. 3.
Vgl. Churchill (1987), S. 381 f.
Vgl. Churchill (1987), S. 65.
Vgl. Peter/ Churchill (1986), S. 4 und Homburg/Giering (1996), S. 6.
Als weitere Verfahren werden insbesondere die Test-Retest-Methode und Paralleltestmethode vorgeschlagen, die jedoch beide bei umfangreichen anonymen Erhebungen wenig praktikabel sind. Siehe zu den Verfahren und ihren Mängeln Schnell/ Hill/ Esser (2005), S. 151 f.; Hildebrandt (1998), S. 88 und Homburg/Pflesser (2000a), S. 421. Speziell zu Cronbachs Alpha siehe Cronbach (1951); Churchill (1979), S. 68 f. und Peterson (1994).
Vgl. Schnell/ Hill/ Esser (2005), S. 152.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 8.
Dieser Grenzwert geht auf Nunnally (1978), S. 245 zurück. Vgl. auch Brosius (2002), S. 766 sowie Peterson (1994), S. 382, der einen überblick über die von verschiedenen Autoren vorgeschlagenen Grenzwerte gibt.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 8.
Vgl. Brosius (2002), S. 768 f.
Vgl. Nunnally (1978), S. 279 f.
Vgl. Churchill (1979), S. 68.
Vgl. Bearden/ Netemeyer (1999), S. 4.
Vgl. Sauer (2003), S. 142 i.V.m. S. 164 ff.
Vgl. Berekoven/ Eckert/ Ellenrieder (2002), S. 88 und Schnell/Hill/Esser (2005), S. 154.
Vgl. Churchill (1987), S. 65. Eine hohe Validität setzt das Vorhandensein von Reliabilität voraus.
Neben den im Folgenden aufgeführten Arten werden z.T. noch die Kriteriumsvalidität und die nomologische Validität berücksichtigt. Während die Kriteriumsvalidität auf dem Einsatz unterschiedlicher Messinstrumente für ein Konstrukt basiert, was in der Praxis kaum realisierbar ist, stellt die nomologische Validität ein Maß dafür da, inwieweit sich theoretisch begründete Zusammenhätge zwischen dem betrachteten Konstrukt und anderen Konstrukten bestätigen lassen. Dies wird im Rahmen der Gesamtmodellanalyse in Abschn. 4.3.6 überprüft. Zur Kriteriumsvalidität siehe z.B. Schnell/ Hill/ Esser (2005), S. 155 f.; zur nomologischen Validität Hildebrandt (1998), S. 90.
Vgl. Bohrnstedt (1970), S. 92 und Schnell/Hill/Esser (2005), S. 155.
Vgl. Böhler (2004), S. 114.
Schnell/ Hill/ Esser (2005), S. 155.
Vgl. Böhler (2004), S. 114.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 7.
Bagozzi/ Phillips (1982), S. 468.
Vgl. Bagozzi/ Phillips (1982), S. 469 und Homburg/Pflesser (2000a), S. 421.
Vgl. Malhotra (1993), S. 619.
Vgl. Backhaus/ Erichson/ Plinke et al. (2005), S. 299. Homburg/Giering (1996), S. 8 und Bühl/Zöfel (2005), S. 476 sehen bereits einen Grenzwert von 0,4 als akzeptabel an.
Vgl. Kaiser (1974) sowie Backhaus/Erichson/Plinke et al. (2005), S. 295.
Ein solches Vorgehen findet sich z.B. bei Siems (2003), S. 134 und Hadwich (2003), S. 122.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 8.
Vgl. MacCallum/ Browne (1993), S. 533 f.; Eggert/Fassott (2003), S. 2; Götz/Liehr-Gobbers (2004a), S. 718 und (2004b), S. 15 und Krafft/Götz/Liehr-Gobbers (2005), S. 76.
Vgl. Krafft/ Haase/ Siegel (2003), S. 102.
Vgl. Barcley/ Thompson/ Higgins (1995), S. 285 f.; Bollen/Lennox (1991), S. 306 und Fassot/Eggert (2005), S. 38.
Vgl. Schnell/ Hill/ Esser (2005), S. 171 f.
Ein solches Vorgehen ist z.B. bei Kuester/ Homburg/ Robertson (1999), S. 90 ff.; Morgan/Hunt (1994), S. 34 f. und Stock (2003), S. 390 zu finden. Bei empirischen Studien im Themenbereich der vorliegenden Arbeit wird das Vorgehen v.a. zur Erfassung von Verhaltenskonstrukten angewendet. Vgl. z.B. Claycomb/Lengnick-Hall/Inks (2001) und Hsieh/Yen/Chin (2004), S. 190 f.
