Zusammenfassung
Durch die Existenzanalyse soll die bestehende TKA in den befragten Unternehmen beschrieben werden. Die empirische Untersuchung hat bereits durch das Antwortverhalten der Unternehmen erste Aussagen über die Existenz der TKA ermöglicht. In der Literatur werden verschiedene Variablen zur Klassifikation von Umfeld- oder Konkurrenzanalyse-Systemen herangezogen, die entweder die Struktur des Systems verdeutlichen oder die Art seiner Aktivitäten beschreiben. Es wird im folgenden zunächst die Struktur der TKA untersucht, dann die Aktivitäten der TKA. Dabei wird jeweils mit theoretischen Überlegungen zur Ableitung der Variablen und ihrer Operationalisierung begonnen. Anschließend werden die Ergebnisse dargestellt und mit den Ausgangsüberlegungen konfrontiert.
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Literatur
Weitere Strukturvariablen wie die Standardisierung oder die Konfiguration der Organisation sind im Falle der vergleichsweise “kleinen” Aufgabe TKA weniger von Interesse.
Oftmals wird mit einer kontinuierlichen Tätigkeit zugleich eine intensivere Tätigkeit verbunden. Vgl. Fahey/King (1977, S. 62ff), Ghoshal/Kim (1986, S. 52ff), Stubbart (1982, S. 140ff).
Wall (1974, S. 22ff) berichtet in seiner Studie 1973, daß die meisten (33%) der befragten Großunternehmen Projekte auf einer “Wenn-nötig”-Basis durchfuhren, gefolgt von informellen Berichten mit (30%) oder ohne (16%) Unterstützung durch formelle Projekte. Eine formelle Durchführung der Konkurrenzanalyse bestand nur bei 17 % der befragten Großunternehmen.
Gilad/Gilad, 1985, S. 66ff; Wall, 1974, S. 32.
Wild, 1974, S. 158. Teilweise wird anstelle der Formalisierung auch die Systematik der TKA als Strukturvariable hervorgehoben (Dreger, 1980, S. 411). Auch informell organisierte Systeme können jedoch systematisch arbeiten. Es soll gerade untersucht werden, welche TKA-Strukturen zu besseren Ergebnissen, auch bezüglich der erreichten Systematik in der Aufgabenbewältigung, fuhren.
Sutton (1988, S. 7) stellt 1988 mehr oder weniger gut entwickelte Systeme bei 85% der amerikanischen Befragten fest, nicht formalisierte Systeme nur bei 15%. Demgegenüber findet Wall (1974, S. 32) noch eine umgekehrte Verteilung, d.h. 16% formalisierte und 84% nicht formalisierte Systeme, vor.
Prescott/Smith (1989, S. 8) stellen 1989 eine zentrale Konkurrenzanalyse-Einheit bei 32 der 95 befragten amerikanischen Unternehmen fest.
Im folgenden werden die Annahmen im Rahmen der Existenzanalyse (Situationsanalyse) mit “S” gekennzeichnet. Für die Kontingenzanalyse bzw. die Effizienzanalyse wird die Bezeichnung “K” bzw. “E” verwendet.
In der allgemeinen Konkurrenzanalyse herrscht eine klare Dominanz des Marketingbereichs. Rund zwei Drittel der Befragten bei Sutton (1988, S. 11) weisen die Verantwortlichkeit für die Konkurrenzanalyse dem Marketing zu, weshalb eine Ausstrahlung auf die TKA als wahrscheinlich erscheint.
Die Zielsetzung ist an die Wettbewerbsstrategie der Geschäftseinheit anzupassen. Ein offensives Unternehmen in einem sich schnell entwickelnden Markt benötigt beispielsweise ein TKA-System, das in der Lage ist, Chancen aufzudecken. Ein Unternehmen mit einer Vielzahl von internen Problemen muß dagegen zunächst seine eigenen Potentiale ermitteln und die passive Bereitstellung von Rahmendaten prionsieren.
Fuld (1988, S. 181) gibt an, daß es 3–5 Jahre dauert, bis eine Konkurrenzanalyse-Einheit wirklich effektiv arbeitet.
Quinn/Mintzberg/James, 1988, S. 293.
“Now and then, from 1930 to 1964, there have been meetings and conferences on Business Intelligence, many of them privately directed through business associations or organizations.” (Greene, 1966, S. VII). Erst seit den späten 60er Jahren hat sich auch die Wissenschaft diesem Thema stärker gewidmet, ist die Durchführung der Konkurrenzanalyse durch den Einsatz neuer Methoden in der Wirtschaft diffundiert.
