Zusammenfassung
Das oben dargelegte Vorgehen, an der Gruppenpräferenz des Buying Centers der nachfragenden Unternehmung als Stellgröße einer nachfragerorientierten Produktgestaltung auf Investitionsgütermärkten anzusetzen und mit Hilfe der Conjoint-Analyse globale Präferenzaussagen des Buying Centers auf die einzelnen Produkteigenschaften zurückzufuhren, um deren Nutzenbeiträge zu quantifizieren, soll im folgenden am Beispiel eines international tätigen mittelständischen Maschinenbauunternehmens,380 das Aggregate zur Fertigung von Kunststoff-Fenstern herstellt und vertreibt, empirisch überprüft werden.381
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Literatur
Eine Anwendung im Maschinenbau scheint insbesondere vor dem Hintergrund der herausragenden Bedeutung dieses Industriezweigs innerhalb des Investitionsgütersektors (vgl. Statistisches Bundesamt (Hrsg.) 1996, S. 133; Statistisches Bundesamt (Hrsg.) 1995, S. 204; Droege/Backhaus/Weiber 1993, S. 33; Schmiedeknecht 1993, S. 112) einen sinnvollen Prüfstein für das Verfahren darzustellen. Die mittelständische Strukturierung des deutschen Maschinenbaus (vgl. Laker 1992, S. 41; Schmiedeknecht 1993, S. 112; Kemna 1993, S. 133) wird zudem durch die Wahl eines mittelständischen Klienten sicherlich gut wiedergegeben.
Allerdings stellt sich hierbei das wirtschaftswissenschaftsinhärente Problem, daß dadurch der Ansatz höchstens falsifiziert, nicht aber verifiziert werden kann. Vgl. Popper 1994, S. 8.
Vgl. Schnorbus 1997, S. 21; dpa-Basisdienst (Hrsg.) 1997, S. 17; Julitz 1997, S. 17.
Vgl. Verband der Fenster- und Fassadenhersteller e. V. (Hrsg) 1997, S. 1; Verband der Fenster- und Fassadenhersteller e. V. (Hrsg.) 1997a, S. 1; Föderation Europäischer Fenster- und Fassadenhersteller-Verbände (Hrsg.) 1997, S. 1.
Porter 1997, S. 54. Vgl. auch Simon 1991, S. 7; Simon 1991a, S. 3; Backhaus 1995, S. 28; Schneider 1993, S. 546, und Kemna 1993, S. 131.
Wenngleich also die Frage, ob diese Stufe des Prozesses der Fensterfertigung einen sinnvollen Ansatzpunkt absatzwirtschaftlicher Bemühungen des Klienten bildet, nicht im Vordergrund steht, soll dieser Aspekt in Kapitel 7.3 knapp gestreift werden.
Das Management des Klienten bildete den ersten Ansatzpunkt, da „[t]he importance of executive support cannot be overlooked“, wie Minor/Klopfenstein/Miller 1992, S. 193, betonen.
Die Bedeutung von Messen zur Informationsgewinnung auf Investitionsgütermärkten würdigen etwa Backhaus 1995, S. 145f.; Plinke 1991, S. 173; Engelhardt/Günter 1981, S. 179, und Godefroid 1995 S 336.
Methodisch wurde hierzu die Technik eines nicht-direktiven Leitfadeninterviews eingesetzt. Vgl. zu diesem Vorgehen Schub von Bossiazky 1992, S. 89f Daß im Zuge der Investitionsgütermarktforschung die „Durchführung intensiver Fachgespräche mit eher ‘offenem’ Charakter erforderlich“ ist, unterstreichen auch Maaß/Hußmann/Manschwetus 1990, S. 98.
Die relevanten Wettbewerber wurden dabei vom Management des Klienten identifiziert. Wie auch im folgenden wird auf eine Verifizierung dessen Einschätzungen durch weitere Vorstudien aufgrund des empirischen Befunds einer im Durchschnitt hohen Güte von Managemententscheidungen verzichtet Vgl. Bowman 1963, S. 316; Jones 1967, S. 864f; Hurst/McNamara 1967, S. B-202, und Kunreuther 1969, S. B-415.
Belange des Controlling wurden durch die Geschäftsleitung vertreten, eine Marketing-Funktion, die eine im Sinne der obigen Definition als Ausrichtung an den Erfordernissen der Nachfrager verstandene Nachfragerorientierung als Querschnittsfunktion in andere betriebliche Funktionen übertragen könnte (vgl. hierzu etwa Backhaus 1995, S. 7f.; Droege/Backhaus/Weiber 1993, S. 25ff.; Backhaus 1992, S. 771, und Plinke 1991, S. 172), existiert im Klientenunternehmen nicht.
Da folglich zunächst die Quantität der Attribute im Vordergrund stand, kam ein Brainstorming zum Einsatz. Vgl. zu dieser Methodik der Ideenfindung etwa Corsten 1994, S. 128ff.; Nieschlag/ Dichtl/Hörschgen 1994, S. 267f, und Kotler/Bliemel 1995, S. 515. Auch Reibstein/Bateson/Boulding 1988, S. 275, lassen die Startmenge der Attribute durch Repräsentanten des Unternehmens vorgeben.
Obschon in der Literatur zuweilen für eine Aufhebung der begrifflichen Trennung in Sach- und Dienstleistungen plädiert wird (vgl. etwa Engelhardt/Kleinaltenkamp/Recktenfelderbäumer 1993, S. 415ff., und Kleinaltenkamp 1992, S. 809), bleibt festzuhalten, daß „bisher keine allgemein anerkannte und auf breiter Ebene verwendbare [...] Dienstleistungsdefinition gefunden worden“ (Engelhardt/ Kleinaltenkamp/Recktenfelderbäumer 1993, S. 397) ist, so daß die begriffliche Trennung in dieser Arbeit aufrecht erhalten werden soll (vgl. für einige Charakteristika einer so verstandenen Dienstleistung etwa Jugel/Zerr 1989, S. 163f.; Backhaus 1995, S. 257; Godefroid 1995, S. 198, und Kotler/Bliemel 1995, S. 708f).
