Zusammenfassung
Gegenstand des vierten Kapitels ist die Untersuchung der managementrelevanten Kontextfaktoren in Franchisingnetzwerken. Die Analyse umfaßt neben der Situationsvariable “Dienstleistungstyp” (Kapitel 4.1.) auch die absoluten (Kapitel 4.2.) und relationalen (Kapitel 4.3.) Kontingenzen.1 Kapitel 4.4. leistet abschließend eine zusammenfassende Darstellung der Kontextfaktoren.
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Literatur
Sie bezieht sich damit primär auf die in Kapitel 3.4. theoretisch abgeleiteten Kontextfaktoren.
Vgl. zu einer ausführlichen Darstellung des empirischen Vorgehens Kapitel 1.3. und dort besonders Tabelle 1.2. Signifikanzaussagen werden für das weitere Vorgehen folgendermaßen gekennzeichnet: Signifikanzniveau5%=*; 1%=**; 0,1% = ***.
Vgl. hierzu die tabellarische Auflistung der Franchisingsysteme und Gesprächspartner in Kapitel 1.3.
Vgl. Sydow, J. (Franchising, 1994), S. 106.
So bietet System G 260 Ausbildungstage im Jahr an, von denen 20 verpflichtende Kerntage sind. Die Ausbildungstage sind rollierend mit unterschiedlichen Ausbildungsinhalten von der Personalführung bis hin zum Marketing ausgefüllt. System H gestaltet die Ausbildung der Franchisenehmer mittels eines intensiven Seminarprogramms. Pro Jahr finden 30 Franchisenehmerseminare mit unterschiedlichem Inhalt statt.
Die laufende Informationsversorgung erfolgt vorwiegend über Rundbriefe oder auch Ergänzungslieferungen zu den Handbüchern, die daher zumeist als Loseblattsammlungen gestaltet sind. Der Bedeutung der laufenden Informationsversorgung wird teilweise durch die Schaffung einer eigenen Stelle entsprochen. “Wir haben einen Mitarbeiter, der nur für die Aktualisierung unserer Produkt-und Mitarbeiterfuhrungs-Handbücher zuständig ist” [H;FG].
Ein System gibt an, daß die bisher unter eigenem Namen firmierenden Franchisenehmer aufgrund des enger werdenden Marktes und der damit einhergehenden Notwendigkeit, sich als einheitlich starke Gruppe zu präsentieren, ab jetzt unter gleichem Systemlabel auftreten [D;FG].
Vgl. zu dieser Aussage auch Tietz, B. (Management, 1991), S. 7.
Pilotbetriebe werden von den Franchisgeberzentralen betrieben, um Innovationen vor der generellen Einführung in allen Franchisebetrieben einem Markttest zu unterziehen. Allerdings wird die Wirksamkeit von Pilotbetrieben aufgrund ihrer rein regionalen Präsenz teilweise angezweifelt. So meint ein Franchisegeber, “Pilotbetriebe sind zumeist nur “Cash-cows” der Franchisegeberzentralen” [G;FG].
Für die folgende Auswertung steht der Franchisegeber stellvertretend für das Franchisingsystem an sich.
Alle Daten beziehen sich auf den Erhebungszeitpunkt Herbst 1994
So sieht sich System B jährlich mit 1600 Neubewerbera konfrontiert, von denen aber maximal 30 berücksichtigt werden können [B;FG].
Vgl. dazu auch Tabelle 1.1 in Kapitel 1.3.
Die Produkt-Moment-Korrelation r ist ein Maß für die Stärke des Zusammenhangs zweier intervallskalierter Merkmale. Der Wertebereich von r liegt zwischen -1 und +1, wobei ein r von 0 bedeutet, daß kein Zusammenhang vorliegt. Das Vorzeichen gibt die Richtung des Zusammenhangs an. Vgl. Sachs, L. (Statistik, 1992), S. 492. Der positive Zusammenhang von r=0,41 kann als mittelmäßig bis stark bezeichnet werden. Vgl. hier und im folgenden zu einer Zusammenstellung deskriptiver Kenngrößen verschiedener Auswertungsverfahren Schule, F.M. (Diversifikation, 1992), S. 70.