Prescott/Smith, 1989, S. 8.
Prescott/Smith, 1989, S. 8. Die übrigen Mittel werden für Trainingszwecke und Bürounterstützung eingesetzt. Fuld (1988, S. 184) ermittelt eine ähnliche Größenordnung. Dabei machen die Personalkosten 47%, Unterstützungs-Gehälter 12%, Material- und Ausrüstungskosten 16% sowie Auftragsvergabe 16% der Kosten aus.
Brockhoff, 1989, S. 50; Prescott/Smith, 1989, S. 7f; Sutton, 1988, S. 7.
Von den 36 formellen TKA-Systemen fuhren 12 zusätzlich Projekte durch, bei den informellen Systemen sind es 9 von 22. Aufgrund der vorgegebenen Antwortmöglichkeiten war die Kombination von Stelle und Projekten nicht wählbar. Es ist möglich, daß auch bei Stellenorganisation im Einzelfall zusätzliche Projekte eingesetzt werden.
Chiquadrat-Test, p >0.1. Weil jedoch zu viele unterbesetzte Felder vorliegen, wurde der Internationalisierungsgrad als ordinalskaliert angenommen und dessen Ausprägung in den Branchen überprüft. Auch hier ergibt sich kein signifikantes Ergebnis (Kruskal-Wallis-Test, p >0.1).
Chiquadrat-Test, p >0.1.
T-Test, p < 0.05.
Varianzanalyse, p < 0.1; der lsd-Test ist signifikant (p < 0.05) für den Unterschied der TKA-Stelle zu den übrigen Formen.
Diese Mehrfachunterstellungen stellen sicherlich weniger hierarchische Unterstellungen dar als die Tatsache, daß die TKA von mehreren Abteilungen Weisungen und Aufgaben entgegennimmt.
Es erfolgten Mehrfachnennungen durch Doppelunterstellungen der Abteilungen. Die absoluten Zahlen betragen 13 Nennungen des Marketingbereichs, je 8 für FuE und Planung sowie 4 für die Patentabteilung. Die übrigen Bereiche sind Controlling, Geschäftsführung bzw. Vorstand und Einkauf.
Coombs/Saviotti/Walsh, 1987, S. 12f.
Mehrfachnennungen waren möglich.
Die formelle Durchführung der TKA erreicht mit durchschnittlich 3,2 Abteilungen die höchste Wertung, gefolgt von der informell dezentralen TKA mit 2,6 Abteilungen, den TKA-Projekten mit 2,4 Abteilungen und den TKA-Stellen mit 1,6 Abteilungen.
Chiquadrat-Test, p >0.1.
Der Chiquadrat-Test zwischen der Planungsbeteiligung und der hierarchischen Anbindung der TKA ist signifikant (p < 0.1). Knapp die Hälfte aller für Konzerne tätigen TKA-Systeme nutzen die Planungsabteilung. Die TKA-Systeme für Konzerne scheinen in der Tendenz demnach eine stärkere strategische Orientierung zu haben als die übrigen TKA-Systeme.
Chiquadrat-Test, p < 0.05.
Die meisten der 30 TKA-Systeme ohne FuE-Engagement kommen aus dem Maschinenbau (11), nachfolgend aus der Elektroindustrie (7) und der Chemie (6).
Nachweislich werden eine Vielzahl von Innovationsideen aus dem Wissenschaftssystem kommuniziert (Gibbons/Johnston, 1974, S. 220ff).
Kruskal-Wallis-Test, p >0.1. Die Fahrzeugbau-Industrie zeichnet sich aufgrund ihres hohen Anteils an institutionalisierter TKA gegenüber den übrigen Branchen durch eine etwas stärkere Passiv-Zielsetzung aus.
Kruskal-Wallis-Test, p > 0.1.
7 von 12 Projekten bei formeller TKA und 8 von 17 Projekten bei informeller TKA weisen eine offensive Zielsetzung auf.
Mann-Whitney-Test, p >0.1. Auch für die Zentralisierung bestehen keinen Unterschiede (Mann-Whitney-Test, p >0.1).
Prescott/Smith (1989, S. 8) ermitteln für die Konkurrenzanalyse in amerikanischen Unternehmen nur 18% Systeme, die bereits älter als 6 Jahre sind.
