Zusammenfassung
Die Methode des Paarvergleichs von Thurstone wird zur eindimensionalen Messung der Einstellungen gegenüber Produktmarken auf einer Intervallskala verwendet. Die Skala wird berechnet für sieben Haarspray-Marken mit den Paarvergleichsergebnissen einer Stichprobe von 100 Haarspray-Käuferinnen. Durch eine spezielle Modifikation des Verfahrens erhält die Skala die Dimension „Geldwert“, so daß der Skalenabstand zwischen zwei Marken als die in Geld bewertete Präferenz der Konsumenten interpretiert werden kann.
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Anmerkungen
Zur Zielsetzung und Methodik der verhaltenswissenschaftlichen Absatztheorie vgl. Kroeber-Riel, W., Konsumentenverhalten. Berlin-Frankfurt 1975.
Vgl. die kritische Darstellung bei Kawlath, A., Theoretische Grundlagen der Qualitätspolitik. Wiesbaden 1969, S. 35–47.
Vgl. die methodisch fundierte Darstellung und Kritik dieser Verfahren bei Trommsdorff, V., Die Messung von Produktimages für das Marketing. Köln-Berlin-Bonn-München 1975.
Die wichtigsten Originalarbeiten zum Paarvergleich sind enthalten in dem Sammelband Thurstone, L. L.,The Measurement of Values. Chicago 1959. Einen Überblick über Skalierungsverfahren gibt Süllwoid, F.,Theorie und Methodik der Einstellungsmessung. In: Gottschaldt, K. u. a. (Hrsg.), Handbuch der Psychologie. 7. Bd.: Sozialpsychologie. 1. Halbband: Theorien und Methoden. Göttingen 1969, S. 475–514.
Zu Einzelheiten vgl. Thurstone, L. L.,a.a.O., S. 39–41.
Vgl. z. B. Guilford, J. P. und Fruchter, B., Fundamental Statistics in Psychology and Education. 5. Aufl., Tokyo usw. 1973, S. 487–489.
Dieser Zusammenhang ist in jedem Statistiklehrbuch, meist unter dem Stichwort „Normierung der Normalverteilung“, abgehandelt, z. B. bei Guilford, J. P. und Fruchter, B.,a.a.O., S. 111–114.
Vgl. Tabelle B in Guilford, J. P. und Fruchter, B.,a.a.O., S. 503 ff.
Da zwei Zufallsvariablen nur eine Differenzverteilung bilden, gibt es zu einem Indexpaar ij nur je einen Wert für die zugehörigen Größen zi, µi aij und 9. Die Gleichungen (6) sind somit identisch für die Indizierungen ij und ji. llba beide Seiten zudem für i = j gleich Null sind, gilt i<j (oder j<i). Im Gegensatz dazu ist Wij nicht identisch mit Wji, weil die Differenzverteilung in zwei Teilflächen zerlegt wird.
Vgl. dazu Thurstone, L. L.,a.a.O., S. 39–49 und Torgerson, W. S.,Theory and Methods of Scaling. New York-London-Sydney 1958, S. 163–166 sowie die Ausführungen weiter unten.
Da nach heutigem Sprachgebrauch der Begriff „Einstellung“ ein eindimensional und der Begriff „Image“ ein mehrdimensional gemessenes Konstrukt bezeichnet, wird hier von „Einstellungswert“ gesprochen. Sieht man von dieser meßtechnischen Differenzierung ab, so könnte man die Dimension der Intervallskala ebensogut auch „Imagewert“ nennen.
In bezug auf ein einzelnes (physisches) Produktmerkmal, z. B. den Zuckergehalt von Schokolade, ist der Paarvergleich schon erfolgreich angewendet worden. Vgl. Kuehn, A. A. und Day, R. L., Ein Verfahren zur Ermittlung der optimalen Produktqualität. In: Weinberg, P., Behrens, G. und Kaas, K. P. (Hrsg.), Marketingentscheidungen. Köln 1974, S. 183–201. Vgl. auch die Ausführungen zum Paarvergleich bei Konsumgütern bei Green, P. E. und Tull, D. S., Research for Marketing Decisions. 3. Aufl., Englewood Cliffs 1975, S. 184–191.
Vgl. insbesondere die Ergebnisse von Thurstone, L. L., a.a.O., S. 67–81, 123–144 und 248–265 sowie die Argumente bei Sixtl, F., Meßmethoden der Psychologie. Weinheim 1967, S. 271–276.
Der Verfasser dankt Herrn Prof. Dr. B. Tietz vom Handelsinstitut an der Universität des Saarlandes sowie den Herren Dr. M. Burger und P. Eckardt von der „basar SB-Kaufhaus GmbH“,Saarbrücken, ohne deren Unterstützung die Erhebung nicht möglich gewesen wäre.
Das ist ein von Trommsdorff entwickeltes Verfahren der Imagemessung, welches die Einstellungstheorie von Fishbein mit dem formalen Meßinstrumentarium von Osgood verbindet und auf die Bedürfnisse der Marktforschung zugeschnitten ist. Vgl. Trommsdorff,V., a.a.O., S. 81–127.
Dies entspricht dem „Case 4“ von Thurstone, L. L.,a.a.O., S. 44–45. Zu Einzelheiten der Berechnung vgl. Kaas, K. P., Empirische Absatzfunktionen bei Konsumgütern. Berlin-Heidelberg-New York 1977.
Der Algorithmus ist dargestellt bei Sixtl, F.,a.a.O., S. 188–194 und bei Torgerson, W. S., a.a.O., S. 179–185.
Durch das in Fn. 17 zitierte Verfahren werden die Skalenpositionen µi so festgelegt, daß ihr arithmetisches Mittel gleich Null ist. Dies hängt mit der Rechenmechanik des Schätzverfahrens zusammen, inhaltlich betrachtet ist der so fixierte Nullpunkt rein willkürlich. Im Gegensatz dazu haben die Standardabweichungen ai einen „natürlichen“ Nullpunkt, bei ihnen ist nur die Maßeinheit willkürlich.
Zu den bei den verschiedenen Skalen zulässigen Rechenoperationen vgl. Sixtl, F.,a.a.O., S. 13–17.
Vgl. Gulliksen, H. und Tukey, J. W., Reliability for the Law of Comparative Judgement. In: Psychometrika, Bd. 23 (1958), S. 95–110 und Sixtl, F., a.a.O., S. 211–222.
Genaugenommen werden die Prozentwerte vorher in eine normalverteilte Variable O = 2 arcsin transformiert.
Voraussetzung dafür ist, daß die Skala auf den Daten einer repräsentativen Stichprobe aus der relevanten Grundgesamtheit beruht und daß distributionspolitische Einflüsse auf die Marktanteile (die von der Skala nicht erfaßt werden) separat berücksichtigt werden.
Zur Ableitung von Preisabsatzfunktionen aus der hier berechneten Einstellungsskala vgl. Kaas, K. P.,a.a.O.
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© 1978 Betriebswirschaftlicher Verlag Dr. Th. Gabler KG, Wiesbaden
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Kaas, K.P. (1978). Ein Verfahren zur Messung von Produktpräferenzen durch Geldäquivalente. In: Topritzhofer, E. (eds) Marketing. Gabler Verlag. https://doi.org/10.1007/978-3-322-93787-2_6
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