Der Cramersche Kontingenzkoeffizient V dient der Beurteilung eines Zusammenhangs zwischen mehrwertig nominal skalierten Merkmalen. Sein Wertebereich liegt zwischen 0 und 1 und ist unabhängig von der Tafelgröße. Damit ist er anderen Kontingenzmaßen wie Pearson’s CC oder dem Phi-Koefflzienten aufgrund der besseren Interpretierbarkeit vorzuziehen. Der hier errechnete Wert von 0,9 zeigt einen hohen Zusammenhang zwischen den untersuchten Variablen. Vgl. zu verschiedenen Kontingenzmaßen Bortz, J. (Statistik, 1989), S. 286f.
Vgl. Kapitel 3.4.2.
Diese Annahme wird auch von Irrgang, W. (Strategien, 1989), S. 127 vertreten.
Eta2 der einfaktoriellen ANO VA = 43%***. Die einfaktorielle Varianzanalyse ist ein Verfahren zum Vergleich der Mittelwerte mehrerer Gruppen einer Variablen. Das deskriptive Relevanzmaß eta2 von 43 % bescheinigt einen sehr hohen Einfluß des Dienstleistungstyps auf die Zahl der Mitarbeiter in den einzelnen Franchisenehmerbetrieben. Dieser Befund läßt sich auf dem Signifikanzniveau von 0,1% auf die Gesamtheit der 1272 Franchisenehmer der untersuchten Systeme verallgemeinern.
Vgl. die in Kapitel 3.4.2. zitierte Literatur. Für die Gruppenaufteilung wird der Einteilung von Frei, M.B. (Franchising, 1994), S. 45 gefolgt. Die Untersuchung der Lebenszyklushypothese erfolgt in Kapitel 5.
Damit wird die knappheitstheoretische Begründung des Franchising zumindest von den hier befragten Franchisegebern nicht gestützt. Vgl. Kapitel 2.1.3.
Als Auswahlkriterien dient dabei die von den einzelnen Franchisegebera genannte Zielhierarchie, die in Tabelle 4.2 dargestellt ist.
Die Franchisegeber waren aufgefordert, den ihren Franchisenehmern gewährten Handlungsspielraum auf einer Skala von eins (selbständiger Unternehmer) bis fünf (angestellter Filialleiter) einzuordnen. Für die altruistischen Systeme ergibt sich ein Mittelwert von 1,25. Für die eher egoistischen Systeme dagegen ein Mittelwert von 2,75.
Vgl. dazu die in Kapitel 2.2.3. angestellten Vermutungen.
Vgl. Kapitel 3.4.2. Vgl. zu den unterschiedlichen Rollenanforderungen auch Kapitel 2.1.1. und dort besonders Tabelle 2.1.
Vgl. Frage 5 des Franchisenehmerfragebogens. Die Zusammenstellung der einzelnen Leistungen erfolgte durch Expertengespräche.
Die Durchführung einer Faktorenanalyse zur Bestimmung der Leistungsbündel ist aufgrund der großen Anzahl von Missing-Values, die dadurch entstanden, daß nicht alle Leistungen von allen Systemen angeboten werden, nicht möglich.
Dieses Vorgehen erschien plausibel, da keine Hinweise auf eine besondere Gewichtung eines Leistungsbündels vorlagen.
Die tendenziell eher zurückhaltende Beurteilung der Franchisegeberleistungen zeigt sich auch schon in einer Untersuchung des Bonner Instituts für Mittelstandsforschung. Im Dienstleistungsbereich tätige Franchisenehmer gaben deutlich schlechtere Wertungen ab als Franchisenehmer im Handel. Vgl. dazu Pauli, K.S. (Franchising, 1990), S. 106 und dort besonders Tabelle 5.
Vgl. zur Varianzanalyse Brosius, G./Brosius, F. (SPSS, 1995), S. 417ff. Die zur Anwendung der Varianzanalyse notwendige Normalverteilung der abhängigen Variablen wird mit dem Kolmogoroff-Smirnov-Test eindeutig nachgewiesen. Nicht eindeutig nachgewiesen werden kann dagegen mittels des Levene Tests die Varianzhomogenität. Da sich die Varianzanalyse jedoch bei Erfüllung der Normalverteilungsvoraussetzung als relativ robust gegenüber Prämissenverletzungen erweist, kann im weiteren dennoch mit den Ergebnissen der Varianzanalyse argumentiert werden. Vgl. zu dieser Annahme Backhaus, K./Erichson, B./Plinke, W./Weiber, R. (Analysemethoden, 1990), S. 65f.
