Zusammenfassung
Wie in Kapitel A-5.1 erörtert erfolgt die Erfassung des Konstruktes Kundenbindung durch die Indikatoren relative Wiederbesuchshäufigkeit und relative Weiterempfehlungshäufigkeit des Kinos. Ob diese beiden beobachtbaren Variablen die Kundenbindung in adäquater Weise erfassen, soll mit Hilfe des in Kapitel A-6.2 erarbeiteten Prüfverfahrens untersucht werden. Der erste Schritt dieses Prüfkonzepts sieht eine Berechnung des Cronbachs Alphas und eine exploratorische Faktorenanalyse vor.
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Letztendlich handelt es sich dabei um einen Index, der aus dem Quotienten zweier Indikatoren resultiert. Zu dem gleichen Ergebnis gelangt man auch dann, wenn nicht die relativen, sondern die absoluten Größen in Betracht gezogen werden. Vgl. hierzu die Ausführungen in Kapitel A-5.
Vgl. hierzu Kapitel B-1. In dem Pretest sollen, wie erinnerlich, die Probanden zum einen die Elemente des Verhaltensplans des Wiederkaufes und des Verhaltensplans der Weiterempfehlung preisgeben. Zum anderen gilt es, die Gelegenheiten zu identifizieren, bei denen sich das Individuum vorstellen kann, den Wiederkauf und die Weiterempfehlung zu realisieren. Auf der Basis der Resultate dieser Vorstudie erfolgt die Gestaltung des Fragebogens eines weiteren Pretests. Bei diesem interessiert, welche der generierten Items sich tatsächlich als relevant erweisen. Mit Hilfe dieser zweiten Voruntersuchung lassen sich dann die 20 Items der ersten Vorstudie auf neun relevante Indikatoren reduzieren.
Vgl. zu den globalen und lokalen Fitkriterien ausführlich Kapitel A-6.2.
Die Werte in sämtlichen Tabellen beziehen sich auf das Explorationssample. Die Dokumentation dieser Werte erscheint insbesondere vor dem Hintergrund, dass auch die Schätzung des Strukturgleichungsmodells zunächst auf dem Explorationssample beruht, sinnvoll. Wie erinnerlich gilt es, bei der Indikatorreliabilität einen Mindestwert von =0,4, bei der Faktorreliabilität von 0,6 und bei der durchschnittlich erklärten Varianz von 0,5 zu erreichen. Zudem erweist sich eine Faktorladung als signifikant, wenn der t-Wert das Mindestmaß von 1,645 überschreitet. Vgl. hierzu die Ausführungen in Kapitel A-6.2.
Vgl. zur theoretischen Herleitung des Inventars zur Messung der Kundenloyalität Kapitel A-5.3.
Die Werte beruhen auf einer Schätzung des kongenerischen Modells mit der Restriktion einer fixierten Kon-struktvarianz. Diese Bedingung beruht auf der Annahme, die Indikatoren könnten das Konstrukt vollständig erfassen, so dass es keine unerklärte Variation in der theoretischen Variablen gibt. Vgl. Hildebrandt, L. (2000), S. 53.
Vgl. Ajzen, I. (1991), S. 200 ff. sowie die Ausführungen in Kapitel A-3.2.1.2.
Vgl. Yang Jonsson, F. (1998), S. 20.
Der Cronbachs Alpha-Koeffizient für die 6-Items-Lösung beträgt 0,8803.
Vgl. hierzu Kapitel A-5.5.2.1.
Vgl. hierzu auch Kapitel A-5.5.2.
Vgl. Ajzen, I., Madden, T.J. (1986) sowie Kapitel A-5.6.1.
Auf Grund des zusätzlichen Restriktion der fixierten Fehlertermvarianz des ersten Item lässt sich für diese beobachtbare Variable keine „wahre” Faktorreliabilität bzw. durchschnittlich erklärte Varianz ermitteln.
Das Ziel des Pretest besteht darin, die Personen zu identifizieren, deren Meinung ein Individuum bei der Kinowahl in Betracht zieht. Vgl. die Ausführungen in Kapitel B-1.
Vgl. hierzu auch die Überlegungen in Kapitel A-5.6.2.
Vgl. zu dieser Vorgehensweise Kapitel A-6.2.
Vgl. zu den Abkürzungen Tabelle B-2.1–19.
Vgl. Peter, S.I. (1997).