Die zunehmende Bedeutung von Dienstleistungen auf Investitionsgütermärkten betonen auch Albach 1989, S. 399; Simon 1991a, S. 1; Jugel/Zerr 1989, S. 164; Engelhardt/Kleinaltenkamp/Recktenfelderbäumer 1993, S. 396; Backhaus 1995, S. 256; Kleinaltenkamp 1994, S. 86; Plinke 1991, S. 173, und Engelhardt/Günter 1981, S. 161. Ähnlich auch Simon 1991, S. 15. Zudem ist die Tendenz von Konzernen erkennbar, stärker Dienstleistungsuntemehmen in ihre Strukturen einzubinden. Vgl. Helmer 1997, S. 25; Pfötter 1997, S. 29; Helmer 1997a, S. 21; Helmer 1997b, S. 19.
Soweit nicht anders vermerkt, handelt es sich bei Tabellen und Abbildungen um eigene Darstellungen.
Ein solches Vorgehen schlagen auch Godefroid 1995, S. 340, und Backhaus 1995, S. 423, vor. Zudem sollte zunächst auch ein vom Klienten vorgeschlagener potentieller Kunde einbezogen werden, um auch Ansichten von Nicht-Kunden berücksichtigen zu können. Aufgrund der damaligen Verhandlungsbeziehungen mit diesem Nicht-Kunden bat der Vertrieb allerdings darum, diesen potentiellen Kunden von der Befragung auszuklammern. Da jedoch kein alternativer Ansprechpartner vorgeschlagen wurde, mußte aufgrund des knappen Zeitbudgets auf die Aussagen von Nicht-Kunden bzgl. der Attributwichtigkeiten verzichtet werden.
Methodisch wurde eine siebenstufige Rating-Skala herangezogen. Die Sachleistungsmerkmale erhielten dabei im Mittel ein Rating von 4,64 (Standardabweichung 1,8), die Dienstleistungsmerkmale wurden im Mittel mit 5,18, bei einer Streuung von 1,72, bewertet. Die Vorziehenswürdigkeit der direkten Befragung gegenüber anderen Methoden der Gewinnung kaufverhaltensrelevanter Attribute weist Alpert 1971, S. 188, nach.
So auch Auty 1995, S. 198; Bauer/Herrmann/Gutsche 1995, S. 1444f., und Mengen 1993, S. 85.
Levitt 1960, S. 55.
Die Zuordnung der jeweiligen Eigenschaft zum zugehörigen Kundenproblem liefert die Spalte „Betrifft Problem“.
Da, wie noch zu begründen sein wird, ACA als Conjoint-Verfahren gewählt wurde und hierbei ein Ranking der Eigenschaftsausprägungen zum Einsatz kam, wurden die Ausprägungen des quantitativen Merkmals Taktzeit, Sawtooth Software (Hrsg.) 1996, S. 2, und Orme o. J., S. 7, folgend, äquidistant gewählt.
Diese Überlegung stützt sich v. a. auf den Ansatz von Bauer/Herrmann/Mengen 1994, S. 85, zusätzlichen Nutzen zu möglichst geringen Kosten stiften zu wollen. Die drei gewählten Ausprägungen 75, 300, unbegrenzt, scheinen geeignet, die grundsätzlichen Fragen, ob eine geringe Anzahl eine als gravierend wahrgenommene Beschränkung darstellt und ob die Aufgabe einer Begrenzung zusätzlichen Nutzen stiftet, hinreichend genau beantworten zu können, so daß auf eine spätere Interpolation der Teilnutzen verzichtet werden soll. Damit müssen die Intervalle auch nicht äquidistant definiert werden.
Simon/Kucher 1988, S. 176, konstatieren, daß die Expertenbefragung zur Generierung von Preisinformationen „[i]m Falle einer echten Innovation [...] den einzig praktikablen Weg darstellen“ kann. Die Verwendung von Expertenaussagen für erste Preisinformationen befürwortet auch Diller 1991, S. 133.
Vgl. zum Grundgedanken des Target Costing etwa Gaiser/Kieninger 1993, S. 59ff. Die Verzahnung von Conjoint-Analyse und Target Costing erläutern Seidenschwarz 1993, S. 42ff., und Jakob 1993, S. 166ff. Die Eignung des Target Costing zum Kostenmanagement bei Dienstleistungen zeigen Cibis/Niemand 1993, S. 209ff. Auf die Implementierung eines solchen Ansatzes muß allerdings im Rahmen dieser Arbeit verzichtet werden, da das Generieren von Kostengrößen nicht den Fokus der Betrachtungen bildet.
Wie auch bei der Anzahl der Programmplätze steht mehr die grundsätzliche Frage als die genaue Quantifizierung der Dauer dieser Dienstleistung im Vordergrund, so daß auch hier die Intervalle nicht äquidistant definiert wurden.
Aufgrund der hohen technischen Reife der Schweißmaschinen-Verputzer-Kombinationen sollte sich die Bevorratung der Aggregate zur Ersatzstellung bewerkstelligen lassen. Den Grundstock der hierbei anfallenden Kosten bildet die Kombination aus Schweißmaschine und Verputzer selbst, hinzu kommen im wesentlichen Transport zum und Montage beim Kunden. Zudem ist eine ausreichende Zahl von Verputzwerkzeugen vorzuhalten, um die Maschine den Kundenwünschen entsprechend konfigurieren zu können. Als problematisch erweist sich bisher noch das Teach-In der Profile, das für jede Schweißmaschinen-Verputzer-Kombination neu durchgeführt wird. Hierfür scheint auch zur Kostensenkung im normalen Fertigungsprozeß ratsam, einmalig eine Datenbank aller im Markt verfügbaren Profiltypen anzulegen und diese bei Hinzukommen neuer Profiltypen zu aktualisieren, so daß die Profilspezifikationen jederzeit per Datenübertragung übermittelt werden können. Diese wesentlichen Kostenbestandteile sollten vom Anbieter quantifiziert und gegen den gestifteten Kundennutzen und den unten angesprochenen strategischen Wert der Lieferterminsicherung abgewogen werden. Vgl. darüber hinaus zu weiteren indirekt erlöswirksamen Vorteilen von Dienstleistungen für den Anbieter Simon 1991a, S. 11f.
Vgl. zu diesem Problemkreis etwa Meyer 1985, S. 105.
