Unser Grundsatz
Wir nutzen KI, um Texte zu entwerfen und Material zu ordnen. Verantwortlich für jede Aussage, jede Quelle und jeden Score ist die Redaktion: Prof. Dr. Stephan Weibelzahl, Professor für Wirtschaftspsychologie. Eine Quelle, die eine KI nennt, gilt bei uns als unbestätigt, bis ein Mensch sie geprüft hat.
Ablauf einer Seite
- Thema und Suchintention: Welche Frage beantwortet die Seite? Guides (Anwendung) und Concepts (Begriff) werden getrennt, damit nichts doppelt entsteht.
- Quellen sammeln: Wir beginnen bei Primärquellen. Ein Buch oder Blog gilt nur als Hinweis auf die Originalstudie.
- Entwurf nach Vorlage: Einstieg, Effekt in Kürze, Praxisfälle, Ethik-Check, Science Corner, Grenzen und Kritik, FAQ.
- Faktencheck: Jede Quelle wird gegen einen Verlags- oder Repositorien-Eintrag abgeglichen (Existenz, Autoren, Jahr, Seiten, DOI). Zahlen werden im Original gelesen. Wir prüfen, ob die Studie die Aussage tatsächlich trägt.
- Score-Vergabe: Nach der Rubrik, mit Begründung. Bei Zweifeln gilt der niedrigere Wert.
- Ethik- und Rechts-Check: Siehe Ethik-Kodex. Rechtliche Hinweise lassen wir juristisch freigeben.
- Veröffentlichung mit Prüfdatum.
- Review nach spätestens zwölf Monaten.
Technisch setzt der Build einen Teil dieser Regeln durch: Eine Seite kann nur veröffentlicht werden, wenn alle ihre Quellen als abgeglichen markiert sind.
Was wir bei der Prüfung gefunden haben
Dass dieser Prozess nötig ist, zeigt der Aufbau dieser Seite selbst. In unseren ersten Entwürfen, die mit KI-Recherche entstanden, haben wir unter anderem Folgendes korrigiert:
| Befund | Korrektur |
|---|---|
| Falsche Zeitschriftenangabe und DOI bei Nunes und Drèze (2006) | Richtig: Journal of Consumer Research, 32(4), 504–512 |
| Die Zeigarnik-Kellner-Geschichte als Teil ihres Experiments | Es ist eine Anekdote aus dem Umfeld von Kurt Lewin |
| Rule of 100 als Ergebnis von Kahneman und Tversky (1979) | Die Prospect Theory testet kein Rabatt-Framing. Den Namen prägte Berger (2013) |
| Abbildung zum Left-Digit-Effekt mit „2,01 gegenüber 2,00“ | Das ist keine 99-Endung und zudem teurer statt günstiger. Thomas und Morwitz (2005) verglichen 3,59 mit 3,60; die Abbildung zeigt jetzt dieses Paar |
| Hull (1932) als Beobachtung, dass Ratten näher am Ziel schneller laufen | Hull (1932) ist eine theoretische Arbeit; die Laufgeschwindigkeit ist dort eine abgeleitete Vorhersage. Geprüft hat Hull sie erst 1934 in einer eigenen Arbeit. Gemeint ist also Hull (1934) |
| Left-Digit-Effekt mit dem Abschneiden der rechten Ziffern erklärt | Anderson und Simester (2003) verwerfen diese Erklärung an ihren Verkaufsdaten und halten ein Preissignal für plausibler. Bizer und Schindler (2005) belegen das Abschneiden nur bei Teilnehmenden ohne Motivation, genau zu rechnen. Der Mechanismus ist offen |
| Abbildung zum Währungssymbol mit einer Spalte „Ohne Nachkommastellen“ | Yang et al. (2009) prüften drei andere Formate: Dollarzeichen, nackte Zahl und ausgeschriebene Währung. Die Abbildung zeigt jetzt diese drei |
| Knutson et al. (2007) als Beleg für Insula-Aktivität bei überhöhten Preisen | So steht es in der Zusammenfassung. In der Diskussion berichten die Autoren, der Zusammenhang mit der Preisdifferenz sei nicht signifikant gewesen (Z = −1,36) |
| Wieseke et al. (2016) als vier Feldexperimente zum Absatz | Nur Studie 1 misst Absatz (n = 306); die anderen drei sind Befragungen. Im Pfadmodell senken runde Preise die Preisattraktivität direkt |
| Sunk-Cost-Szenario im Many-Labs-Projekt als „konsistent repliziert“ | Im Gesamtergebnis ja (d = 0,27), aber nur die Hälfte der 36 Einzelstichproben erreichte Signifikanz |
| Ankereffekt-Replikation ohne die Selbstkorrektur der Autoren | Klein et al. verkürzten eine zweistufige Frage auf eine Stufe; ihr eigener Nachtest zeigt, dass das den Effekt vergrößert. Zudem war keine der vier Ankerfragen ein Preis |
| Ankereffekt bei erfahrenen B2B-Einkäufern als „vermutlich schwächer“ eingeschätzt | Furnham und Boo (2011) referieren das Gegenteil: Autohändler und Immobilienmaklerinnen verankerten ebenso. Ihr Schluss: Erfahrung reduziert die Verzerrung nicht nennenswert |
| Für Preisseiten als „keine direkten Belege“ bezeichnet | Zu eng. Derselbe Überblick nennt eine Meta-Analyse zu Referenzpreisen und eine Studie zu Online-Auktionen. Wir haben sie nicht gelesen, aber es gibt sie |
| Fudenberg et al. (2012) nur als „Stärke schwankt“ wiedergegeben | Zu unbestimmt. Bei der Zahlungsbereitschaft — der für Preisseiten entscheidenden Größe — fanden sie gar keinen Effekt. Ihr eigenes Fazit lautet: real, aber quantitativ klein |
| Auf der Konzeptseite weiterhin „keine direkten Belege“ für Preisseiten | Dieselbe Verabsolutierung, die wir im Guide bereits korrigiert hatten, stand auf der Konzeptseite noch |