Kruskal-Wallis-Test, p < 0.1.
Der Mann-Whitney-Test des Alters ist für die Beteiligung der FuE (p < 0.05) und für die Beteiligung der Patentabteilung (p < 0.01) signifikant.
Der Mann-Whitney-Test innerhalb der Branchen ist signifikant (p < 0.05) für die Beteiligung der FuE im Maschinenbau. In der Elektroindustrie ist die FuE nur tendenziell bei jüngeren TKA-Systeme weniger beteiligt (p > 0. < 1).
Der Anteil der Missing Values beträgt bei dieser Frage 11%.
Ein Budget stellt generell eine Kostenvorgabe dar. Bei Nicht-Existenz eines Budgets für die TKA wurde deshalb eine Kostenschätzung der TKA erbeten.
Vgl. Kapitel 2.3.3.
Kruskal-Wallis-Test, p < 0.005.
Der Mann-Whitney-Test bestätigt Unterschiede für die Institutionalisierung (p < 0.05).
Kruskal-Wallis-Test, p < 0.05.
Dies korrespondiert mit Ergebnissen der Organisationstheorie, wonach die Größe der Subsysteme mit der Größe des Gesamtsystems steigt (Quinn/Mintzberg/James, 1988, S. 294).
Die Unternehmen des Fahrzeugbaus wenden über DM 750.000 durchschnittlich für die TKA auf, die Unternehmen der übrigen Branchen über DM 500.000 (Kruskal-Wallis-Test, p >0.1).
Der Chiquadrat-Test zeigt nach Zusammenfassung beider Variablen in die Ausprägungen hochmittel-gering, um geringe Fallzahlen in den einzelnen Feldern zu vermeiden, Unterschiede mit p < 0.01.
Die Faktorenanalyse ist prinzipiell nur für mindestens intervallskalierte Variablen anwendbar (Backhaus et al., 1990, S. 95).
Eine Clusteranalyse ergibt 9 schwach besetzte, wenig prägnante Gruppen, die den Homogenitätskriterien nicht genügen. Auch mit einer Korrespondenzanalyse ergeben sich keine Dimensionen, die eindeutig diskriminiert hätten.
Weil die Phase der Ressourcenbereitstellung bereits in der Strukturanalyse diskutiert ist, wird sie im folgenden nicht explizit berücksichtigt.
Carrol, 1966, S. 64ff; Cleland/King, 1975, S. 21; Montgomery/Weinberg, 1979, S. 44; Sammon, 1984b, S. 93.
De Carbonnel/Dorrance, 1973, S. 42.
Aguilar, 1967, S. 36; Sutton, 1988, S. 18; Wall, 1974, S. 28.
Komplexität wird durch die Anzahl der Objekte, ihre Veränderlichkeit und die unter ihnen bestehenden Interdependenzen erhöht. Es kann davon ausgegangen werden, daß beobachtete Technologien in beobachteten Konkurrenzunternehmen angewandt werden, also vielfältige Verflechtungen bestehen.
Calori, 1989, S. 72.
Köhler/Horst/Huxold (1990, S. 61) finden in ihrer empirischen Untersuchung zur Verwendung von Indikatoren zur Produktinnovationsplanung, daß die Bedeutung und Nutzung von Indikatoren weitgehend übereinstimmt. Tendenziell sind wettbewerbsbezogene Indikatoren jedoch weniger genutzt, technologiebezogene Indikatoren dagegen stärker genutzt als es ihrer Bedeutung entspricht.
Verschiedene empirische Untersuchungen zeigen, daß die direkt verfügbaren Informationen (Zeitungen, persönliche Kontakte etc.), die ohne Zusatzaufwand erreichbar sind, am häufigsten genutzt werden. Vgl. Brockhoff (1991, S. 96), Jain (1984, S. 117ff), Strothmann (1988, S. 24).
Culnan, 1983, S. 194ff.
Balachandra, 1980a, S. 157; Diffenbach, 1983, S. 111; Prescott/Smith, 1989, S. 10f.
Als anspruchsvolle Techniken werden Simulationen, Statistische Methoden, Strukturierungs-methoden und Wirkungsanalysen bezeichnet.