Die Erfüllung des vereinbarten Liefertermins müßte auch bei Existenz einer solchen Absicherung das primäre Bestreben des Anbieters sein, denn letztlich läßt sich die Einhaltung des Liefertermins als Principal-Agent-Problem auffassen, bei dem die Anteilseigner des Anbieters die Prinzipalen darstellen, deren Wohlfahrt von den Aktionen der Agenten, den Mitarbeitern der Fertigung, abhängt. Somit sind Kosten, die aus der mangelnden Kongruenz der Zielsetzungen von Prinzipalen und Agenten resultieren, den Agency-Kosten zu subsumieren, die es zu minimieren gilt. Vgl. hierzu auch Kaas 1992, S. 889.
Die Tauglichkeit der Conjoint-Analyse zur Beantwortung einer solchen Frage betont Meyer 1985, S. 105.
So auch bspw. Jugel/Zerr 1989, S. 165; Simon 1991a, S. 6, und Krist 1993, S. 331.
Vgl. hierzu auch Jugel/Zerr 1989, S. 164; Simon 1991, S. 16, und Simon 1991a, S. 4. Weitere Vorteile on Dienstleistungen für den Anbieter nennt Meyer 1985, S. 102.
Einen möglichen Ansatzpunkt zur Realisierung der Produktionsausfallbegrenzung könnte eine Strukturierung der häufigsten zum Stillstand der Schweißmaschinen-Verputzer-Kombination führenden Probleme bieten. Gespräche mit dem Personal des Klienten ergaben, daß eine Vielzahl der Störungen auf unsachgemäße Instandhaltung zurückzuführen ist, ein Problemkreis, der zum einen durch bessere Schulung des Personals des Kunden und zum anderen über eine vertragliche Verpflichtung der Kunden zu regelmäßiger Wartung angegangen werden kann. Denkbar wäre auch, bestimmte Wartungsnotwendigkeiten von der Maschine selbst identifizieren zu lassen, bspw. regelmäßige Wartung nach einer definierten Anzahl verarbeiteter Fenster, und die Wartungsnotwendigkeit, ebenso wie auftretende Störungen, über einen Mobilfunksender an der Maschine an den Anbieter zu übermitteln, der den Kunden auf die fällige Wartung und die notwendigen Maßnahmen hinweist. Derartige Maßnahmen wären präventiver Natur und würden somit die Notwendigkeit zur Wiederherstellung der Produktionsbereitschaft gar nicht erst entstehen lassen. Ein Teil der trotzdem auftretenden Störungen ließe sich durch qualifizierte telefonische Hilfestellung, es müßte also insbesondere kein reines Call-Center, sondern eine qualifizierte Hotline zur Verfügung stehen, beheben. Software-Probleme ließen sich überdies per Modem-Wartung beseitigen, so daß der Einsatz von Service-Technikern vor Ort nur in einigen wenigen verbleibenden Störungsfällen notwendig wäre. Wenngleich diese Ansatzpunkte kein in allen Verästelungen ausgereiftes Konzept der Realisierung dieser weit über übliche Wartungsverträge hinausgehenden Leistung darstellen können, so wird deutlich, daß Konflikte mit der vereinbarten Problemlösezeit nur in den Fällen entstehen, in denen der Einsatz beim Kunden, bspw. zum Einbau eines Ersatzteils, notwendig wird. Dann hängt es sicherlich von der geographisch sinnvollen Plazierung der Service-Techniker und Ersatzteillager ab, inwiefern dies tatsächlich zu Problemen führt.
Die Bedeutung einer schnellen Ersatzteilverfügbarkeit ermitteln auch Droege/Backhaus/Weiber 1993, S. 80, in ihrer empirischen Studie.
Da etwa die Begrenzung des maximalen Produktionsausfalls auf sechs Produktionsstunden bei gleichzeitiger Ersatzteilverfügbarkeit von zwei Werktagen miteinander unvereinbar wären, wurde im Zuge der Conjoint-Analyse dafür gesorgt, daß beide Attribute nicht gemeinsam zur Bewertung vorgelegt wurden. Allerdings wurde nur diese Attributpaarung von der gemeinsamen Bewertung ausgeschlossen, da solche „[p]rohibtions should be used sparingly“ (Sawtooth Software (Hrsg.) 1996, S. 1).
Zu diesem Schluß kommen auch Green/Srinivasan 1990, S. 11. So begrenzt etwa das SPSS Categories-Modul, mit dessen Hilfe orthogonale Haupteffekte-Designs erzeugt werden können, die Anzahl möglicher Eigenschaften auf zehn (vgl. SPSS (Hrsg.) 1994, S. 155), ein nicht reduziertes Design enthielte 310 · 25 = 1.889.568 zu vergleichende Alternativen.
Vgl. Backhaus 1995, S. 5; Fitzgerald 1989, S. 190.
Vgl. Kuß, 1991, S. 163; Auty 1995, S. 196.
Wie erinnerlich, ermittelt die Adaptive Conjoint Analysis demhingegen streng individuelle Nutzenfunktionen. In einem solchen Fall ist „[...] the small sample size arising from a small population of buyers is not a problem“ (Auty 1995, S. 191). So auch Orme 1996a, S. 4.
Tumbusch 1987, S. 286, berichtet, daß die Einbeziehung von 15 Attributen bei einer Adaptive Conjoint Analysis durchaus üblich ist. Vgl. auch Huber/Wittink/Fiedler/Miller 1993, S. 111; Huber/ Wittink/Fiedler/Miller 1991, 1; Scharf/Schubert/Volkmer 1996, S. 102; Orme 1996a, S. 1, und Orme o. J., S. 1.
Daß dies nur unter Zuhilfenahme der Computertechnik zu bewerkstelligen ist, betont Schweikl, 1985, S. 110.
Vgl. Johnson 1987, S. 263; Wittink/Cattin 1989, S. 94; Simon 1992a, S. 60; Schweikl, 1985, S. 111. Dies äußert sich etwa darin, daß Probanden die Zeit, die sie auf ein Adaptive Conjoint Analysis-Interview verwendet haben, nachträglich systematisch unterschätzen. Vgl. hierzu Orme o. J., S. 4, und Sawtooth Soßware (Hrsg.) 1996a, S. 11. Die positive Wahrnehmung der interaktiven Conjoint-Aufgabe durch die Probanden zeigen auch Huber/ Wittink/Fiedler/Miller 1991, 12.
Auty 1995, S. 196. So auch CattinAVittink 1982, S. 52, und Chrzan 1991, S. 206.