Das Relevanzmaß eta2 bezieht sich auf die Stärke des Unterschiedes in den Zufriedenheitswerten zwischen den Systemen. Da nach Cohen bereits ein Varianzerklärungsbeitrag von 13,8% als “groß” zu bezeichnen ist, ist die hier vorgefundene Trennkraft der Variable “System” beachtlich. Vgl. Cohen, J. (Power, 1988), S. 274ff.
Dies wird im vorliegenden Fall durch eine Produkt-Moment-Korrelation von r=0,60*** zwischen der Leistungszufriedenheit und dem Empfinden über die Angemessenheit der Gebührenhöhe bestätigt. Interessanterweise besteht zwischen der absoluten Gebührenhöhe und der Leistungszufriedenheit kein nennenswerter Zusammenhang.
Die Voraussetzungen für die Durchführung der Regressionsanalyse sind in diesem Fall voll erfüllt. Besonders zu betonen ist das Nicht-Vorliegen von Autokorrelation, was durch einen Durbin-Wat-son-Wert von 1,7 belegt wird sowie die durch das Histogramm der Werte bestätigte Normalverteilung der Stichprobenwerte. Die Güte der Regression wird durch ein Bestimmtheitsmaß von R2=35% untermauert. Vgl. zur Regressionsanayse Brosius, G./Brosius, F. (SPSS, 1995), S. 472ff.
Durch Toleranzwerte von jeweils 0,6 für die unabhängigen Variablen Leistungsbündel eins und zwei wird deutlich, daß zwischen diesen keine Multikollinearität besteht und damit Unabhängigkeit der Dimensionen (zumindest auf der Franchisenehmerseite) unterstellt werden kann.
Das positive Vorzeichen der beiden beta-Koeffizienten bestätigt die Zusammenhangsvermutung, daß mit steigender Zufriedenheit der Franchisenehmer mit der Franchisegeberleistung auch die Gebühren als angemessen empfunden werden.
Beta-Koeffizient1 =0,43***; beta-Koeffizient2=0,21***
Diese Annahme wird an folgendem Beispiel verdeutlicht. In den meisten Systemen wird die Buchhaltung der Franchisenehmer durch die Franchisegeberzentrale abgewickelt. Dies hat den Vorteil, daß aufgrund der dadurch erreichten Einheitlichkeit der Datenaufbereitung aussagekräftige Betriebsvergleiche vorgenommen werden können. In Ausnahmefallen wird jedoch von dieser Regelung abgewichen und einigen Franchisenehmern eine eigene Buchhaltung zugestanden. So besteht in System D ab einer bestimmten Umsatzgrenze die Möglichkeit zur eigenen Buchführung [D;FG]. Der Grund dafür ist u.U. darin zu sehen, daß die umsatzstarken Franchisenehmer durch ihre stärkere Verhandlungsposition gegenüber dem Franchisegeber ihren Wunsch nach Selbständigkeit nachdrücklicher vertreten können.
Vgl. zum euklidischen Distanzmaß Brosius, G./Brosius, F. (SPSS, 1995), S. 852.
Vgl. zur Methodik der Diskriminanzanalyse Backhaus, K./Erichson, B./Plinke, W.AVeiber, R. (Analysemethoden, 1990), S. 184ff. Die Güte der durch die Zufriedenheitsmittelwerte errechnete Diskriminanzrunktion wird durch den kanonischen Korrelationskoeffizienten belegt. Er mißt den Anteil der Streuung zwischen den Gruppen am Anteil der gesamten Streuung, wobei der Wertebereich des Koeffizienten auf Werte zwischen 0 und 1 normiert ist. Der sich hier ergebende Wert von 0,74 weist auf eine große Streuung innerhalb der Gruppen und nur wenig Streuung zwischen den Gruppen hin. Die Trennschärfe der Diskriminanzrunktion kann damit als sehr hoch bezeichnet werden. Die Prüfung der Diskriminanzfunktion mit dem inversen Gütemaß Wilks’ Lambda ergibt, daß die Ergebnisse auf dem 0,1% Niveau hoch signifikant sind. Vgl. Brosius, G./Brosius, F. (SPSS, 1995), S. 778f.