Alle Items der aufgabenspezifischen Variablen außer der Aufgabenkomplexität werden auf einer Rating-Skala von 1 bis 5 erhoben, die streng genommen eine Ordinalskala darstellt. Üblich ist jedoch die Interpretation dieser Skalen als Intervallskalen unter der Annahme gleicher Abstände zwischen den Zahlenwerten (Backhaus et al., 1990, S. XIII). Auf solchen Rating-Skalen erhobene Variablen können deshalb durch multivariate Analyseverfahren verarbeitet werden.
So besteht die starke Vermutung, daß bei der Nutzung von Patentinformationen auch Entscheidungen über die Patentierung beeinflußt werden etc.
Dunst, 1974, S. 148f; Fischer, 1986, S. 93; Grahammer, 1983, S. 19f; Hoffmann, 1979, S. 186ff; Rothschild, 1986, S. 152.
Korrelationskoeffizient r=0.35, p < 0.001.
Junge Unternehmen und Ventures wenden häufig für die Branche neue Technologien an, können also gleichzeitig die technologische und wettbewerbliche Komplexität erhöhen. Gerade wenn Forscher oder Entwickler aus einem Unternehmen austreten und ein eigenes Unternehmen gründen (Spin-off), handelt es sich oft um Unternehmen, die in neuen Technologiegebieten hochinnovative Lösungen anbieten.
Varianzanalyse, p < 0.1; der lsd-Test ist signifikant (p < 0.05) für die Unterschiede von Chemie, Maschinenbau und Sonstiger Industrie zum Fahrzeugbau.
So ist die zunehmende Elektronik im Automobil ein Beispiel für die gestiegene technologische Komplexität im Fahrzeugbau.
Die Übereinstimmung von Herkunfts- und Verwendungsbranche bei Patentanmeldungen ist im Fall der Chemie mit 92 % außerordentlich hoch, im Kraftfahrzeugbau mit nur 56 % dagegen relativ gering (Greif/Potkowik, 1990, S. 30).
Neue Technologien werden in der Regel von den FuE-Abteilungen der Unternehmen routinemäßig beobachtet.
Mit der Bewertung der Regelmäßigkeit ist eine gewisse Bedeutungszuweisung des Analyseobjektes verbunden.
T-Test, p < 0.05.
Dies korrespondiert mit Ergebnissen von Albach/de Pay/Rojas (1991, S. 311), die zeigen, daß in der BRD 17% der Innovationen von Kunden, 5% der Innovationen von Zulieferern angestoßen wurden. Diese Anteile sind je nach Branche unterschiedlich stark ausgeprägt.
Cronbachs Alpha beträgt 0.86 und erlaubt somit die Verdichtung der Inhaltsvariablen.
Das Kaiser-Mayer-Olkin Kriterium beträgt 0.76. Alle MSA-Werte der Variablen waren 0.69 und größer. Zur Extraktion wird hier und bei folgenden Faktorenanalysen das Kaiser-Kriterium (Eigenwert jedes Faktors größer als 1) und zur Faktorbildung das Hauptkomponenten verfahren eingesetzt sowie die Varimax-Rotation verwendet.
Die Eigenwerte sind stets berechnet nach Durchführung der Rotation.
Alle Faktorladungen kleiner 0.40 werden generell bei Darstellung von Faktorladungs-Matrizen unterdrückt.
Dabei läßt sich vom Anteil der vom Konkurrenten bereitgestellten Mittel an den gesamten Projektausgaben bzw. an dessen gesamten FuE-Budget schließen, welches Interesse er diesem Projekt zumißt.
Die Innovationsentwicklung durch Kunden oder andere Marktteilnehmer muß nicht ein gegebenes Faktum sein, weil derjenige Marktteilnehmer nach der “appropriability theory” den höchsten Nutzen von der Innovation erhält (von Hippel, 1982, S. 95ff). Gezielte Zusammenarbeit und Teilung der Aufwendungen kann im Sinne einer Hebung der Innovationsgewinne sein, die sich für alle teilnehmenden Unternehmen auszahlt (De Meyer, 1991a, S. 397ff).
Cooper/Bruno, 1977, S. 16ff.
Dies korrespondiert mit Ergebnissen von Köhler/Horst/Huxold (1990, S. 108f). Die Nutzungsintensität von Patentindikatoren ist danach im Fahrzeugbau trotz der geringen wahrgenommenen Bedeutung höher als die anderer Branchen.
Grupp/Schmoch, 1992, S. 53ff.
Korrelationskoeffizienten r, p > 0.01.