Vgl. Huber/Wittink/Fiedler/Miller 1991, 4; HuberAVittink/Fiedler/Miller 1993, S. 107; Wittink/Vriens/Burhenne 1994, S. 49; Perrey 1996, S. 114.
Vgl. Wittink/Walsh 1988, S. 7f.; Wiley/Low 1983, S. 143.
Vgl. Agarwal/Green 1991, S. 141; Finkbeiner 1988, S. 78. Huber/Wittink/Fiedler/Miller 1993, S. 111, und HuberAVittink/Fiedler/Miller 1991, S. 9, hingegen konstatieren für die Adaptive Conjoint Analysis eine höhere Prognosevalidität als für den Full-Profile-Ansatz. Die höhere Ergebnisgüte der interaktiven Computerbefragung gegenüber traditionellen Ansätzen unterstreichen auch Wittink/Walsh 1988, S. 17; Böcker 1986, S. 566; Schweikl, 1985, S. 191; Urban/Hauser 1980, S. 273, und Cattin/Wittink 1982, S. 52.
Die Wahl der Adaptive Conjoint Analysis steht zudem im Einklang mit dem empirischen Befund, daß in ca. 60% aller von Wittink/Vriens/Burhenne dokumentierten Conjoint-Studien dieses Verfahren zum Einsatz kam. Dies ergibt sich aus eigenen Berechnungen auf Basis der Daten von Wittink/Vriens/Burhenne 1994, S. 47. Die weite Verbreitung der Adaptive Conjoint Analysis konstatieren auch Green/Krieger/Agarval 1991, S. 215, und Carroll/Green 1995, S. 387.
Ähnlich auch Mengen 1993, S. 183ff., und Tacke 1989, S. 176f.
Vgl. Orme 1996a, S. 1; Orme o. J., S. 2; Johnson 1987, S. 256, Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 13.
So behilft sich auch Fitzgerald 1989, S. 192.
Dabei mußte zunächst die von Kemna 1993, S. 128, und Backhaus 1995, S. 39, als für Mitarbeiter des Außendienstes typisch bezeichnete Grundhaltung, doch die Bedürfnisse der Nachfrager ohnehin genau zu kennen und derartige Studien für obsolet zu halten, überwunden werden, indem verdeutlicht wurde, daß die Ergebnisse der Studie mittelbar und mittelfristig dem Vertrieb über die Gestaltung eines den Nachfragerbe dürfnissen entsprechenden Produkts und einer so bedingten höheren Abschlußchance im Verkaufsgespräch zugute kommen. Allerdings wurde auch betont, daß die Studie primär auf die grundsätzliche Fragestellungnach der Wichtigkeit bestimmter Produkteigenschaften, so auch der Dienstleistungen, zielt und eine Realisierung evtl. noch nicht am Markt vorhandener Produktmerkmale, die nicht Gegenstand der Studie ist, die notwendige Bedingung zur Erleichterung der Vertriebstätigkeit darstellt. Dabei wurden auch testweise Conjoint-Analysen von den betreffenden Außendienstmitarbeitern bearbeitet, und so dem Vorschlag von Tumbusch 1987, S. 284, zunächst das Interview zu testen, gefolgt.
Nach Ansicht sowohl des Managements als auch des Vertriebs des Klienten ist jedoch nicht davon auszugehen, daß sich eventuelle Unterschiede in den Bedürfnisstrukturen auf regionale Einflüsse zurückführen lassen, da die befragten Unternehmen überregional und z. T. international tätig sind. Auf eine Analyse die ses Einflußfaktors wird daher verzichtet.
Dabei sollten die Bemühungen des Klienten zur Nachfragerorientierung, die für den Kunden auch über die Einbeziehung in die Befragung wahrnehmbar werden, als flankierende Kommunikationsmaßnahme mit der Person des Außendienstmitarbeiters verknüpft werden, um so den empirisch beobachtbaren Effekt einer Beeinflussung zukünftiger Beschaffungsentscheidungen zugunsten des Anbieters durch Befragungen zum Kaufverhalten, der auch für extensive Kaufentscheidungen nachgewiesen wurde, (vgl. hierzu Morwitz/Johnson/Schmittlein 1993, S. 59) zu erleichtern. Den positiven Effekt der durch die Kunden allein durch Befragung wahrgenommenen Nachfragerorientierung betont auch Godefroid 1995, S. 122. Nur in einem Fall mußte auf die Einbeziehung des Außendienstmitarbeiters aufgrund terminlicher Engpässe verzichtet werden.
Von ähnlichen Problemen berichtet auch Fitzgerald 1989, S. 197.
Die Dauer bezieht sich auf das ACA-Interview und schließt den adaptiven Validitätstest und die Darstellung der Ergebnisse, auf die noch eingegangen wird, nicht mit ein.
Von ähnlichen Problemen berichtet auch Fitzgerald 1989, S. 197.
Allerdings sei an dieser Stelle erneut ausdrücklich auf die für Studien auf Investitionsgütermärkten typisch kleine Stichprobe und ihr Zustandekommen durch bewußte Auswahl hingewiesen.
Die Entwicklung geeigneter Gütekriterien wird im Rahmen dieser Arbeit nicht vorgenommen, so daß auf eine abschließende Beurteilung verzichtet werden muß.
Vgl. Bamberger 1996, S. 70; Brosius/Brosius 1995, S. 401; Matiaske 1990, S. 72.
Vgl. Reichardt/Reichardt 1996, S. 187; Matiaske 1990, S. 72; Bohley 1996, S. 588. Zudem wird Unabhängigkeit der Stichproben vorausgesetzt. Auf einen Test der Unabhängigkeitsprämisse wird hier verzichtet, da die befragten Unternehmen nicht miteinander in Verbindung stehen und die Befragungen räumlich und zeitlich getrennt durchgeführt wurden. Vgl. hierzu Matiaske 1990, S. 70f.
Vgl. hierzu Brosius/Brosius 1995, S. 336.
Quelle: SPSS-Output des Tests auf Normalverteilung.
Auf eine Interpretation des Levene-Tests der Varianzhomogenität wird hier verzichtet, da die Betrachtung der Varianzen keinen Einfluß auf die zweiprozentige Irrtumswahrscheinlichkeit hat. Vgl. zum Levene-Test etwa Brosius/Brosius 1995, S. 409.