Vgl. Forneil, C., Larcker, D. (1981), S. 39 ff. sowie die Ausführungen in Kapitel A-6.2.
Vgl. Bollen, K.A. (1989), S. 360 ff. sowie Baer, D. (1998), S. 168 f.
Vgl. zum Begriff und zur Funktion der Modifikationsindizes Kapitel A-6.3.
Vgl. zu dieser Vorgehensweise und den Kriterien zur Bewertung der globalen und lokalen Güte des Strukturgleichungsmodells die Ausführungen in Kapitel A-6.3. Die einzelnen Schritte bei der Analyse des Ursache-Wirkungsgefuges stellt Abbildung 1–2 in Kapitel B-l im Überblick dar.
Vgl. Anderson, J.C., Gerbing, D.W. (1984), S. 155 ff.
Vgl. Hu, L.T., Bentier, P.M. (1995), S. 92.
Vgl. Bollen, K.A. (1989), S. 360 f.
Vgl. zu den Hypothesen Abbildung 2.2–1.
Vgl. Ajzen, I., Madden, T.J. (1986), S. 458.
Vgl. Ajzen, I., Krebs, D. (1994), S. 260.
Vgl. Miniard, P.W., Cohen, J.B. (1979), S. 104.
Auf Grund des Chiquadratwertes, sowie der GFI- und der AGFI-Werte müsste das Modell jedoch verworfen werden. Im Vergleich zum RMSEA, zum NNFI, zum CFI und zum IFI handelt es sich jedoch um weniger verlässliche Gütemaße. Vgl. hierzu auch die Ausführungen von Hu, L.-T., Bentier, O.M. (1995), S. 77 ff.
Siehe zu einem Vergleich der beiden Modelle auch Tabelle 2.3–11.
Vgl. hierzu die Ausführungen in Kapitel A-3.2.1.2.
Nach Ansicht von Jöreskog kann ein standardisierter Koeffizient (‚completely standardized solution‘) durchaus einen Wert größer als eins annehmen. Er führt dieses Phänomen auf die Multikollinearität in den Daten zurück. Multikollinearität impliziert jedoch nicht, dass die Konstrukte nicht diskriminieren. Vgl. Jöreskog, K. (1999), S. 1. Siehe für den mathematischen Beweis dieses Phänomens ebenda.
Vgl. zu diesen Studien Kapitel A-2.
Vgl. zu den Erkenntnissen, die sich aus dem Modell für die Kundenbindungsforschung ableiten lassen, insbesondere Kapitel B-3.
Inwiefern sich dieser Ansatz der ursprünglich von Yang Jonsson entwickelten Version als überlegen erweist, zeigen die Ausführungen im Kapitel C-2 des Anhangs.
Vgl. Ajzen, I., Madden, T.J. (1986), S. 457 f.
Vgl. Ajzen, I., Madden, T.J. (1986), S. 457.
Vgl. zur Verlässlichkeit der verschiedenen Fitindizes auch Kapitel A-6.2.
Vgl. hierzu auch die Ausführungen in Kapitel A-6.3.
Vgl. Peter, S.I. (1997), S. 219 f.
Vgl. zu dieser Vorgehensweise Bollen, K.A. (1989), S. 360.
Aus Gründen der Vollständigkeit erfolgte dennoch die Durchführung des 5. und 6. Schritts. Auch diese Ergebnisse finden sich in Tabelle 2.4–2.
Die Differenzwerte beziehen sich auf den vorangegangenen (2.) Schritt.
Vgl. Bollen, K.A. (1989), S. 60.
Diesen Schluss lässt eine Betrachtung der relevanten Literatur zu. Weder bei Bollen, K.A. (1989) noch bei Baer, D. (1998) erfährt die Varianz der Fehlerterme der Strukturgleichungen eine Analyse. Vielmehr gehen beide Autoren bereits dann von der Gleichheit zweier Gruppenmodelle aus, wenn sich die Invarianz nur für die Faktorladungen und die Strukturgleichungskoeffizienten nachweisen läßt.
Die Differenzwerte beziehen sich auf den vorangegangenen (2.) Schritt. Die Betrachtung der Chiquadratdiffe-renzen zwischen dem 1. und dem 3. Schritt führt zu einem vergleichbaren Ergebnis.
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Braunstein, C. (2001). Empirische Ergebnisse der Studie in der Filmtheaterbranche. In: Einstellungsforschung und Kundenbindung. Deutscher Universitätsverlag, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-322-89651-3_8
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