| Frederick et al. (2014) als „oft ausgeblieben“ wiedergegeben | Zu milde. In den 27 Studien mit direkt erfahrbaren Merkmalen trat der Effekt kein einziges Mal signifikant auf, dafür einmal die Gegenrichtung |
| Preistabellen als besonders laborähnlich eingeschätzt | Das war unsere Folgerung, nicht die der Quellen. Der am besten passende Fall — das Economist-Abo — scheiterte bei Frederick et al. zweimal, zuletzt mit 2.003 Befragten |
| Kompromiss-Effekt als stärker unter Rechtfertigungsdruck beschrieben | Das tragen Simonsons Zahlen nur für den Attraktionseffekt. Beim Kompromiss-Effekt blieb der Unterschied unter der Signifikanzschwelle |
| DelVecchio et al. (2007) nur als Andeutung zu Preiserwartungen geführt | Zu schwach. Die Verschiebung ist über zwei Studien belegt, und eine dritte zeigt sie im Wiederkauf nach der Aktion (44,6 gegenüber 25,0 Prozent) |
| Zwei gleichrangige Mechanismen hinter dem Effekt genannt | Die Autoren weisen die verschobene Preiswahrnehmung als Hauptweg aus: Kontrolliert man sie, verschwindet die Wechselwirkung |
| „Nur das Reifen-Experiment“ als einzige Erhebung außerhalb von Hörsälen genannt | Falsch. Choi und Mattila (2014) befragten 174 Erwachsene aus einem Online-Panel |
| Machtempfinden bei Choi und Mattila ohne Hinweis auf den Aufbau berichtet | Es wurde gemessen und am Median geteilt, nicht hergestellt. Zufällig zugewiesen war nur die Darstellung |
| Das erste Experiment von Freedman und Fraser als Haustürbefragung beschrieben | Es lief am Telefon. An der Haustür lief erst das zweite Experiment mit den Verkehrsschildern |
| In der Abbildung stand, kaum jemand lehne die erste Bitte ab | Im Original stimmten etwa zwei Drittel zu, in der Direktreplikation 10 beziehungsweise 18 von 30 |
| Foot-in-the-Door nur als „vor allem bei prosozialen Anliegen“ eingeschränkt | Zu weich. Bei gewinnorientierten Absendern liegt der Effekt in der Meta-Analyse von Dillard et al. (1984) bei r = 0,02 |
| Theaterbefund von Arkes und Blumer ohne seine Grenzen wiedergegeben | Der Unterschied bestand nur in der ersten Saisonhälfte, beruht auf 54 Personen und auf einseitig geprüften Einzelvergleichen |
| „Zeigarniks eigener Wert von 1,61“ | Diese Zahl stammt aus der Meta-Analyse von 2025, nicht aus ihrer Arbeit. Zeigarnik berichtet für ihre Hauptbedingungen 1,9 bis 2,1 |
| Zeigarnik (1927) ohne die Grenzen wiedergegeben, die sie selbst nennt | Der Gedächtnisvorteil verschwand bei Müdigkeit, bei Ablenkung, am Folgetag und wenn alle Aufgaben vorher genannt wurden — der Fall, der einer Schrittanzeige entspricht |
| Glücksrad-Versuch von Tversky und Kahneman (1974) ohne Zahlen und ohne seine Belegstärke wiedergegeben | Mediane von 25 und 45 Prozent bei den Startwerten 10 und 65. Der Aufsatz ist ein Übersichtsartikel und nennt für diesen Versuch weder Stichprobengröße noch Signifikanztest |
| „Nach Angaben der Autoren braucht der Vorsprung einen nachvollziehbaren Grund“ | Nur bei Zählung in Käufen. In Punkten gezählt wirkte er auch ohne Grund, und der Grund musste nicht stichhaltig sein |
| Erwiderung von Huber et al. (2014) als bloßer Widerspruch wiedergegeben | Die Autoren halten die Grenzbedingungen für real und den Effekt im heutigen Markt für selten; Huber selbst fand an 586 Personen keinen Zuwachs für die dominierende Option |
| Wiederaufnahmequote von Ovsiankina (1928) mit 91 Prozent angegeben | Diesen Wert nennt ihre Zusammenfassung nicht. Dort stehen 74 Prozent für Unterbrechungen durch die Versuchsleitung und 100 Prozent für scheinbar zufällige; die 91 Prozent sind ein Teilbefund für Fälle ohne vorherige Sicht der Arbeit |
| Chen, Monroe und Lou (1998) nach einer Sekundärdarstellung als wirkungslos beschrieben | Der Volltext zeigt eine signifikante Wechselwirkung bei der wahrgenommenen Ersparnis (r = 0,17), in beide Richtungen. Ohne Wirkung blieb nur die Kaufabsicht. Die Schwelle bei 100 prüfte erst González et al. (2016) |
| Decoy-Effekt als gesichert (5 von 5) | Umstritten, Effekt-Score 3 |
| Fortschrittsbalken: Aussage zu schnellem und langsamem Start | In einem frühen Entwurf stand das Gegenteil dessen, was die Meta-Analyse von Villar et al. (2013) zeigt |
| Foot-in-the-Door: Replikation nur „erneut untersucht“ | Die Direktreplikation fand ein gemischtes Bild, siehe Guide |
| Eine Preisgrenze bei Choi und Mattila (2014) | Konnte nicht bestätigt werden und wurde gestrichen |
| Goldstein et al. (2008) als Studie „in Hotels“ geführt | Beide Experimente liefen im selben Hotel in den USA, mit denselben Autoren. Das zweite wiederholt das erste nicht unabhängig |
| „75 Prozent“ als Befund der Handtuchstudie wiedergegeben | Die Zahl stammt vom größten Hersteller solcher Schilder und stand als Behauptung auf dem Schild. Gemessen wurden 44,1 Prozent. Die Autoren nennen diese Lücke selbst |