Da es sich hierbei, wie auch bei den weiteren Tests auf signifikante Mittelwertunterschiede, eigentlich um gerichtete Hypothesen handelt, impliziert dies einseitige Signifikanztests. „Die Datenanalysesysteme berechnen dagegen die Signifikanzen vielfach nur für zweiseitige Fragestellungen“ (Matiaske 1990, S. 72). Daher handelt es sich hier wie auch im folgenden bei den ausgewiesenen Signifikanzniveaus um die für ungerichtete Hypothesen.
Quelle: SPSS-Output des t-Tests.
Insbesondere wurde also nicht etwa grundsätzlich die Beantwortung aller Fragen an nur einen Teilnehmer durch die anderen Mitglieder delegiert, was auf eine nur schwache Abbildung des realen Beschaffungsverhaltens hätte schließen lassen können. Für weitere Betrachtungen zur Ergebnisgüte sei auf Kapitel 7.2.6 verwiesen.
Vgl. Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. 3–3.
Vgl. Carmone 1987, S. 326.
Vgl. Wittink/Cattin 1989, S. 95.
Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 5. So auch Mehta/Moore/Pavia 1992, S. 470, und Sawtooth Software (Hrsg.) 1996, S. 2. Dieses Problem läßt sich auch nicht durch Hinweise auf die Tragweite der Entscheidung, eine Eigenschaftsausprägung als inakzeptabel zu charakterisieren, vermeiden. Vgl. Mehta/Moore/Pavia 1992, S. 475.
Vgl. hierzu Green/Krieger/Bansal 1988, S. 293; Green/Krieger/Agarwal 1991, S. 216; Green/Srinivasan 1990, S. 13; Schweikl, 1985, S. 131, und Mehta/Moore/Pavia 1992, S. 470.
Vgl. Ogawa 1987, S. 2; Johnson 1987, S. 259.
So verfahren auch Agarwal/Green 1991, S. 142.
Die Reihenfolge der Attribute wurde dabei zwischen den Buying Centers der Stichprobe variiert, um eine systematische Beeinflussung der Ergebnisse durch eine konstante Reihenfolge der Attribute zu vermeiden. Dies befürworten auch Perrey 1996, S. 113, und Schweikl, 1985, S. 151. Die Verzerrungen von Befragungsergebnissen durch invarianten Interviewaufbau zeigen bspw. Johnson 1991, S. 223; ElroaVLouviere/Davey 1992, S. 376; Wittink/Vriens/Burhenne 1994, S. 48, und Leigh/MacKay/Summers 1984, S. 461.
Obschon alternativ die Bewertung auch im Zuge eines Rating erfolgen kann (vgl. Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 5), existiert diese Option erst ab der in der Untersuchung verwendet ACA-Version 4.0, so daß noch keine Aussagen über die Vorziehenswürdigkeit eines Rating in der Literatur vorliegen. Demgegenüber ist das Vorgehen des Ranking etwa bei Carmone 1987, S. 326; Huber/Wittink/Fiedler/Miller 1993, S. 106, und Green/Krieger/Agarwal 1991, S. 216, dokumentiert.
Vgl. Johnson 1987, S. 260.
Vgl. Mengen 1993, S. 86.
Vgl. Mummalaneni/Dubas/Chao 1996, S. 119. Schweikl, 1985, S. 145, betont, daß nur solche Attribute erläutert werden sollten, bei denen tatsächlich ein Informationsdefizit der Befragungsteilnehmer besteht, um mögliche Verzerrungen der Ergebnisse durch Interviewereinflüsse zu minimieren.
Auf die Wiedergabe der einführenden Screens zur Begrüßung und kurzen Erklärung des Inhalts der Be fragung, die vor dem Start des Interviews angezeigt werden, wird hier verzichtet.
Vgl. Sawtooth Soßware (Hrsg.) 1996a, S. 5; Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. 3–5f. Solche Ausprägungen, die nicht zu den fünf wichtigsten gehören, werden aus der weiteren Studie eliminiert. Sind für solche Attribute Annahmen über den Verlauf der Nutzenfunktion getroffen worden, werden die Teilnutzenwerte der ausgeschlossenen Ausprägungen durch Extrapolation gewonnen, ein Vorgehen, das bereits oben kritisiert wurde. Andernfalls wird den nicht weiter betrachteten Eigenschaftsausprägungen der niedrigste aller noch für das Attribut berücksichtigten Ausprägungen zugewiesen. Vgl. Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. G-8.
Vgl. Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 6.
Denn, „[h]ow important something is, depends on what’s available“ (Johnson 1987, S. 260). Vgl. auch Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 6.
Wenngleich als Reaktion auf den Vorschlag von Green/Krieger/Agarwal 1991, S 220, feinere Skalen zu ermöglichen, in der ACA-Version 4.0 bis zu neun Stufen möglich sind (vgl. Carmone/Schaffer 1995, S. 117; Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. 3–31), wurde die Voreinstellung der vierstufigen Skala verwendet, da empirische Untersuchungen keine höhere Ergebnisgüte durch feinere Skalierung nachweisen konnten (vgl. Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 12) und zu befürchten ist, daß „because those scales might require more interview time, it might be necessary to sacrifice some of the questions that otherwise would follow“ (Johnson 1991, S. 224). Auch Lehmann/O’Shaughnessy 1982, S. 11, setzen zur Erhebung von Wichtigkeitsurteilen in ihrer direkten Befragung eine vierstufige Skala ein.
Vgl. Johnson 1987, S. 260; Green/Krieger/Agarwal 1991, S. 216.
Vgl. Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. G-1f; Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 16.; Huber/Wittink/Fiedler/Miller 1991, 4; Huber/Wittink/Fiedler/Miller 1993, S. 106. Dies sei an einem Merkmal; mit drei Ausprägungen erläutert: Das Buying Center habe den Ausprägungen i=1, 2, 3 die Ränge (3, 2, 1) zugeordnet, so daß die am wenigsten präferierte Ausprägung 1 nach Umkehrung den Wert 1 erhält. Von jedem der umgekehrten Rangplätze der i=1, 2, 3 wird das Mittel 6÷3=2 abgezogen, es ergibt sich (-1,0, 1). Um eine Spannweite von Eins für das Attribut zu erreichen, werden die Ausprägungen äquidistant zu (-0,5, 0, 0,5) skaliert. War das Attribut für das Buying Center bspw. sehr wichtig, wird die Attributwichtigkeit 3 mit jedem der Werte multipliziert, es ergeben sich die Teilnutzenwerte (u(e 1j ), u(e 2j ), u(e 3j )=(-1,5, 0, 1,5). Damit sind die Teilnutzenwerte so skaliert, daß die Teilnutzenspanne einer jeden Eigenschaft genau seinem Wichtigkeitsrating entspricht.