Siehe hierzu Chin (1998a); Betzin (2000) sowie Bliemel/Eggert/Fassott (2005).
Vgl. Bollen/ Lennox (1991), S. 306; Eggert/Fassott (2003), S. 2 und Fassot/Eggert (2005), S. 38.
Vgl. Schnell/ Hill/ Esser (2005), S. 173.
Vgl. Nunnally/ Bernstein (1994), S. 489; Eggert/Fassott (2003), S. 2.
Siehe hierzu Diamantopoulos (1999), S. 453 f.
Vgl. Bollen/ Lennox (1991), S. 308; Jarvis/Mackenzie/Podsakoff (2003), S. 202 sowie Eggert/ Fassott (2003), S. 4.
Vgl. Diamantopoulos/ Winklhofer (2001), S. 271 f. Siehe zu diesem Vorgehen auch Eggert/Fassott (2003), S. 4 ff. und Fassott/Eggert (2005), S. 40 ff.
Vgl. auch Nunnally/ Bernstein (1994), S. 484. Siehe hierzu auch Albers/Hildebrandt (2006), S. 10.
Vgl. DeVellis (1991), S. 55.
Vgl. Backhaus/ Erichson/ Plinke et al. (2005), S. 89.
Vgl. Backhaus/ Erichson/ Plinke et al. (2005), S. 91.
Vgl. Backhaus/ Erichson/ Plinke et al. (2005), S. 91; Götz/Liehr-Gobbers (2004b), S. 19 f. und Krafft/Götz/Liehr-Gobbers (2005), S. 78 f.
Vgl. Fassott/ Eggert (2005), S. 41 f., die diese noch um die nomologische Validität ergänzen. Wie bereits erwähnt, kann die überprüfung der nomologischen Validität aber am besten im Rahmen der später vorzunehmenden Gesamtmodellanalyse erfolgen, da sich dieses Gütekriterium auf das Verhältnis mehrerer latenter Variablen untereinander und nicht auf die Beziehung zwischen einer latenten Variablen und ihren Messindikatoren bezieht.
Siehe hierzu Anderson/ Gerbing (1991), S. 734.
Vgl. Anderson/ Gerbing (1991), S. 733 sowie Götz/Liehr-Gobbers (2004b), S. 17 und Krafft/Götz/Liehr-Gobbers (2005), S. 76. Wegen der Personenauswahl für diese Voruntersuchung wird im letztgenannten Beitrag auch von Expertenvalidität gesprochen.
Vgl. Anderson/ Gerbing (1991), S. 734.
Vgl. Jarvis/ Mackenzie/ Podsakoff (2003), S. 203.
Siehe hierzu Fassott (2006), S. 72, der jedoch einschränkend darauf hinweist, dass die Beantwortung der Fragen primär ein Gedankenexperiment darstellt, bei dem es durchaus denkbar ist, dass auf einzelne Fragen keine eindeutige Antwort gegeben werden kann oder dass sich auch bei eindeutiger Beantwortung der einzelnen Fragen kein einheitliches Antwortmuster ergeben muss.
Siehe hierzu die Bestandsaufnahmen und überprüfungen empirischer Marketingstudien bei Eggert/ Fassott (2003), S. 6 ff. sowie Fassott (2006), S. 76.
Vgl. Eggert/ Fassott (2003), S. 7 f. sowie Fassott (2006), S. 77. So wird z.B. auf eine Studie von Walsh/Hennig-Thurau (2002) hingewiesen, in der von ursprünglich sechs erhobenen Indikatoren bei einem Konstrukt nur ein einziger Indikator übrig bleibt. In einer weiteren Studie überstehen bei einer Variable zur emotionalen Markenstärke von ursprünglich neun Indikatoren nur drei den Skalenbereinigungsprozess. Vgl. Huber/Herrmann/Peter (2003).
Siehe hierzu auch Albers/ Hildebrandt (2006), S. 23 f., die in einer Simulationsstudie zu ähnlichen Ergebnissen gelangen.
Vgl. Eggert/ Fassott (2003), S. 7 und Fassott (2006), S. 79.
Neben den im Folgenden behandelten Studien sei der Vollständigkeit halber noch ein weiterer Beitrag erwähnt, der jedoch lediglich eine (durch die Autoren selbst in Zweifel gezogene) Single-Item-Messung des Beteiligungsausmaßes vornimmt. Vgl. Cermak/ File (1994), S. 92.
Vgl. Lengnick-Hall/ Claycomb/ Inks (2000), S. 368 f.