| Die Zimmer-Norm als Siegerin über die allgemeine Gästenorm dargestellt | Geprüft wurde sie gegen den Durchschnitt der drei übrigen Normfassungen (49,3 gegenüber 42,8 Prozent). Der direkte Vergleich mit der Gästenorm allein (44,0 Prozent) wird nicht als eigener Test berichtet |
| Die Spezifitätsregel als Nähe zur Zielgruppe gelesen | Der Vorteil gilt für die gleiche Situation, nicht für ähnliche Menschen. Geschlecht und Staatsbürgerschaft als Bezugsgruppe waren den Befragten wichtiger und wirkten trotzdem nicht besser als die allgemeine Norm |
| Schultz et al. (2007) als Arbeit aus demselben Jahr wie Goldstein geführt | Sie erschien ein Jahr früher. Goldstein zitiert sie noch als eingereichtes Manuskript |
| Das wertende Zeichen bei Schultz nur als Lob beschrieben | Sparsame Haushalte bekamen einen lachenden, verbrauchsstarke einen traurigen Smiley. Die injunktive Norm war Zustimmung und Missbilligung |
| Boomerang und Ersparnis als gleich belastbar dargestellt | Nach vier Wochen hielt der Boomerang an (d = 0,59), während die Ersparnis der verbrauchsstarken Haushalte ohne wertendes Zeichen nicht mehr signifikant war. Der Schaden überdauerte den Nutzen |
| Die Kombination beider Normen als Verstärker gelesen | Sie verhindert den Boomerang. Der Mehrertrag bei verbrauchsstarken Haushalten (1,72 gegenüber 1,22 Kilowattstunden am Tag) war nicht signifikant |
| Melnyk et al. (2022) als Arbeit angekündigt, die über die Höhe des Effekts entscheidet | Der Mittelwert liegt bei r = 0,254, aber nur 40 der 250 Effektstärken stammen aus Experimenten. Der Rest sind Zusammenhänge zwischen wahrgenommener Norm und berichtetem Verhalten |
| Die Sorge, Normen trügen nur wiederkehrende Routinen, als offene Frage stehen gelassen | Melnyk et al. prüfen drei naheliegende Unterscheidungen — öffentlich gegen privat, dauerhaft gegen einmalig, hoher gegen niedriger Aufwand. Keine machte einen Unterschied |
| Reaktanz als der am besten begründete Einwand gegen ein pauschales Du geführt | In keinem der 20 Experimente bei Rains (2013) wurde die Anredeform oder die beanspruchte Vertrautheit verändert. Die Freiheitsbedrohung entstand durch Befehlsformen |
| Rains (2013) als Beleg dafür gelesen, dass Druck die Wirkung verdirbt | Der direkte Zusammenhang zwischen Freiheitsbedrohung und Einstellung ist dort nicht signifikant (r = 0,06). Nachweisbar ist nur der indirekte Weg über die Reaktanz |
| „Knappheit durch Nachfrage anderer“ als ein Muster geführt | Es sind zwei. Der Grund für die Knappheit wirkte bei Worchel et al. (1975); die angekündigte Zahl weiterer Interessentinnen wirkte nicht und kehrte sich beim Preisurteil um |
| Keksstudie ohne ihre Grenzen wiedergegeben | 134 ausgewertete Teilnehmerinnen, ausschließlich Frauen. Im zweiten Experiment traten die Effekte nur bei Personen auf, die den Zweck nicht durchschaut hatten; mit den übrigen blieb nichts übrig. Der Geschmack war unberührt |
| Lynn (1991) als die Arbeit angekündigt, die über die Höhe des Effekts entscheidet | Sie entscheidet sie: r = 0,12 über 41 Studien, 0,17 ohne fünf gegenläufige. Zuverlässig und klein |
| Worchel und Lynn als zwei Stützen nebeneinander geführt | Die Keksstudie ist eine der 41 Arbeiten in Lynns Meta-Analyse, also keine unabhängige Bestätigung |
| Untertitel von Aggarwal et al. (2011) falsch zitiert | Richtig: A Consumer Competition Perspective |
| Mengen- und Zeitknappheit mit unterschiedlichen Wirkwegen beschrieben | Beide wirken über denselben Weg: wahrgenommenen Wettbewerb mit anderen Käufern. Eine Stückzahl erzeugt ihn stärker als eine Frist |
| Aggarwal et al. (2011) für Onlineshops herangezogen | Die Autoren schließen den Onlinekauf ausdrücklich aus ihrem Geltungsbereich aus, weil sich Angebote dort leicht vergleichen lassen |
| Shi et al. (2020) als Überblick über die neuere Literatur geführt | Der Überblick umfasst 1970 bis 2017, ist keine Meta-Analyse und nennt keine Effektstärke. Er berücksichtigt nur Zeitschriften mit drei oder vier Sternen der ABS-Liste; Lynn (1989, 1992) fielen dadurch heraus |
| Die Begründung über die Nachfrage anderer als die wirksamste Form empfohlen | Sie gilt zugleich als die anfälligste für den Verdacht der Täuschung, weil Kunden Anbietern nicht zutrauen, Nachfrage verlässlich zu beziffern |
| Burger (2009) als Replikation der hier zitierten Arbeit Milgram (1963) geführt | Burger stellte Experiment 5 aus Milgram (1974) nach. In der Fassung von 1963 protestiert das Opfer bis 300 Volt überhaupt nicht |
| Gehorsamsraten bei Burger als ähnlich hoch wie im Original wiedergegeben | 70 gegenüber 82,5 Prozent, nicht signifikant verschieden — aber nur bis 150 Volt gemessen. Der Rest ist ein Schluss aus Milgrams Daten, keine Messung, wie Burger selbst schreibt |