Vgl. Green/Krieger/Agarwal 1991, S. 217.
Sawtooth Soßware (Hrsg.) 1997, S. 3–7.
Vgl. Johnson 1987, S. 259; Johnson 1991, S. 224; Green/Krieger/Agarwal 1991, S. 216. Auf die Vorgehensweise zur Ermittlung solcher Ausprägungskombinationen wird in Kapitel 7.2.5 kurz eingegangen.
Vgl. Johnson 1987, S. 261; Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 7; Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. 3–33f.
Vgl. Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 7. Das Spannungsverhältnis zwischen besserer Abbildung der Realität und höherer Gefahr der Überforderung der Probanden erläutern auch Green/Krieger/Agarwal 1991, S. 220.
Vgl. Huber 1987, S. 5; Crane o. J., S. 34; Schweikl, 1985, S. 135.
Vgl. Johnson 1987, S. 261; Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 7; Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 22; Green/Krieger/Agarwal 1991, S. 216; Agarwal/Green 1991, S. 142. Johnson 1987a, S. 3, weist nach, daß die Verwendimg von mehr als drei Attributen nur mit geringem zusätzlichem Nutzen verbunden ist. Vgl. auch Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 7.
Die Benutzung einer feineren Skala scheint in diesem Interview-Abschnitt gerechtfertigt, da der Paarvergleich die zentrale Komponente der Präferenzmessung bildet und die Möglichkeit der Probanden, feiner abgestufte Aussagen zu treffen, nicht beschnitten werden soll.
Vgl. Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 7; Green/Krieger/Agarwal 1991, S. 216; Mehta/Moore/ Pavia 1992, S. 470.
Vgl. Huber/Wittink/Fiedler/Miller 1993, S. 111; Auty 1995, S. 200; Schweikl, 1985, S. 149; Elrod/ Louviere/Davey 1992, S. 370.
PKW wurden zum Gegenstand des Beispiels gemacht, da „it is best to use an unrelated product“ (Auty 1995, S. 200) und Automobile häufig zur Veranschaulichung der Conjoint-Analyse eingesetzt werden (so etwa bei Thomas 1979, S. 199; Kucher/Simon 1987, S. 32, und Simon 1992, S. 118).
Johnson 1986, S. 322. Vgl. kritisch Teichert 1994, S. 619
Diese Vorgehensweise wird von Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. 3–33, angeboten.
Denn für die jeweils letzte Eigenschaftsausprägung existiert, wie oben dargelegt, kein Freiheitsgrad bei der Rangreihung.
Der Software-Dokumentation kann nicht entnommen werden, weshalb J+1 Freiheitsgrade modelliert werden. Korrespondenz mit dem Hersteller hat jedoch ergeben, daß keine Annahme über die Skalierung der Daten im Befragungsabschnitt der Paarvergleiche getroffen wird, so daß ein Parameter weniger zu schätzen ist.
Vgl. Sawtooth Soßware (Hrsg.) 1996a, S. 3; Perrey 1996, S. 109; Johnson 1986, S. 322; Auty 1995, S. 197. ;
Johnson 1986, S. 322. Allerdings werden durch dieses Vorgehen nur knapp drei Aussagen je Parameter erhoben, im vorliegenden Fall 112÷40=2,8.
Vgl. Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. 3–33. ACA 4.0 begrenzt die maximale Anzahl an Paarvergleichen auf 50 (vgl. Sawtooth Soßware (Hrsg.) 1997, S. 3–33). Würde die vom Hersteller proklamierte Möglichkeit, 30 Attribute mit je neun levels zu definieren, genutzt, so verblieben selbst nach Reduktion der Ausprägungen auf fünf, 3(150–30–l)–150=207 Paarvergleiche. Werden statt dessen nur 50 erhoben, lägen insgesamt 150+50=200 Beobachtungen vor, es könnte also nur ein Verhältnis von Beobachtungen zu Parametern von 200÷150:1=1,3:1 erzielt werden.
Vgl. Johnson 1987, S. 262; Green/Krieger/Agarwal 1991, S. 218, Huber 1987, S. 9; Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 7.
Vgl. Green/Krieger/Agarwal 1991, S. 217. „At the conclusion of the trade-off section the utility estimates are true least squares“ (Johnson 1987, S. 262).
Vgl. Johnson 1987, S. 261; Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 7; Carmone 1987, S. 326.
Allerdings räumt der Hersteller der Software ein, daß eine Gleichverteilung der Fragen auf alle Ausprägungen mit dieser Heuristik nicht immer gewährleistet wird. Vgl. Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. E-1; Johnson 1987, S. 262; Johnson 1987a, S. 3.
Vgl. zu dieser Vorgehensweise Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. E-2, und Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 22. Kritisch äußern sich hierzu Green/Krieger/Agarwal 1991, S. 220.
Vgl. Huber 1987, S. 9; Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 9
So wurde etwa durch manche Buying Centers nur eine Verfügbarkeit von ca. 15 Minuten in Aussicht gestellt. Wenngleich die Befragung dann eine Stunde und länger dauerte, wurde nicht in vereinfachende Entscheidungsmuster verfallen und auch auf eine Darstellung der Ergebnisse, auf die noch unter 7.2.7.1 eingegangen wird, wurde nicht durch die Teilnehmer verzichtet.
Vgl. Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 16
In der Tat handelt es sich hierbei um eine Verbesserung der Schätzung, da Ergebnisse einer Monte-Carlo-Simulation zeigen, daß die Schätzwerte mit steigender Zahl an Beobachtungen zu ihren wahren Werten konvergieren. Vgl. Johnson 1987a, S. 2f. Zu einem ähnlichen Ergebnis kommen Wittink/ Vriens/Burhenne 1994, S. 48f.
Vgl. Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. G-2ff; Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 17. Den Übergang vom Regressionsansatz zur geschlossenen Formel zeigt Anhang C.