Vgl. Claycomb/ Lengnick-Hall/ Inks (2001), S. 55 f. Der Messansatz wurde in identischer Form von Hsieh/Yen/Chin (2004), S. 190 f. übernommen; allerdings findet er hier im Rahmen einer Erhebung auf Mitarbeiterseite Anwendung.
Diese wird wie im vorab beschriebenen Beitrag durch die Anzahl der Stunden, die der Kunde im YMCA verbringt, gemessen. Vgl. Claycomb/ Lengnick-Hall/ Inks (2001), S. 55.
Vgl. Kelley/ Skinner/ Donnelly (1992), S. 210.
Vgl. Grönroos (1982), S. 60 ff. und (1990), S. 37 ff. Hierauf wurde in Abschn. 2.4.2 bereits eingegangen.
Vgl. Bettencourt (1997), S. 384 ff. und S. 395.
Vgl. Kelley/ Skinner/ Donnelly (1992), S. 210.
Vgl. Bettencourt (1997), S. 395.
Eine solche Häufigkeitsskala wird auch von Ajzen/ Timko (1986) verwendet, um die Ausprägungen gesundheitsorientierter Verhaltensweisen von Personen zu erfassen.
Bettencourt definiert die Participation-Funktion zwar als beratende oder lenkende Funktion des Kunden gegenüber dem Anbieter; doch spielen hierbei v.a. Kritik und Verbesserungsvorschläge eine wesentliche Rolle, denen ebenso eine qualitätssichernde Funktion zukommt. Vgl. Bettencourt (1997), S. 386.
Vgl. Bettencourt (1997), S. 395.
Das von Claycomb/Lengnick-Hall/Inks verwendete Item zu Verbesserungsvorschlägen des Kunden gegenüber dem Anbieter findet sich bei Bettencourt gleich in mehreren Varianten, was in der reflektiven Form der Skalenkonstruktion begründet liegt. Ebenso wird der Sachverhalt, dass Kunden bei festgestellten Problemen das Personal darüber in Kenntnis setzen, in zwei Indikatoren thematisiert. Vgl. Bettencourt (1997), S. 395 und Claycomb/Lengnick-Hall/Inks (2001), S. 55. Bei der übertragung der als relevant erachteten Items in das Messmodell dieser Arbeit wurde darauf geachtet, dass jede Verhaltensweise nur in einem Item erfasst wird, da dies dem Wesen eines formativen Messmodells entspricht.
Vgl. Abschn. 4.2.3 sowie Jarvis/ Mackenzie/ Podsakoff (2003), S. 203.
Siehe hierzu Anderson/ Gerbing (1991), S. 734 sowie Abschn. 4.2.2.2 dieser Arbeit.
Vgl. Lengnick-Hall/ Claycomb/ Inks (2000), S. 364: „[...] task clarity, means that customers know exactly what work needs to be done.”
Vgl. Bettencourt/ Ostrom/ Brown et al. (2002), S. 102: „Clients must understand their role in terms of the tasks and behaviors that are required”; Mills/Chase/Margulies (1983), S. 304: „[...] a thorough understanding of what the job entails and what is expected“ sowie Schneider/Bowen (1995), S. 91: „[...] you must make certain that customers know what is expected of them“.
Lengnick-Hall/ Claycomb/ Inks (2000), S. 370.
Vgl. z.B. Busch (1980); Kohli (1985) und Fry/Futrell/Parasuraman et al. (1986).
Vgl. Kohli/ Jaworski (1994), S. 87 und 92.
Vgl. Rizzo/ House/ Lirtzman (1970), S. 156. Diese Skala dient an sich jedoch der Messung von Rollenambiguität, die als Gegenteil der Rollenklarheit verstanden werden kann. Die ursprünglichen Items sind demnach in umgekehrter Form zu interpretieren.
Kohli/ Jaworski (1994), S. 92.
Die Verwendung gedrehter Items erklärt sich bei Kohli/Jaworski primär aus dem genannten Skalenursprung. Im Fall der “Output Role Clarity” verwenden die Autoren nur ein einziges gedrehtes Item, welches im Rahmen der Skalenbereinigung sogar eliminiert wird. Vgl. Kohli/ Jaworski (1994), S. 92.
Zu ähnlichen Begriffsverständnissen siehe auch Silpakit/ Fisk (1985), S. 118, Larsson/Bowen (1989), S. 218 f.; Faranda (1994), S. 40; Lengnick-Hall/Claycomb/Inks (2000), S. 370 sowie Rodie/Kleine (2000), S. 118.