| Burgers Stichprobe ohne ihre Vorauswahl wiedergegeben | Rund ein Drittel der Interessierten fiel im Telefonscreening heraus, von den Übrigen schloss eine klinische Psychologin 38 Prozent aus, dazu alle mit mehr als zwei Psychologiekursen |
| Milgram als Beleg für ein allgemeines Autoritätsprinzip gelesen | Milgram selbst führt dreizehn Merkmale der Versuchslage an, die den hohen Gehorsam tragen sollen, darunter den Ruf von Yale und das Fehlen jeder Gelegenheit zur Beratung |
| Doliński et al. (2017) als Replikation des hier zitierten Versuchs angekündigt | Sie prüft Experiment 2 aus Milgram (1974), Burger prüfte Experiment 5, zitiert ist die Fassung von 1963. Drei verwandte, aber nicht identische Anordnungen |
| Beide Replikationen als Bestätigung des vollständigen Befunds gelesen | Burger und Doliński brechen beide nach dem zehnten von dreißig Knöpfen ab. Wie weit Menschen tatsächlich gehen, ist in beiden Arbeiten hochgerechnet, nicht beobachtet |
| Doliński et al. (2017) ohne ihren eigenen Vorbehalt geführt | 72 von 80 drückten den zehnten Knopf. Die Autoren nennen das selbst einen Deckeneffekt: Bei acht Verweigerungen lässt sich kein Einflussfaktor mehr nachweisen, auch ihre eigene Frage zum Geschlecht des Opfers nicht |
| Gütesiegel im Checkout als Frage ohne geprüfte Forschung geführt | Kim et al. (2008) und Head & Hassanein (2002) liegen jetzt im Volltext vor. Die Haltung zu Siegeln korreliert bei Kim mit dem Vertrauen zu 0,05 und mit der Kaufabsicht zu 0,02; der Effekt-Score 1 beruht damit auf Befunden statt auf fehlender Forschung |
| Vertrauenssignale mit nicht peer-reviewter Praktikerforschung begründet | Die unbelegte Aussage auf der Konzeptseite ist durch Kim et al. (2008) ersetzt. Dort erklären wahrgenommener Datenschutz, Informationsqualität und Reputation das Vertrauen, das Siegel nicht |
| Der einzige signifikante Pfad bei Kim et al. wäre als Wirkung zu lesen | Dem Pfad vom Siegel zum wahrgenommenen Risiko (−0,216) liegt eine Nullkorrelation von −0,03 zugrunde. Er entsteht erst beim Herausrechnen anderer Variablen und wird hier nicht als Wirkung geführt |
| Verbreitete Umsatzzahlen zu Gütesiegeln ungeprüft übernommen | Die Angabe von über 66 Prozent Umsatzplus bei López Jiménez et al. (2021) stammt aus einer Befragung von 127 Händlern, die bereits ein Siegel führen, nicht von Käufern. Die Arbeit steht deshalb als Marktquelle, nicht als Evidenz |
| Hasan (2016) geprüft und nicht aufgenommen | Die Arbeit misst keine Gütesiegel, sondern wahrgenommene Verdrussäußerung bei 93 Studierenden nach einem abgebrochenen Kaufvorgang; sie bringt zu den Fragen dieser Seiten keine zusätzliche Evidenz |
| Die Glaubwürdigkeitsforschung als durchweg uneinheitlich dargestellt | Pornpitakpan (2004) hält fest, dass fast alle Studien zum Haupteffekt die glaubwürdige Quelle überlegen finden und Gegenbefunde „wenige“ sind. Uneinheitlich sind die Wechselwirkungen, nicht der Haupteffekt |
| Expertenstimmen ohne Gegenanzeigen empfohlen | Drei Lagen sind belegt, in denen die weniger glaubwürdige Quelle überlegen ist: positive Markeneinstellung, eigene Produkterfahrung, und eine Aussage gegen die eigenen Interessen des Absenders |
| Absenderwirkung ohne ihr Verhältnis zu Belegen dargestellt | Enthielt die Botschaft stützende Belege, waren hoch und niedrig glaubwürdige Absender gleich überzeugend. Unbekanntes Belegmaterial half nur der niedrig glaubwürdigen Quelle |
| Expertenstimmen produktübergreifend empfohlen | Bei abgepackten Alltagsprodukten wirkte weder Experte noch Prominenz; dort war der typische Verbraucher der wirksamste Absender (Friedman & Friedman, 1979) |
| Fünf Jahrzehnte Befunde als Befunde zur selben Sache gelesen | Die Faktorenanalysen des Begriffs gelten als angreifbar, und die gefundenen Faktoren änderten sich über die Jahre. Pornpitakpan nennt sie selbst ungelöst und bezieht Studien beider Art ein |
| Amos et al. (2008) als allgemeine Stütze für Expertenstimmen geführt | Die Arbeit misst prominente Werbeträger. Größter Wert ist negative Information über die Person (r = −0,62); Vertrauenswürdigkeit (0,46) schlägt Fachkunde (0,38), und die Leistung im eigenen Fach korreliert praktisch null |
| Die mittleren r bei Amos et al. als gewichtete Werte gelesen | Die Autoren setzen unter ihre Tabelle den Hinweis, dass es ungewichtete Werte sind; gerechnet wurde mit gewichteten Rängen. Der auffälligste Wert ruht auf rund acht der 266 Effektstärken |
| Effektstärken zu Prominenten auf den deutschsprachigen Markt übertragen | Außerhalb der USA fielen sie weniger als halb so hoch aus (0,19 gegen 0,45), bei Nichtstudierenden etwa halb so hoch (0,25 gegen 0,49) |