Vgl. Johnson 1991, S. 224; Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. G-4f. Kritik an dieser Vorgehensweise findet sich bei Green/Krieger/Agarwal 1991, S. 220. Stellungnahmen hierzu bieten Johnson 1991, S. 224, und Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 19.
Da jetzt nur noch jeweils ein Stimulus bewertet werden muß, wurde die gleichzeitige Beschreibung anhand von sechs Attributen gewählt.
Vgl. Johnson 1987, S. 261; Mehta/Moore/Pavia 1992, S. 470; Green/Krieger/Agarwal 1991, S. 216; Finkbeiner 1988, S. 81. Da in der vorliegenden Arbeit die in Kapitel 7.2.5 dargestellte Gewichtung der Ergebnisse der einzelnen Befragungsphasen durch ein Regressionsmodell optimiert werden soll, wurden Kaufwahrscheinlichkeiten für fünf dieser Stimuli erhoben, wie Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. 3–34, dies nahelegt.
Bezüglich der Ermittlung der Teilnutzenwerte sei auf Kapitel 7.2.5 verwiesen.
Vgl. Johnson 1987, S. 261; Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 7f.
Vgl. Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. G-6f; Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 8.
Huber/Wittink/Fiedler/Miller 1991, 4. Vgl. auch Carmone/Schaffer 1995, S. 117f.
Vgl. Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. G-7; Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 21.
Logit bezeichnet hierbei den logarithmierten Quotienten aus Wahrscheinlichkeit und Gegenwahrscheinlichkeit eines Ereignisses, hier des Kaufs des jeweils dargestellten Stimulus. Vgl. Bauer/Herrmann/Huber 1994, S. 435f; Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. H-2; Hair/Anderson/Tatham/Black 1995, S. 131. Dies setzt allerdings voraus, daß die erhobenen Kaufwahrscheinlichkeiten ratioskaliert sind (vgl. Finkbeiner 1988, S. 82), scheint aber „probably nearly enough true as to be acceptable for practical purposes“ (Finkbeiner 1988, S. 83).
Vgl. Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. H-2f.; Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 18; Finkbeiner 1988, S. 81; Mehta/Moore/Pavia 1992, S. 470.
Auf die Teilnutzenschätzung fur nicht in Paarvergleichen berücksichtigte Eigenschaftsausprägungen wird hier nicht eingegangen, da keiner der Befragungsschritte, die zu einem Ausklammern von Ausprägungen aus der Befragung hätte führen können, durchgeführt wurde. Vgl. hierzu aber Johnson 1987, S. 262; Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 21; Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. G-7f.
McLauchlan 1991, S. 229. So auch Chrzan 1991, S. 208.
So etwa bei Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. H-1, und Sawtooth Software (Hrsg.) 1996a, S. 24. Obwohl eingewendet werden könnte, daß der letzte Befragungsabschnitt, auf dessen Ergebnissen die logit-Regression durchgeführt wird, eher die Messung der Prognosevalidität denn der Reliabilität nahelegt, so ist dem entgegenzuhalten, daß die Aussagen über diese Holdout Stimuli in die Parameterschätzung eingehen und so einem wesentlichen Charakteristikum der Messung der Prognosevalidität, ihrer Unabhängigkeit von der Parameterschätzung, widersprechen. Für den Einsatz des Determinationskoeffizienten zur Messung der internen Validität plädiert Tacke 1989, S. 196.
Vgl. Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. D-13. Wenngleich die Kritik von Chrzan 1991, S. 209, und McLauchlan 1991, S. 229, die Software zeige die Stimuli des letzten Befragungsabschnitts in der Reihenfolge steigenden Nutzens an, teile den Probanden dies mit und lasse keine Angabe einer Kaufwahrscheinlichkeit zu, die geringer als die für den vorangegangenen Stimulus ist, in der Version 4.0 den Kern verfehlt, da die streng geordnete Präsentation, wie oben dargelegt, aufgegeben wurde und ein Hinweis darauf, daß zunächst der Stimulus mit dem vermutlich niedrigsten, gefolgt von dem mit dem vermutlich höchsten Nutzen vorgelegt wird, in der Befragung unterblieb, legt die Verwendung des Determinationskoeffizienten nahe, den Reliabilitätswerten eher Tendenzcharakter beizumessen, denn schließlich ist es gerade Aufgabe der abschließenden Regression, eine möglichst hohe Übereinstimmung zwischen den Logits der Kaufwahrscheinlichkeiten und den Parametern durch geeignete Gewichtung kompositionell und dekompositionell ermittelter Teilnutzenwerte zu erzielen.
Chrzan 1991 S. 207.
Vgl. Schulze 1994, S. 148.
Vgl. Bohley 1996, S. 247; Schulze 1994, S. 147.
Vgl. Bohley 1996, S. 235; Schulze 1994, S. 129.
Vgl. Schulze 1994, S. 148.
Vgl. Chrzan 1991, S. 221, und kritisch McLauchlan 1991, S. 229.
Für eine Elimination nicht reliabler Aussagen plädieren auch Wittink/Walsh 1988, S. 12, und Chrzan 1991, S. 205. Vgl. kritisch McLauchlan 1991, S. 229. Da dem Autor keine Studien bekannt sind, die eine evtl. durch die Benutzung des Determinationskoeffizienten bedingte systematische Überschätzung der Reliabilität zum Gegenstand hätten, kann hier nur vermutet werden, daß die hohe Signifikanz der Reliabilität der in der Studie verbleibenden Datensätze auch nicht durch evtl. systematische Verzerrung grundsätzlich in Frage gestellt wird.
Quelle: SPSS-Output des Tests auf Normalverteilung.
Dies empfehlen auch Bamberger 1996, S. 72, und Matiaske 1990, S. 79. Vgl. zum U-Test etwa Matiaske 1990, S. 79ff., und Brosius/Brosius 1995, S. 520ff.
Diese Auswertungen enthalten wohlgemerkt noch die als nicht reliabel beurteilten Aussagen der Unternehmung 8, da hier die unterschiedliche Reliabilität in Abhängigkeit von der Anzahl der Buying-Center-Mitglieder und nicht etwa die Ableitung von Handlungsempfehlungen im Vordergrund steht. Allerdings schlägt dies aufgrund der kleinen Stichprobe relativ stark auf den Gruppenmittelwert unipersonaler Buying Centers durch. Eine Analyse ohne Datensatz 8 ergibt jedoch im Kern das gleiche Ergebnis eines signifikanten Reliabilitätsunterschiedes für a=0,05. Auf eine Wiedergabe des Tests wird hier verzichtet.