Vgl. Campbell/ Pritchard (1976), S. 65; Kleinbeck (1996), S. 16 ff.; Prochaska (1998), S. 12 und Gebert/Rosenstiel (2002), S. 43.
Einen überblick verschiedener Ansätze zur Messung der Leistungsmotivation gibt Prochaska (1998), S. 31 ff.
Vgl. Murray (1943).
Vgl. Heckhausen (1989), S. 233 ff.
Vgl. Björklund (2001), S. 194 sowie Lengnick-Hall/Claycomb/Inks (2000), S. 370.
Vgl. Lengnick-Hall/ Claycomb/ Inks (2000), S. 364 f., die die Motivation leistungsbeteiligter Kunden wie folgt kennzeichnen: „Co-producers [...] must also be willing to make direct contributions to various organizational activities“.
Lengnick-Hall/ Claycomb/ Inks (2000), S. 370.
Siehe hierzu z.B. Levenson (1972), (1974) und (1975); Walkey (1979); Pfrang (1989); Piantkowski (1989) und Deusinger (1997).
Vgl. Rotter (1966), S. 11 f. Die Skala enthält insgesamt 29 Items, allerdings sind davon sechs als „Füllitems“ ohne inhaltliche Relevanz vorgesehen.
Vgl. hierzu z.B. Levenson (1972), (1974) und (1975); Lefcourt/Baeyer/Ware et al. (1979); Mielke (1982c und d); Krampen (1989b) und (1997); Furnham/Steele (1993); Deusinger (1997). Rotter selbst hingegen nahm in späteren Arbeiten wiederholt Rechtfertigungsversuche seines eindimensionalen Ansatzes vor. Vgl. Rotter (1982) und (1990).
Vgl. Levenson (1972), (1974) und (1975).
Vgl. Krampen (1989b), (1991) sowie (1997). Der Beitrag von 1991 beinhaltet die als „Fragebogen zu Kompetenz-und Kontrollüberzeugungen“ bezeichnete Neufassung des Messinstruments.
Vgl. Rotter (1990), S. 489.
Vgl. hierzu z.B. Levenson (1972) sowie Deusinger (1997), S. 32.
Vgl. hierzu Blau (1993), S. 127 sowie Krampen (1989c), S. 10, die dies z.B. an der Skala von Rotter kritisieren. Dort kommt dies in Formulierungen der folgenden Art zum Ausdruck: „People’s misfortunes result from the mistakes they make“, „This world is run by a few people in power, and there is not much a little guy can do about it“ oder „How many friends you have depen upon how nice a person you are“. Rotter (1966), S. 11 f.
Vgl. z.B. Krampen (1989b), S. 102 ff.; Furnham/Steele (1993), S. 445 f.; Blau (1993), S. 127 sowie Bradley/Sparks (2002), S. 312.
Die ursprüngliche Konzeption hat eine grundsätzliche Unterscheidung zwischen internen und externen Kontrollfaktoren sowie innerhalb jeder der beiden Dimensionen dreier weiterer Faktoren vorgesehen. Siehe hierzu Bradley/ Sparks (2002), S. 315.
Vgl. Bradley/ Sparks (2002), S. 317.
In der Übersicht von Furnham/ Steele (1993), S. 449 f. werden zahlreiche Beiträge zur Messung von Kontrollüberzeugungen angeführt, die diesbezüglich zu recht unterschiedlichen Ergebnissen kommen. Die Anzahl der ermittelten Dimensionen liegt zwischen zwei und fünf.
Vgl. die Items 13–20 unter der Rubrik „Einstellung zum Training“ im Pretest-Fragebogen in Anhang A-1. Mit dieser relativ geringen Anzahl an Items pro Dimension wird der Auffassung von Albers/Hildebrandt gefolgt, dass eine zu große Zahl oftmals semantisch kaum noch unterscheidbarer Items vermieden werden sollte, da der Zuwachs an Informationen durch die einzelnen Items dann sehr gering ist. Vgl. Albers/ Hildebrandt (2006), S. 6. Sie verweisen in dem Zusammenhang auf eine Studie von Drolet/Morrison (2001), in der nachgewiesen wird, dass der Informationsgehalt ab dem dritten Item bereits so gering ist, dass keine Verbesserung der Messqualität zu erwarten ist. Zudem weisen sie auch auf die unnötige Belastung der Antwortpersonen hin.
Vgl. z.B. die klassischen Studien von Thorndike (1932) und Crespi (1942).
Vgl. Wiswede (1985), S. 551.
Vgl. Fischer/ Wiswede (2002), S. 67; Kroeber-Riel/Weinberg (2003), S. 339.