| Der Faktor 2 Kahneman und Tversky (1979) zugeschrieben | Die Arbeit von 1979 nennt keine Zahl. Der Faktor stammt aus Tversky und Kahneman (1991) und beruht auf Tassenexperimenten (7,12 gegen 3,12 Dollar); die Autoren raten selbst, diese Schätzung mit Vorsicht zu deuten |
| Prospect Theory ohne ihre Datengrundlage wiedergegeben | Hypothetische Wetten, von Studierenden und Lehrenden auf Fragebögen beantwortet, meist 66 bis 95 Personen je Aufgabe. Die Autoren benennen die Grenzen dieser Methode selbst |
| Der Einwand von Gal und Rucker als bloße Deutungsfrage wiedergegeben | Er ist methodisch: Der Besitztumseffekt verschwand bei gleicher Stichprobe und gleichen Reizen, sobald das Behalten ebenfalls eine aktive Wahl war — 41 gegen 18 Prozent wurden zu 26 gegen 26 |
| Die Kritik an der Verlustaversion auf 2018 datiert | Gal und Rucker führen sie bis Gal (2006) zurück. 2018 ist das Jahr der breiten Wahrnehmung in der Konsumentenpsychologie, nicht das Jahr ihres Entstehens |
| Verlustrahmung in Texten ohne die Meta-Analyse dazu empfohlen | Bei O’Keefe und Jensen (2007), referiert bei Gal und Rucker, war Verlustrahmung in 93 Studien in keinem Anwendungsfeld signifikant überlegen — bei Vorbeugebotschaften war sie unterlegen |
| Die Höhe der Verlustaversion offengelassen | Brown et al. (2024) tragen 607 Schätzwerte aus 150 Arbeiten zusammen: Mittelwert 1,96 (1,82 bis 2,10), Median der Rohwerte 1,69, Spannweite 0,04 bis 23,46. 93,9 Prozent der Schätzungen liegen über 1 |
| Die vielzitierte 2,25 der Arbeit von 1991 zugerechnet | Sie stammt aus Tversky und Kahneman (1992): 25 Studierende, unbezahlte Lotterieentscheidungen, nur der Median berichtet. Brown und Kollegen halten sie für zu hoch gegriffen |
| Den Einwand von Gal und Rucker als offenen Streit stehen gelassen | Mrkva et al. (2020) entkräften ihn für Entscheidungen unter Risiko: Mindestens zehn Arbeiten lassen zwischen zwei Lotterien wählen, von denen keine der Status quo ist — auch dort sind die Befragten verlustavers |
| Einen Faktor um 2 auch für kleine Beträge angenommen | In der deutschsprachigen Stichprobe von Mrkva et al. lag er bei Wetten um 6 Euro bei 1,12 (1,07 bis 1,17), bei Tauschaufgaben derselben 360 Personen zwischen 1,8 und 2,7 |
| Den Koeffizienten aus der Entscheidungsforschung auf Markenwahl übertragen | Neumann und Böckenholt (2014), referiert bei Brown und Kollegen, finden für die Markenwahl von Konsumenten 1,49 statt 1,96 |
| Verlustaversion als Eigenschaft aller Käufer geführt | Sie schwankt systematisch: stärker bei Älteren (d zwischen 0,11 und 0,20), schwächer bei Produktwissen — und zwar merkmalsgenau, mit d = −0,53 für die Wechselwirkung |
| Verlustrahmung im Text mit Effekt-Score 3 geführt | Auf 2 herabgestuft. Als Attribut-Framing liegt sie bei d = 0,26, und bei O’Keefe und Jensen gibt es kein Anwendungsfeld, in dem sie signifikant überlegen wäre |
| Den Selbstbezugseffekt ohne Effektstärke geführt | Symons und Johnson (1997): d = 0,50 über 129 Effektstärken — gegen Bedeutungsverarbeitung 0,65, gegen den Bezug auf eine andere Person 0,35, gegen eine vertraute Person 0,20 |
| Rogers et al. (1977) ohne Stichprobengröße referiert | 32 Personen im ersten, 27 im zweiten Experiment. Im zweiten brach die übrige Verarbeitungstiefe zusammen; die Autoren vermerken, ihr Gruppenverfahren repliziere sie typischerweise nicht |
| Den Selbstbezug als Hebel für Produkttexte geführt | Bei Substantiven liegt er gegen den Bezug auf eine andere Person bei d = 0,03, gegen eine Wünschbarkeitsfrage bei 0,16, bei erwartetem Gedächtnistest bei 0,02 — keiner der drei Werte ist von null zu unterscheiden |
| „Self-Referencing“ als einheitlichen Begriff behandelt | In der Marketingliteratur bezeichnet er häufig Meta-Werbung, die auf sich selbst verweist. Iyer und Mallika (2023) führen beides unter einem Namen; wir haben die Arbeit deshalb nicht aufgenommen |
| Verlustaversion in Entscheidungen mit Effekt-Score 3 geführt | Auf 4 angehoben, nachdem Brown et al. (607 Schätzwerte) und Mrkva et al. (17.720 Befragte) gelesen waren: 93,9 Prozent der Schätzungen liegen über 1, und der Status-quo-Einwand greift für Entscheidungen unter Risiko nicht |
| Besitztumseffekt und Testphasen mit Effekt-Score 3 geführt | Auf 2 gesenkt: Mrkva et al. räumen selbst ein, dass der Besitztumseffekt ohne Verlustaversion erklärbar ist — durch Abneigung gegen schlechte Geschäfte, gegen ungünstige Verkaufsbedingungen oder durch bloße Besitzgefühle |
| Packard et al. (2018) als Einzelstudie geführt | Es sind sechs Studien: Felddaten aus 1.277 Kundendienst-E-Mails, verknüpft mit den Käufen der folgenden 90 Tage, dazu Laborexperimente mit über 1.600 Teilnehmenden |
| Nicht genannt, welches Pronomen in Kundenkontakten wirkt | Allein das Ich des Mitarbeiters (β = 1.245,76, p < 0,001). „Wir“ (p = 0,18) und „Sie“ (p = 0,33) bleiben ohne Effekt |