Der Korrelationskoeffizient zwischen FuE-Potential-Ermittlung und Technologienzahl beträgt r=0.29 mit p < 0.01, der zwischen der Ermittlung technologischer Kooperationsstrukturen und der Technologiezahl r=0.26 mit p < 0.01.
Eine Clusteranalyse konnte keine unterscheidbaren Typen hervorbringen.
Brockhoff (1989, S. 53) stellt in seiner Untersuchung nur 1 von 33 Unternehmen fest, das Datenbank-Abfragen zur TKA durchfuhrt. Im Bereich von Wirtschaftsinformationen geben deutsche Unternehmen an, daß Datenbanken bei über 85 % der Befragten keine große Bedeutung besitzen (Reinhard, 1987, S. 17). Die Datenbanknutzung ist bei Industrieunternehmen immerhin im Wachstum begriffen, bei Großunternehmen ausgeprägter als bei kleineren.
Das kostengünstige Angebot des Deutschen Patentamtes der Erstellung von Konkurrenzanalysen wird beispielsweise kaum wahrgenommen. Nach Angaben der Hamburger Patentstelle wurden im Zeitraum von 11/2 Jahren nur 22 Anfragen getätigt, in der Dortmunder Patentstelle war es sogar nur eine Anfrage. Die unzureichende Erfahrung mit Externen Diensten ist deshalb nicht auszuschließen.
Für alle Unternehmen betragen die Mittelwerte 2,46 für die ausländischen FuE-Einrichtungen und 2,55 fur Zentrale Informationsstellen. Die Standardabweichung liegt bei 1,53 bzw. 1,40.
15 Unternehmen bewerten ihre ausländischen FuE-Einrichtungen als sehr bedeutsam, weshalb diese als “listening posts” angesehen werden können.
Haugrund, 1990, S. 178ff. Die befragten 6 Unternehmen stammen aus der Chemie-, Papier-, Maschinenbau-, Automobil- und zwei aus der Luftfahrtindustrie. Es handelt sich um Unternehmen mit 3700 bis 37000 Mitarbeitern und Umsätzen zwischen 1,2 Mrd. DM und 5,6 Mrd. DM. Damit dürften die Ergebnisse grob übertragbar sein.
Statistisches Jahrbuch, 1992, S. 436. Die Zahlen beziehen sich auf das Jahr 1989.
Nach Walls (1974, S. 34) Untersuchung haben bis zu 10% (20%) der Befragten von der Verwendung von Spionagemethoden in ihrem Unternehmen (in ihrer Branche) “gehört”. Auch aus den 60er Jahren liegen Berichte von Spionagefällen und Prozessen vor, die eine ähnliche Größenordnung vermuten lassen (Greene, 1966, S. 15ff). Die Ursache der festgestellten geringen Nennung der Nutzung fragwürdiger Techniken in dieser Untersuchung kann sowohl auf sozial erwünschte Antworten als auch auf veränderte Umweltbedingungen zurückzuführen sein, weil die genannten Untersuchungen älteren Datums sind und heute die Informationsmöglichkeiten verbessert sind. Wegen steigender Sicherheitsvorkehrungen und rechtlicher Auseinandersetzungen der Unternehmen ist ersteres aber nicht ausschließen. Vgl. Paine (1991, S. 424).
Culnan (1983, S. 194ff) zeigt, daß die Nutzung einer Informationsquelle deutlich von der perzipierten Zugänglichkeit zu dieser Quelle dominiert wird, nicht von den erhältlichen Informationen. Dadurch sind auch interne und persönliche Informationsquellen meistens stärker genutzt als externe Informationsquellen. Ausnahmen bilden führende Manager, die nur bei Informationen über ausländische Vorkommnisse bzw. Konkurrenten stärker auf interne Quellen zurückgreifen. Vgl. auch Aguilar (1967, S. 74ff), Brockhoff (1991, S. 96), El Sawy (1985, S. 53ff), Jain (1984, S. 117ff), Keegan (1974, S. 411ff), O’Connell/Zimmerman (1979, S. 15ff), Preble/Rau/Reichel (1988, S. 8) und Strothmann (1988, S. 24).
Cronbachs Alpha beträgt 0.84 und erlaubt somit die Verdichtung der Quellenvariablen.
Das Kaiser-Meyer-Olkin Kriterium beträgt 0.68. Alle MSA-Werte sind größer als 0,50. 64,9% der Varianz werden nach Varimax-Rotation erklärt.