Vgl. Kelley/ Donelly/ Skinner (1990), S. 318; Claycomb/Lengnick-Hall/Inks (2001), S. 52; Dullinger (2001), S. 150.
Vgl. Bettencourt (1997) sowie Keh/Teo (2001). Empirisch erfasst wird das Konstrukt allerdings nur in der Studie von Bettencourt. Der Beitrag von Keh/Teo ist rein konzeptioneller Art. Das Konstrukt der wahrgenommenen Unterstützung für Kunden stammt ebenso wie das der Kundensozialisation ursprünglich aus dem Kontext des sozialen Austauschs zwischen Unternehmen und Mitarbeitern. Zu dem im Arbeitnehmerkontext verwendeten Konstrukt der wahrgenommenen organisationalen Unterstützung (perceived organizational support) und dessen Messung siehe Eisenberger/Huntington/Hutchinson et al. (1986) sowie Eisenberger/Fasalo/Davis-LaMastro (1990).
Bettencourt (1997), S. 387 f.
Vgl. Kelley/ Skinner/ Donnelly (1992), S. 210 und Claycomb/Lengnick-Hall/Inks (2001), S. 56.
Claycomb/ Lengnick-Hall/ Inks (2001), S. 56.
Vgl. z.B. Porter/ Steers/ Mowday et al. (1974), S. 604; Mowday/Porter/Steers (1982), S. 27; Kelley/Donelly/Skinner (1990), S. 322 sowie Meyer/Allen (1997), S. 12.
Siehe hierzu Abschn. 3.3.4.1. Der Ansatz von Porter/Steers/Mowday et al. bezieht sich auf das Verhältnis zwischen Mitarbeitern und Unternehmen. Vgl. Porter/ Steers/ Mowday et al. (1974), S. 604 sowie Mowday/Porter/Steers (1982), S. 27.
Siehe hierzu die Ausführungen in Abschn. 3.3.4.1 sowie Benkhoff (1997), S. 705.
Vgl. Kelley/ Davis (1994), S. 56 und 60 sowie Bettencourt (1997), S. 394 f. und 402.
Vgl. Lovelock (1994), S. 59 ff.; Keh/Teo (2001), S. 371 f.; Langeard/Bateson/Lovelock et al. (1981), S. 28, die auf dem gleichen Datenmaterial basierenden Beiträge von Bateson (1983), S. 51, (1985b), S. 70 und (1992b), S. 125 sowie Ernenputsch (1986), S. 28.
Vgl. Lovelock (1994) und Keh/Teo (2001).
Vgl. Ernenputsch (1986), S. 30.
Vgl. Langeard/ Bateson/ Lovelock et al. (1981), S. 120.
Vgl. Backhaus/ Erichson/ Plinke et al. (2005), S. 91.
Vgl. Götz/ Liehr-Gobbers (2004b), S. 20 und Krafft/Götz/Liehr-Gobbers (2005), S. 79.
Vgl. Backhaus/ Erichson/ Plinke et al. (2005), S. 91.
Die korrigierten R2-Werte berücksichtigen zusätzlich die Anzahl der bei der Schätzung verwendeten erklärenden Variablen. Vgl. Brosius (2002), S. 545.
Siehe hierzu Backhaus/ Erichson/ Plinke et al. (2005), S. 274 ff.
Vgl. Kaiser/ Rice (1974), S. 111 ff.
Vgl. Backhaus/ Erichson/ Plinke et al. (2005), S. 293.
Siehe hierzu Abschn. 4.2.2.1. Nach dem Kaiser-Kriterium sollten nur Faktoren mit einem Eigenwert größer eins extrahiert werden. Vgl. Kaiser (1974).
Vgl. Backhaus/ Erichson/ Plinke et al. (2005), S. 299 sowie Homburg/Giering (1996), S. 8 und Bühl/Zöfel (2005), S. 476, wobei Homburg/Giering wie auch Bühl/Zöfel bereits einen Wert von 0,4 als akzeptabel ansehen. In der vorliegenden Arbeit soll jedoch die höhere Anforderung von 0,5 zugrunde gelegt werden.
Vgl. Bradley/ Sparks (2002), S. 317. Siehe hierzu auch Abschn. 4.2.4.2.4.
Die in der Verlosung zu gewinnenden Preise sind eine Wochenendreise nach Paris für zwei Personen (Hauptgewinn) sowie weitere Sachpreise von moderatem Wert. Diese Anreize werden besonders für den postalischen Teil der Erhebung als wesentlich angesehen, denn in verschiedenen Studien konnte gezeigt werden, dass monetäre Anreize einen positiven Effekt auf die Rücklaufquote bei schriftlichen Erhebungen haben. Vgl. z.B. Church (1993); Diekmann/Jann (2001) und Helgeson/Voss/Terpening (2002). Aus Gerechtigkeitsgründen wird die Teilnahme an der Verlosung aber für alle Befragungsteilnehmer ermöglicht.