| Die direkte Kundenansprache als wirksam unterstellt | Sie ist ein belastbarer Nullbefund: Die Autoren versuchten ihn viermal zu widerlegen, und eine Bayes-Analyse über fünf Prüfungen stellt die Nullhypothese mehr als hundertmal wahrscheinlicher als einen Effekt |
| Die Kundenansprache durchweg als unschädlich behandelt | Wird der Kunde zum Handelnden gemacht statt zum Empfänger, fallen Zufriedenheit und Kaufabsicht von 4,88 auf 4,41. In den Felddaten betraf das rund ein Viertel aller „Sie“-Verwendungen |
| Burnkrant und Unnava (1995) als allgemeinen Verstärker referiert | Nach der Darstellung bei Packard und Kollegen wirkte Selbstbezug dort nur unter vier gleichzeitigen Bedingungen: geringe Zugewandtheit, starke und positive Argumente, keine konkurrierenden Reize, maßvolle Dosierung |
| Reaktanz ohne Hinweis auf ihre Messbarkeit geführt | Rodrigues et al. (2019) halten fest, es sei praktisch unmöglich festzustellen, ob Reaktanz sich zeigt; eine entsprechende Kontrollfrage halten sie für nicht brauchbar |
| Burnkrant und Unnava (1995) als Beleg dafür geführt, dass Selbstbezug bei schwachen Argumenten schadet | Schwache Argumente kommen in der Arbeit nicht vor; beide Experimente verwendeten durchweg starke. Der Befund gehört zu Burnkrant und Unnava (1989) und lautet anders: Dort unterschieden sich starke und schwache Argumente bei niedrigem Selbstbezug gar nicht |
| Den Umschlagpunkt der direkten Ansprache falsch benannt | Nicht die Argumentstärke dreht den Effekt um, sondern ein zweiter Verstärker im selben Text: Ein passendes Produktbild hob den Vorteil auf (4,70 gegen 4,59), rhetorische Fragen kehrten ihn um (5,90 auf 5,43) |
| Packards Zusammenfassung von Burnkrant ungeprüft übernommen | Zwei der vier dort genannten Bedingungen stehen so nicht in der Arbeit: Die Dosierung der Ansprache wurde nie variiert, und die Argumentstärke gehört zur Arbeit von 1989 |
| Die Anzeigenstudie ohne Stichprobengröße geführt | 61 und 75 Studierende, ein einziges erfundenes Produkt. Die Autoren verlangen selbst eine Prüfung an Stichproben, die der Zielgruppe des Werbenden eher entsprechen |
| Selbstbezug durch direkte Ansprache mit Effekt 3 und Transfer 2 geführt | Auf 2 und 1 gesenkt: Bei Substantiven liegt der Effekt bei d = 0,03, gegen eine Wünschbarkeitsfrage bei 0,16, und rhetorische Fragen kehren ihn um |
| Pronomen im Servicekontakt mit Effekt-Score 2 geführt | Auf 3 angehoben, nachdem sich die Begründung der Deckelung — eine Einzelstudie — als falsch erwiesen hatte |
| Das wertende Zeichen als verlässlicher Schutz gegen den Boomerang dargestellt | Gilt für die 287 Haushalte bei Schultz et al. (2007). In der Breitenanwendung stieg der Verbrauch bei politisch konservativen Haushalten über der Norm trotzdem (Costa & Kahn, 2013) |
| Die Rolle der Bezugsgruppe nur an Goldstein et al. (2008) festgemacht | Die Rückschau von 2018 nennt die Identifikation mit der Bezugsgruppe als den Faktor, der im Großversuch über Wirkung und Umkehr entscheidet |
| Bickman (1974) als Beleg geführt, dass eine Uniform mehr Folgsamkeit erzeugt | Nur die Wachmannuniform wirkte. Die Milchmannuniform unterschied sich nicht vom Zivilisten — Bickman selbst: Die Macht hängt am Typ der Uniform, nicht an ihrem bloßen Vorhandensein |
| Bickmans Legitimitätsdeutung ungeprüft übernommen | Sie ist ein Ausschlussverfahren, keine Messung. Seine eigenen zwei Fragebogenstudien finden den Wachmann weder legitimer noch folgsamkeitsfördernder |
| Brehms Buch als unersetzbar bezeichnet, weil keine Zweitquelle seine Daten enthalte | Falsch. Miron und Brehm (2006) referieren das Filmexperiment aus dem Buch, geschrieben von Brehm selbst |
| Reaktanz als Persönlichkeitsmerkmal ohne Vorbehalt geführt | Alle drei gebräuchlichen Skalen gelten als messtechnisch angreifbar; Miron und Brehm halten die Merkmalslesart für wenig ertragreich, und ein Befund kehrt die Erwartung sogar um |
| Reaktanz als mit dem Druck steigend dargestellt | Brehm korrigiert das selbst: Sie hängt an der Schwierigkeit der Wiederherstellung und fällt auf null, wenn die Freiheit endgültig verloren ist |
| Goal-Gradient und Ovsiankina mit Effekt-Score 4 geführt | Auf 3 gesenkt. Beide stehen auf gemischter Replikationslage, Regel 3 erlaubt dann höchstens 3 |
| Evaluierbarkeit und Kompromiss-Effekt mit Effekt-Score 3 geführt | Auf 2 gesenkt. Beide beruhen auf einer Einzelstudie ohne Replikation, Regel 2 erlaubt dann höchstens 2 |
| Brehms Korrektur zur Schwierigkeit der Wiederherstellung als gesichert dargestellt | Zu sicher. Steindl et al. (2015) führen die Frage ausdrücklich als offen. Gestützt ist nur die verwandte Unterscheidung von Laurin et al. (2012): Unabwendbares wird gerechtfertigt, Abwendbares erzeugt Reaktanz |