Alle Faktorladungen kleiner 0.40 werden generell bei Darstellung von Faktorladungs-Matrizen unterdrückt.
Die entsprechende Korrelationsmatrix findet sich im Anhang C.
Von Hippel (1988, S. 24) stellt fest, daß durchschnittlich 3,7 Jahre vergehen, bis eine Innovation eines Kunden oder Lead Users im eigenen Markt verwertet wird. Diese Entwicklung tritt bei 46% der untersuchten Fälle ein.
Erstaunlich ist die signifikante Korrelation der Analyse von Stellenanzeigen zur Erfassung von Akquisitionen und Kooperationen, was auf die Bedeutung des Personals als Transfermechanismus von technischem Wissen zurückgeführt werden könnte.
Der lsd-Test zeigt Unterschiede mit p < 0.05 im Vergleich zur Elektroindustrie und dem Maschinenbau.
Der lsd-Test ist signifikant (p < 0.05) für die Bedeutung der Wissenschaftspromotoren im Vergleich zur Elektroindustrie.
Der lsd-Test ist signifikant (p < 0.05) für den Unterschied zu den Sonstigen Industrien.
Allen, 1977, S. 3 und S. 35ff.
Der lsd-Test ist signifikant (p < 0.05) für die Unterschiede in der Bedeutung Externer Informationsanbieter zur Elektroindustrie und Interner Informationsanbieter zum Maschinenbau.
Der lsd-Test ist signifikant für die Unterschiede der Bedeutung der Technischen Veröffentlichungen im Vergleich zur Chemie.
Die Intuition oder Vision eines FuE-Experten kann durchaus gute Ergebnisse erbringen, um so mehr als Prognosen, die sich bewahrheiten, oft radikaler Natur sind (Ayres, 1971, S. 144ff). Neufeld (1985, S. 49) schlägt sogar vor, sich auf Intuition zu stützen und die Vorstellungskraft zu kultivieren. Als alleinige Maßnahme erscheint dies jedoch zweifelhaft.
Jain, 1984, S. 125; Balachandra; 1980a, S. 157; Diffenbach; 1983, S. 111; Preble/Rau/Reichel; 1988, S. 10. Die geringe Nutzung komplexer Methoden tritt sowohl für Umfeld- als auch Technologieanalysen auf. Sie ist also unabhängig von der Art der zu beurteilenden Entwicklung und könnte deshalb auf unzureichende Kenntnisse über die Methoden zurückzuführen sein.
Es liegt nur ein Kaiser-Meyer-Olkin-Wert von 0.60 und Cronbachs Alpha von 0.65 vor. Beide Größen sind zu schwach ausgeprägt, als daß eine Faktorenanalyse sinnvoll wäre.
Dies korrespondiert nicht mit Ergebnissen von Prescott/Smith (1989, S. 6ff), wonach Innovationsziele zwar kontinuierlich überwacht, aber nur unzureichend ausgewertet werden. Die positiven und zum Teil signifikanten Korrelationskoeffizienten zwischen Analysemethoden und den Innovationszielen deuten auf eine ausreichende, qualitativ ausgerichtete Auswertung des Analyseobjekts hin. Hier zeigt sich somit der Unterschied der technologischen zur allgemeinen Konkurrenzanalyse.
Es ist jedoch nicht auszuschließen, daß es sich bei diesen Ergebnissen um Artefakte handelt.
Korrelationskoeffizienten r, p > 0.1.
Die Varianzanalyse ist nur signifikant für den Einsatz von Wirkungsanalysen (p < 0.01), wobei diese vor allem in der Elektroindustrie genutzt werden (lsd-Test, p < 0.05).
Cronbachs Alpha beträgt 0.74 und erlaubt somit die Verdichtung der Entscheidungsvariablen.
Das Kaiser-Meyer-Olkin Kriterium beträgt 0.68. Alle MSA-Werte sind größer 0.6.
Cleland/King, 1975, S. 27; Lawrence/Lorsch, 1967, S. 5ff; Quinn/Mintzberg/James, 1988, S. 294.
Die Informationssammlung muß immer dezentral erfolgen, dies wurde im vorangegangenen Abschnitt deutlich gemacht.
Culnan, 1983, S. 200. Dies gilt in Culnans Untersuchung für alle Quellen ausgenommen Untergebene und Berater.