Bei postalischen Befragungen werden im Allgemeinen Rücklaufquoten von 0,5% bis 3% erwartet. Vgl. Sauer (2003), S. 150. Rücklaufquoten von 10% gelten bereits als hervorragend. Vgl. Graumann (1998), S. 50.
Dies bedeutet, dass die fehlenden Daten zufällig über die Datenmatrix gestreut sind, d.h. keine Konzentration von Missing Values bei bestimmten Variablen vorhanden ist. Vgl. hierzu Anderson/ Basilevsky/ Hum, S. 416 f. und Bankhofer/Praxmarer (1998), S. 110 f. Die durchschnittliche Anzahl fehlender Werte pro Item beträgt 22,46, wobei das Spektrum von 8 (≈ 0,28% der Antwortpersonen) bis 58 (≈ 2,04% der Antwortpersonen) reicht. Innerhalb dieser fehlenden Werte lassen sich keine Muster identifizieren.
Siehe hierzu Bankhofer/ Praxmarer (1998), S. 114. Zudem dürfen bei dem zur Modellanalyse einzusetzenden Verfahren keine Fälle mit Missing Values auftreten. Jöreskog/Sörbom (1989), S. 21 und Backhaus/Erichson/Plinke et al. (2005), S. 370 fordern daher in diesem Fall explizit die Anwendung eines fallweisen Ausschlusses.
Vgl. z.B. Hildebrand (1998); Hildebrandt/Homburg (1998); Homburg (1989) und (1992); Homburg/Baumgartner 1995a); Homburg/Pflesser (2000b) und Wrobbel/Tietz (1998).
Vgl. Herrmann/ Huber/ Kressmann (2006), S. 45; Chin/Newsted (1999), S. 337; Backhaus/Erichson/Plinke et al. (2005), S. 338 sowie Balderjahn (1988), S. 61.
Vgl. Homburg (1989), S. 2 und Homburg/Pflesser (2000b), S. 635.
Vgl. Fornell (1987), S. 420; Hildebrandt (1999), S. 50 ff.; Albers/Hildebrandt (2006), S. 6 und Fassott (2005), S. 26.
Vgl. Browne (1982), S. 72 ff. und (1984), S. 62 ff. sowie Backhaus/Erichson/Plinke et al. (2005), S. 368.
Vgl. Fassott (2005), S. 26.
Vgl. Lohmöller (1992), S. 355 und Fassott (2005), S. 26.
Vgl. Herrmann/ Huber/ Kressmann (2006), S. 45.
Vgl. Balderjahn (1988), S. 61 f.
Vgl. Fassott (2005), S. 26.
Siehe hierzu MacCallum/ Browne (1993), S. 534 ff.; Diamantopoulos/Winklhofer (2001), S. 272 f.; Eggert/Fassott (2003), S. 10; Götz/Liehr-Gobbers (2004a), S. 719 f. und Scholderer/Balderjahn (2005), S. 93.
Scholderer/ Balderjahn (2005), S. 95 zeigen ein ähnliches Spezifikationsbeispiel.
MacCallum/ Browne (1993), S. 534 beschreiben diesen Sachverhalt wie folgt: „Rather, they are exogenious measured variables that influence the composite defined as a causally indicated variable“. Damit ist gemeint, dass die an sich als Messitems des Konstrukts vorgesehenen Indikatoren nunmehr die Funktion unabhängiger, beobachtbarer Einflussgrößen des Konstrukts annehmen.
Im Fall des MIMIC-Modells handelt es sich um den Spezialfall, dass eine Variable sowohl reflektiv als auch formativ operationalisiert wurde. Vgl. Diamantopoulos/ Winklhofer (2001), S. 272 sowie Eggert/Fassott (2003), S. 10.
Siehe hierzu Abschn. 4.2.2.2. Vgl. auch Albers/ Hildebrandt (2006), S. 13, die für den Fall vorliegender Multikollinearität bei formativ spezifizierten Konstrukten empfehlen: „Statt nun Reflektivität zu unterstellen, ist es besser, Indikatoren zu einem Index zusammenzufassen und dann den Index als Single-Item-Konstrukt in die Analyse einfließen zu lassen.“
Vgl. z.B. Kuester/ Homburg/ Robertson (1999); Morgan/Hunt (1994) und Stock (2003). Bei empirischen Studien im Themenbereich dieser Arbeit wird das Vorgehen — ebenso wie hier-speziell zur Erfassung von Verhaltenskonstrukten angewendet. Vgl. Claycomb/Lengnick-Hall/Inks (2001) und Hsieh/Yen/Chin (2004).