| Der Schutz der injunktiven Norm gegen den Boomerang als Einzelbefund von Schultz (2007) geführt | Cialdini et al. (1990) zeigen dasselbe in Experiment 4 mit zusammengekehrtem Müll. Der Score bleibt bei 2, weil Cialdini Mitautor beider Arbeiten ist |
| Die Spezifitätsregel als „am wenigsten unabhängig geprüften Teil des Feldes“ bezeichnet | Überholt. Bohner und Schlüter (2014) haben sie in zwei deutschen Hotels direkt repliziert. In Studie 1 kehrte sich der Zimmer-Vorteil signifikant um (78,0 gegen 85,6 Prozent, p = 0,017) |
| Normbotschaften als wirksamer dargestellt als ein üblicher Umweltappell | In Deutschland nicht belegt: 81,9 gegen 83,7 Prozent (kein Unterschied), in der zweiten Studie war der Umweltappell sogar überlegen (93,3 gegen 76,5 Prozent) |
| Georgescu und Herman (2020) geprüft und nicht aufgenommen | Die Arbeit misst Absichten, nicht Verhalten, an 340 Studierenden einer Quotenstichprobe; die „soziale Norm“ ist eine einzelne Ja-Nein-Frage danach, ob die Befragten ihr eigenes Verhalten darauf zurückführen. Ein Nullbefund aus einer Selbstauskunft über die eigenen Beweggründe ist kein Beleg gegen den Effekt |
| Han, Lee und Kim (2018) geprüft und nicht aufgenommen | Die Arbeit misst soziale Normen überhaupt nicht. Sie modelliert moralische Verpflichtung als Alternative dazu und erhebt Absichten per Onlinepanel; zur Frage, ob Normbotschaften wirken, kann sie nichts beitragen |
| Social Proof mit Effekt-Score 4 und ungeprüfter Replikationslage geführt | Replikationslage auf gemischt gesetzt und der Score auf 3 gesenkt. Die direkte Replikation von Bohner und Schlüter (2014) scheiterte in zwei von drei Punkten; Regel 3 erlaubt dann höchstens 3 |
| Spezifische Bezugsgruppe mit Effekt-Score 2 geführt | Auf 1 gesenkt. Stufe 1 bedeutet hier nicht „keine Forschung“, sondern „Forschung liegt vor und findet praktisch nichts“ — und das ist nach der deutschen Replikation die Lage |
| Bei Processing Fluency stand, wir hätten keine Replikationsstudie gelesen | Überholt. Bornstein (1989) fasst 208 Effektstärken zum Wiederholungseffekt zusammen (r = 0,26); Meyer et al. (2015) und Sirota et al. (2021) zeigen über 18 Studien, dass der Disfluenz-Ableger derselben Theorie nicht existiert (g = −0,01) |
| Der Effekt-Score 3 bei Processing Fluency mit der fehlenden Meta-Analyse begründet | Nur noch halb richtig. Eine Meta-Analyse ist jetzt geprüft, sie betrifft aber Wiederholung und Zuneigung, nicht Preise. Der Score bleibt bei 3, die Begründung ist präzisiert |
| Ergänzt: drei Moderatoren, die die Übertragung auf Preise einschränken | Bei Gemälden und Zeichnungen findet Bornstein keinen Effekt (r = −0,03), bei gleichförmiger Wiederholung ebenfalls nicht (r = −0,02), und bewusst wahrgenommene Reize wirken schwächer als unbewusste (0,34 gegen 0,53) |
| Bei Pain of Paying und Mental Accounting stand, wir hätten keine Replikationsstudie gelesen | Überholt. Schomburgk et al. (2024) fassen 392 Effektstärken zum bargeldlosen Bezahlen zusammen (g = 0,135); Li und Feldman (2025) haben alle 17 Probleme aus Thaler (1999) präregistriert nachgestellt (11 bestätigt, 3 gemischt, 3 gescheitert) |
| Entkopplung und Sichtbarkeit der Zahlung als tragende Mechanismen dargestellt | Einzeln wirken beide nicht (p = 0,57 und p = 0,12). Nur ihre Kombination wirkt — und bei Buy-Now-Pay-Later kehrt sich der Effekt um (ḡ = −0,35) |
| Die „Pfennig-pro-Tag“-Darstellung als unbelegten Lesehinweis geführt | Seit Li und Feldman (2025) geprüft und mit d = 0,61 der stärkste Einzelbefund ihrer Arbeit. Die beiden anderen Lesehinweise bleiben ungeprüft |
| Thematische Konten (Taschenrechner und Jacke) ohne Einschränkung referiert | Die präregistrierte Wiederholung scheiterte: 11 gegen 7 Prozent statt 68 gegen 29 (p = 0,066) |
| Processing Fluency, Pain of Paying und Mental Accounting mit ungeprüfter Replikationslage geführt | Alle drei auf gemischt gesetzt. In allen drei Fällen hält der Hauptbefund, während Teilvorhersagen scheitern; die Effekt-Scores bleiben bei 3 |
| Bergers Contagious (2013) als Quelle des Rabatt-Framings geführt | Entfernt. Das Buch nennt die Rule of 100, prüft sie aber nicht; nach Regel 5 zählen Sachbücher nicht als Evidenz. Im Text bleibt Berger als Namensgeber genannt |
| Der Framing-Effekt ruhte auf Many Labs und einer Neuauswertung | Ergänzt um Li und Feldman (2025): Die Gewinn-Verlust-Asymmetrie ist präregistriert bestätigt (84 gegen 44 Prozent, Cramers V = 0,41). Die thematische Kontenbildung aus derselben Arbeit von 1981 scheiterte dagegen |
| Die Zahl d = 0,26 zum Attribut-Framing wurde zweiter Hand geführt | Piñón und Gambara (2005) liegen jetzt im Original vor. Die Zahl bestätigt sich, aber 27 Prozent der 30 Effektstärken zeigen in die Gegenrichtung, und in den psychologischen Arbeiten liegt der Mittelwert bei −0,25 |