Aguilar, 1967, S. 68ff; Keegan, 1974; O’Connell/Zimmerman, 1979; Preble/Rau/Reichel, 1988. Die Informationssammlung von Mitarbeitern stützt sich zudem vorwiegend auf interne Quellen, so Untergebene, Kollegen, interne Dokumente und Vorgesetzte.
Utterback/Burack, 1976, S. 19.
Müller, 1973, S. 162.
T-Test, p < 0.1 für den Faktor Innovationsziele und für den Faktor Internes Technologiepotential.
T-Test, p < 0.05. Gleiches gilt für die Zentralisierung der TKA.
Der T-Test für den Anteil persönlicher zu unpersönlicher Quellen ist zwar nicht signifikant (p >0.1), unpersönliche Quellen sind aber von nicht-institutionalisierten TKA-Systeme signifikant weniger bedeutend gewertet (p < 0.1).
T-Test, p < 0.05.
Der T-Test ist jedoch nicht signifikant (p > 0.1).
T-Test, p < 0.1.
Die Patentierungs-Entscheidungen werden dementsprechend von nicht-institutionalisierten TKA-Systemen stärker beeinflußt als von institutionalisierten (T-Test, p < 0.05).
Gilad/Gilad, 1988, S. 25.
Aguilar, 1967, S. 63ff; Keegan, 1974, S. 415.
Köhler/Horst/Huxold, 1990, S. 77ff.
Brockhoff, 1991, S. 96.
Für die Geschäftseinheit wird mit abehmendem Niveau die Anzahl der Technologien (Varianzanalyse, p < 0.1) und die Anzahl der Konkurrenten (Varianzanalyse, p < 0.01) geringer.
Diffenbach, 1983, S. 112.
Varianzanalyse, p < 0.1; der lsd-Test (p < 0.05) zeigt die Bedeutung der Kooperations-Entscheidungen im Konzern im Vergleich zum Unternehmen auf.
Köhler/Horst/Huxold (1990, S. 77ff) finden ebenfalls eine relativ geringe Nutzungsintensität von Indikatoren für die Produktinnovationsplanung der FuE-Abteilung.
Auch die Antwortpersonen, die den Fragebogen ausfüllten, unterscheiden sich nicht in der Wertschätzung der Informationsquellen.
T-Test mit p < 0.05 für die Marketing-Entscheidung.
T-Test mit p < 0.1 für die Technologie-Entscheidungen und p < 0.05 für die Patentierung.
T-Test, p < 0.1.
T-Test, p < 0.001.
Da die Richtung dieser festgestellten Zusammenhänge nicht eindeutig zu bestimmen ist, ließe sich das Ergebnis zu Annahme S20 auch dahingehend interpretieren, daß bei einer Vielzahl von zu fällenden Kooperations-Entscheidungen die Planung stärker beteiligt wird, bei Marketing-Entscheidungen das Marketing etc.
Die Varianzanalyse ist einzig für die Patentsituation signifikant (p < 0.01), wobei vor allem sehr alte und sehr junge TKA-Systeme die Analyse regelmäßig durchfuhren (lsd-Test, p < 0.05).
Varianzanalyse, p > 0.1.
Varianzanalyse, p < 0.05; der lsd-Test (p < 0.05) zeigt, daß die Unterschiede vor allem zu sehr jungen TKA-Systemen (jünger als 2 Jahre) bestehen.
Varianzanalyse, p < 0.1; auch in diesem Fall sind sehr junge TKA-Systeme ausgeprägter (lsd-Test, p < 0.05).
Varianzanalyse, p > 0.1.
Die Varianzanalyse ist mit p < 0.05 nur für die Technologie-Entscheidung signifikant, wobei diese bei sehr großem Alter besonders beeinflußt wird (lsd-Test, p < 0.05).
Diffenbach, 1983, S. 111.
Varianzanalyse mit p < 0.1 für die Technologienzahl und p > 0.1 für die Konkurrentenzahl. 539
Varianzanalyse, p < 0.01; der lsd-Test ist signifikant (p < 0.05) für die sehr kostenaufwendigen Systeme.
Varianzanalyse, p < 0.1; der lsd-Test ist signifikant (p < 0.05).
Die Varianzanalyse ist stets mindestens signifikant mit p < 0.1.
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Lange, V. (1994). Existenzanalyse der TKA. In: Technologische Konkurrenzanalyse. Betriebswirtschaftslehre für Technologie und Innovation. Deutscher Universitätsverlag, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-663-09034-2_4
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