AMOS bietet folgende Verfahren an: ML (Maximum Likelihood), GLS (Generalized Least Squares), ULS (Unweighted Least Squares), SLS (Scale-Free Least Squares) und ADF (Asymptotically Distribution Free). Siehe hierzu auch Backhaus/ Erichson/ Plinke et al. (2005), S. 368 ff.
Kline (1998), S. 82.
Vgl. Kline (1998), S. 82, der in dem Zusammenhang auf verschiedene Simulationsstudien mit unterschiedlichen Ergebnissen verweist, so z.B. Chou/Bentler (1995); Hu/Bentler/Kano (1992) und West/Finch/Curran (1995).
Einschränkend ist diesbezüglich zu sagen, dass sich ML in verschiedenen Simulationsstudien als relativ robust gegenüber Verletzungen der Multinormalverteilung erwiesen hat. Vgl. z.B. Olsson/ Foss/ Troye et al. (2000); West/Finch/Curran (1995); Curran/West/Finch (1996); Chou/Bentler (1995); Hu/Bentler/Kano (1992) und Schermelleh-Engel/Moosbrugger/Müller (2003). Bei starken Verletzungen, wie im vorliegenden Fall, nimmt die Zuverlässigkeit der Parameterschätzungen wie auch der Fit-Maße allerdings deutlich ab.
Das Verfahren wurde ursprünglich von Browne (1984) entwickelt. In LISREL ist es unter der Bezeichnung WLS (Weighted Least Squares) und in EQS unter AGLS (Arbitrary Distribution Generalized Least Squares) verfügbar. Vgl. Schermelleh-Engel/Moosbrugger/Müller (2003), S. 27.
Siehe hierzu z.B. West/ Finch/ Curran (1995), S. 65; Curran/West/Finch (1996), S. 18 f.; Bollen (1989), S. 436 sowie Hildebrandt (2004), S. 549, der einen erforderlich Stichprobenumfang von 2500 beziffert, um zu stabilen Schätzwerten zu gelangen.
Olsson/ Foss/ Troye et al. (2000), S. 578 f.
Ergänzend zu ADF eingesetzt, ist bei den Verfahren auch eine Verletzung der Multinormalverteilung als weniger problematisch anzusehen, denn ADF erweist sich diesbezüglich als ausgesprochen robust. Vgl. Bollen (1989), S. 436; West/Finch/Curran (1995), S. 65 und Schermelleh-Engel/Moosbrugger/Müller (2003), S. 28.
Vgl. Homburg/ Pflesser (2000a), S. 416 und Homburg/Giering (1996), S. 9.
Vgl. Homburg/ Baumgartner (1995b), S. 165 ff.
Vgl. Hu/ Bentler (1995), S. 76 ff.
Vgl. Homburg (1989), S. 188.
Vgl. Schermelleh-Engel/ Moosbrugger/ Müller (2003), S. 32 f. Die Konsequenz im vorliegenden Fall wird diesbezüglich sehr deutlich zum Ausdruck gebracht: „The usual test of the null hypothesis of exact fit is invariably false in practical situations and will almost certainly be rejected if sample size is sufficiently large.“ Schermelleh-Engel/Moosbrugger/Müller (2003), S. 36.
Vgl. Bagozzi/ Baumgartner (1994), S. 398 f.
Vgl. Bollen (1989), S. 278; Homburg/Giering (1996), S. 13; Homburg (2000), S. 93 sowie Arbuckle (1997), S. 555.
Vgl. Byrne (2001), S. 84; McQuitty (2004), S. 176
Browne/ Cudeck (1993), S. 137 f.
Vgl. Schermelleh-Engel/ Moosbrugger/ Müller (2003), S. 36 und Backhaus/Erichson/Plinke (2005), S. 382.
Vgl. Schermelleh-Engel/ Moosbrugger/ Müller (2003), S. 36 f.
Vgl. Byrne (2001), S. 85.
Als Vergleichsmodell kommt grundsätzlich jedes gegenüber dem Untersuchungsmodell „genestete“ Modell in Frage, d.h. jedes Modell, das sich durch Fixierung einzelner Schätzparameter aus dem Ursprungsmodell ergibt. Meist wird jedoch das so genannte Nullmodell oder Unabhängigkeitsmodell (Independence Model) verwendet, bei dem sämtliche Varianzen der Fehlerterme auf Null und alle Faktorladungen auf Eins fixiert sind. Zudem werden alle Variablen als unkorrelliert angenommen. Vgl. Schermelleh-Engel/ Moosbrugger/ Müller (2003), S. 39.