| Tversky und Kahneman (1981) galten als reine Fragebogenstudie | Im Volltext zeigt sich: Bei drei der zehn Probleme wurde jede zehnte Person mit echtem Geld ausgespielt, und die Autoren halten fest, die Effekte würden durch Geldanreize nicht beseitigt |
| Macé (2012) wurde als geprüfte Feldquelle geführt | Es liegen nur Abstract und Einleitung vor (Seiten 115–116). Die daraus belegten Punkte sind ergänzt und als solche gekennzeichnet; die eigene Auswertung bleibt ungeprüft |
| Bei Piñón und Gambara (2005) stand eine fremde DOI | Die Kennung 10.1027/2151-2604/a000321 gehört zu Steiger und Kühberger (2018) und war beim Einfügen der neuen Quelle verrutscht. Sie steht jetzt wieder beim richtigen Titel |
| Goldstein, Cialdini und Griskevicius (2008) wurden auf der Social-Proof-Seite als „die einzige Meta-Analyse“ der dort genannten Arbeiten bezeichnet | Es ist eine Feldstudie in einem einzigen Hotel. Meta-Analysen sind auf derselben Seite Melnyk et al. (2022) und Bergquist et al. (2019). Der Satz lautet jetzt „die meistzitierte Einzelstudie dieses Felds“ — so stand es in der englischen Fassung bereits richtig |
| Macé (2012) liegt seit dem 9.11.2026 vollständig vor | Entscheidend ist eine Zahl, die im Abstract nicht vorkommt: Von 43.144 geschätzten Elastizitäten sind 72,4 Prozent nicht signifikant und 8,7 Prozent negativ. Der Medianeffekt von +10,5 Prozent wird vom oberen Viertel getragen |
| Aus der Einleitung geschlossen, die meisten Filialen lägen bereits im abnehmenden Bereich | Der Volltext stützt den Schluss mit eigenen Zahlen: 53,6 Prozent beobachtete Praxis, Optimum bei 50 bis 60 Prozent in drei von vier Warengruppen. Die Aussage ruht jetzt auf Macés Simulation statt auf einer Hochrechnung |
| Kühberger (1998) stand als einzige Quelle ohne Volltext in der Liste | Entfernt. Die Arbeit war nicht zu beschaffen, und alle Zahlen, die ihr zugeschrieben waren, stammen ohnehin aus der Neuauswertung von Steiger und Kühberger (2018). Der Text nennt jetzt die Neuauswertung als Herkunft. Damit sind alle Quellenangaben der Seite im Volltext gelesen |
| Die Evaluierbarkeit ruhte auf der Originalarbeit von 1996 | Vier weitere Volltexte geprüft. Ergebnis: Die Hypothese hält nur zur Hälfte. Dass ohne Vergleich das leicht einzuordnende Merkmal trägt, bestätigt sich mehrfach; dass im Vergleich die Rangfolge umkippt, verfehlte bei Sher und McKenzie (2014) die Signifikanz und scheiterte bei Vonasch et al. (2023) in einer von zwei Studien |
| Die Umschläge wurden als Bewertungsfehler dargestellt | Sher und McKenzie (2014) erklären dieselben Daten als vernünftigen Schluss aus unvollständiger Marktkenntnis: Die Rangfolge kippt in ihrem zweiten Versuch in keinem Informationsstand. Die Seite nennt den Befund jetzt eine Umkehr der Bewertung, nicht der Präferenz |
| Auf der Kompromiss-Seite stand, es liege „keine Replikationsstudie vor — weder eine gelungene noch eine gescheiterte“ | Falsch. Neumann, Böckenholt und Sinha (2016) fassen 142 experimentelle Vergleiche zusammen. Derselbe Textbaustein stand auch auf der Seite zur Evaluierbarkeit und ist dort ebenfalls entfernt. Richtig wäre gewesen: geprüft hatten wir nichts |
| Der Kompromiss-Effekt wurde als Zug zur Mitte dargestellt | Die Meta-Analyse trennt zwei Dinge: Dass die mittlere Option häufiger gewählt wird, ist belegt; dass eine zusätzliche Stufe ihren absoluten Absatz erhöht, nicht — der Mittelwert liegt bei −0,17 und ist nicht signifikant. Bei Simonson und Tversky (1992) verschiebt die dritte Stufe den Absatz zudem nicht zur Mitte, sondern von der billigen zur teuren Option |
| Die Versuche wurden pauschal als hypothetisch bezeichnet | Simonson und Tversky arbeiteten mit Warenmustern und Katalogfotos; in mehreren Versuchen wurde ausgezahlt. Echte Shopdaten fehlen weiterhin, aber „hypothetisch“ war zu pauschal |
| Social Proof führte Bergquist et al. (2019) als einzige ungeprüfte Quelle | Jetzt im Volltext ausgewertet. Entscheidend ist eine Trennung, die der bisherige Text nicht hatte: Normen, die als Botschaft ausgesprochen werden, wirken über 57 Experimente mit d = 0,18, aus der Umgebung ablesbare über 27 Experimente mit d = 0,59. Alles, was sich in einem Shop formulieren lässt, fällt in die untere Zeile |
| Im Social-Proof-Guide stand ein Satz doppelt und eine falsche Quellenzahl | Der Hinweis auf Cialdini et al. (1990) war in beiden Sprachen verdoppelt, und die Rückschau von Schultz et al. (2018) hieß „die nützlichste der sieben Quellen“ — der Guide führt neun. Beides behoben |
| Die Grenzen von Macés Auswertung waren nicht benannt | Ergänzt: 9,2 Prozent der Artikel fallen heraus, weil ihr Preis immer auf 9 endet — zum Fall des durchgängig mit „.99“ ausgezeichneten Shops sagt die Arbeit also nichts. Die Daten stammen aus 1989 bis 1994 |
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