Vgl. zur Faktorenanalyse Brosius, G./Brosius, F. (SPSS, 1995), S. 815ff und Backhaus, K./Erichson, B./Plinke, W.AVeiber, R. (Analysemethoden, 1990), S. 67ff. Im vorliegenden Fall wird eine Hauptkomponentenanalyse durchgeführt, bei der nach dem Kaiser-Kriterium nur Faktoren mit einem Eigenwert > 1 extrahiert werden. Durch den Bartlett-Test auf Nicht-Spherizität kann ***-signifikant nachgewiesen werden, daß die für die Stichprobe beobachteten Korrelationen auch in der Grundgesamtheit vorliegen. Um bei gleichzeitiger Beibehaltung der Orthogonalität der Faktoren gut interpretierbare Faktorladungen zu ermitteln, wird eine Varimaxrotation vorgenommen.
In Anlehnung an Backhaus, K./Erichson, B./Plinke, W./Weiber, R. (Analysemethoden, 1990), S. 92 werden zur Interpretation eines Faktors nur Faktorladungen >0,5 herangezogen.
Die Beurteilungsdifferenzen sind mit einem eta2 von 69%*** für die unternehmerische Einstellung, einem eta2 von 42%*** für die soziale Kompetenz sowie einem eta2 von 40%*** für die Vorkenntnisse der Franchisenehmer für die einzelnen Systeme hoch verschieden.
Daher wird bei der Berechnung der Differenzen in den Beurteilungen auch nur mit Absolutbeträgen argumentiert.
Vgl. zur Minkowski-Metrik Brosius, G./Brosius, F. (SPSS, 1995), S. 852 und Backhaus, K./Erichson, B./Plinke, W./Weiber, R. (Analysemethoden, 1990), S. 126.
Auch die Plausibilität dieser Einteilung wird diskriminanzanalytisch belegt: Der kanonische Korre-lationskoeffizient beträgt für den Zwei-Gruppen-Fall hoch relevante 65%, Wilk’s Lambda ist auf dem 0,1%-Niveau signifikant und die Trefferquote der durch die Beurteilung gebildeten Diskrimi-nanzrunktion beträgt 88 %.
Die Clusteranalyse ist ein Verfahren zur Gruppenbildung. Die gebildeten Gruppen sollen hinsichtlich der untersuchten Merkmale in sich möglichst homogen, untereinander dagegen möglichst heterogen sein. Aufgrund der hohen Fallzahl wird hier eine K-Means-Clusteranalyse durchgeführt, die sich jedoch von den traditionellen hierarchischen Verfahren nur unwesentlich unterscheidet. Vgl. zur Clusteranalyse allgemein Backhaus, K./Erichson, B./Plinke, W./Weiber, R. (Analysemethoden, 1990), S. 115ff. Die K-Means-Clusteranalyse wird eingehend behandelt bei Brosius, G./Brosius, F. (SPSS, 1995), S. 893ff. Die Gruppenbestimmung basiert auf dem euklidischen Distanzmaß, wobei die maximale Iterationsanzahl 10 beträgt. Als Konvergenzkriterium wird die Grenze 0,02 gewählt.
Die Güte der Gruppenbildung läßt sich auch hier wieder diskriminanzanalytisch belegen. Die durch die einzelnen Differenzwerte aufgestellten Diskriminanzrunktionen sind mit einem Wilk’s Lambda von 0,24*** hoch signifikant sowie mit einem kanonischen Korrelationskoeffizienten von 0,87 auch hoch relevant. Die Trefferquote der Diskriminanzfunktion beträgt äußerst beachtliche 96%.
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Stein, G. (1996). Analyse der managementrelevanten Kontextfaktoren. In: Franchisingnetzwerke im Dienstleistungsbereich. Markt- und Unternehmensentwicklung. Deutscher Universitätsverlag, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-322-95399-5_4
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