Vgl. Schermelleh-Engel/ Moosbrugger/ Müller (2003), S. 42.
Vgl. Homburg/ Baumgartner (1995b), S. 167; Homburg/Giering (1996), S. 13 und Byrne (2001), S. 83.
Vgl. Byrne (2001), S. 83.
Vgl. Backhaus/ Erichson/ Plinke (2005), S. 381.
Vgl. Fornell/ Larcker (1981), S. 45 und Bagozzi/Yi (1988), S. 80.
Vgl. Homburg/ Baumgartner (1998), S. 360.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 13 und Homburg (2000), S. 91.
Vgl. Bagozzi/ Yi (1988), S. 80.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 10.
Vgl. Bagozzi/ Yi (1988), S. 80.
Vgl. Fritz (1992), S. 134 und Homburg/Giering (1996), S. 11. Zur Anforderung der Konvergenzvalidität siehe auch Abschn. 4.2.2.1.
Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 11.
Vgl. Fornell/ Larcker (1981), S. 45 f.
Vgl. Jöreskog (1977), S. 273; Jöreskog/Sörbom (1982), S. 408; Homburg/Baumgartner (1995b), S. 165 ff. und Homburg/Giering (1996), S. 11.
Vgl. Fornell/ Larcker (1981), S. 46 und Homburg/Giering (1996), S. 11.
Siehe hierzu Backhaus/ Erichson/ Plinke et al. (2005), S. 274 ff. sowie Abschn. 4.2.5.2.
Zu den Bewertungskategorien siehe Backhaus/ Erichson/ Plinke et al. (2005), S. 276.
Siehe zum Vergleich z.B. die Arbeiten von Sauer (2003), S. 163 ff.; Siems (2003), S. 130 ff. und Walsh/Hennig-Thurau (2002), S. 100 f., in denen ein Großteil der ursprünglichen Indikatoren erforderlichen Skalenbereinigungsprozessen zum Opfer fällt. Zu einem überblick über das Ausmaß von Itemeliminationen in der deutschsprachigen Marketingforschung siehe Eggert/ Fassott (2003), S. 7 f.
Siehe hierzu Homburg/ Giering (1996), S. 9.
Dieser Differenzwert muss bei einem Signifikanzniveau von 5% erreicht werden. Vgl. Homburg/ Giering (1996), S. 11.
Vgl. Fornell/ Larcker (1981), S. 46 und Homburg/Giering (1996), S. 11.
Vgl. Bagozzi (1979), S. 14 und Peter/Churchill (1986), S. 2.
Vgl. Backhaus/ Erichson/ Plinke et al. (2005), S. 376 f. sowie Homburg (1992), S. 504.
Vgl. Olsson/ Foss/ Troye et al. (2000), S. 578 f.
Vgl. hierzu Abschn. 4.3.3. ML und GLS gelten jedoch bei großen Stichproben als relativ robust gegenüber Verletzungen der Normalverteilung, sodass die Verfahren zu Kontrollzwecken durchaus geeignet sind. Vgl. Hu/ Bentler/ Kano (1992) und Ullman (2001), S. 697.
Vgl. Backhaus/ Erichson/ Plinke et al. (2005), S. 377.
Vgl. Backhaus/ Erichson/ Plinke et al. (2005), S. 383 f.
Vgl. Arbuckle (1997), S. 317 f.
Vgl. Fan/ Thompson/ Wang (1999); Sugawara/MacCallum (1993) und LaDu/Tanaka (1989).
Vgl. Fan/ Thompson/ Wang (1999), S. 61 und Sugawara/MacCallum (1993).
Kline (1998), S. 310.
Vgl. Kline (1998), S. 310.
Backhaus/Erichson/Plinke et al. empfehlen eine Vereinfachung der gegebenen Modellstruktur, wenn einzelne Schätzparameter keine „Erklärungsmächtigkeit“ besitzen. Sie machen dies am Standardfehler der Schätzung sowie an der zugehörigen Critical Ratio, d.h. letztlich an der Signifikanz der Schätzung, fest. Vgl. Backhaus/ Erichson/ Plinke et al. (2005), S. 385.
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(2007). Empirische Untersuchung des Integrationsverhaltens von Konsumenten. In: Kundenintegration in den Dienstleistungsprozess. DUV. https://doi.org/10.1007/978-3-8350-9632-5_4
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