Quelle: SPSS-Output des U-Tests.
Huber 1987, S. 10. Vgl. auch Chrzan 1991, S. 210; McLauchlan 1991, S. 229, und Johnson 1988, S. 108.
Nur am Rande erwähnt sei hier noch eine Überlegung zur internen Validität der vorliegenden Untersuchung. Einer Monte-Carlo-Studie von Johnson 1987a, S. 2, zufolge kann hier davon ausgegangen werden. daß ca. 98% der Varianz des Datenmaterials durch die Parameterschätzung erklärt werden können.
Damit wird Auty 1995, S. 199, gefolgt, die die Verwendung von drei Holdout Stimuli bei Conjoint-Studien zu Investitionsgütern empfiehlt. Die Anzahl in anderen Arbeiten eingesetzter holdouts variiert stark, es lassen sich zwischen zwei und neun Stimuli zur Messung der Prognosevalidität finden. Vgl. hierzu Mengen 1993, S. 180; Kamakura 1988, S. 164; Mummalaneni/Dubas/Chao 1996, S. 123, und Finkbeiner 1988, S. 78.
Dieses Tool wurde vom Autor in Visual Basic unter Microsoft Excel 7.0 für Windows 95 entwickelt und stellt daher ein eigenständiges System dar, das außerhalb der ACA-Umgebung eingesetzt wird.
Obwohl grundsätzlich auch unnormierte Teilnutzenwerte zum Einsatz kommen können, da zunächst nur Analysen für ein einzelnes Buying Center durchgeführt werden, empfiehlt es sich, die Daten vorher nach dem von Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. 5–81, angebotenen Verfahren durch die ACA normieren zu lassen, um die noch zu zeigende günstigere Darstellung der Teilnutzenwerte durch das hier dargelegte System als Plattform für spätere interindividuelle Analysen zu nutzen.
Vgl. Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. 5–86.
Die Begrenzung der Darstellung auf zwei Dezimalstellen bewirkt, daß sich die dargestellten Attributwichtigkeiten nicht zu 100 addieren. Falls weitere Berechnungen auf Basis der Attributwichtigkeiten gewünscht sind, hält das System jedoch die korrekten Werte vor. Im vorliegenden Fall werden diese Ergebnisse nicht zu weiteren Berechnungen herangezogen, sondern nur visualisiert.
Für weitere mögliche Beurteilungsgrößen vgl. Schulze 1994, S. 121ff.
Auch Tacke 1989, S. 208, verwendet diesen Korrelationskoeffizienten zum Test der Prognosevalidität.
Vgl. Schulze 1994, S. 122; Bohley 1996, S. 250.
Quelle: SPSS-Output des Tests auf Normalverteilung.
Quelle: SPSS-Output des U-Tests.
Vgl. Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. D-3.
Möglich wäre etwa, diese Datei für jedes befragte Unternehmen zu konservieren, indem sie nach jedem Interview unter einem eindeutigen Namen abgespeichert werden würde.
Auch hier sei darauf hingewiesen, daß die Numerierung der Buying Centers nicht mit der übrigen Kodierung in der Arbeit übereinstimmt, da die Nutzendatei zusätzlich die Test-Interviews enthält.
Im Rahmen der einzelnen Interviews wurde eine solche Grafik im Anschluß an den Validitätstest den befragten Buying Centers vorgelegt. Die Resonanz sowohl bezüglich der Anschaulichkeit der Darstellung als auch ihrer inhaltlichen Plausibilitat war ausnahmslos positiv. Letzteres könnte auch auf die Existenz von Face-Validität der Ergebnisse schließen lassen.
Die Beschränkung auf die ersten fünf Ränge ist letztlich willkürlich. Allerdings erscheint eine Berücksichtigung noch geringerer Wichtigkeiten auch im Lichte der aus Abbildung 25 ableitbaren Erkenntnis, daß unterhalb des fünften Rangplatzes zumeist unterdurchschnittlich wichtige Merkmale rangieren, wenig sinn voll.
Den Sinn explorativer Datenanalyse sieht auch Bohley 1996, S. 464, darin, „[...] aus statistischen Ergebnissen oder Kennzahlen Typisches, Wichtiges oder besonders Auffallendes herauszulesen.“ So auch Matiaske 1990, S. 69. Einer detaillierten Analyse eine explorative vorzuschalten empfehlen etwa Brosius/Brosius 1995, S. 321, und Bamberger 1996, S. 60.
An dieser Stelle soll der Fokus in Übereinstimmung mit dem Grundgedanken explorativer Datenanalyse auf die wesentlichsten Ergebnisse gerichtet werden. In Tabelle 12 findet sich eine vollständige Wiedergabe der Resultate bzgl. aller Eigenschaften.
Vgl. Hair/Anderson/Tatham/Black 1995, S. 429; Choffray/Li lien 1980, S. 334; Doyle/Saunders 1985, S. 28.
Der besseren Übersicht halber sind die Eigenschaften mit Nummern versehen. Die zugehörigen Verbalisierungen finden sich in Tabelle 12, das erste Attribut ist hier mit Eins belegt, das zweite mit Zwei usw.
Die grafische Verbindung der einzelnen Eigenschaften soll nicht etwa eine inhaltliche Verbindung dieser Eigenschaften suggerieren, sondern die Interpretation erleichtern. Eine solche Darstellungsform wählen auch Hair/Anderson/Tatham/Black 1995, S. 429. Für ein alternatives Vorgehen zur Ermittlung von Outliers vgl. Doyle/Saunders 1985, S. 28f, und Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 306.
Vgl. Hair/Anderson/Tatham/Black 1995, S. 61.
Vgl. hierzu Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 313f; Berekoven/Eckert/Ellenrieder 1996, S. 229, und Hair/Anderson/Tatham/Black 1995, S. 436.
Vgl. Brosius/Brosius 1995, S. 452ff.
Quelle: SPSS-Output des Tests auf bivariate Korrelation. SPSS zeigt für diesen Test keine anschaulichen Bezeichnungen der Variablen an. Aus den verwendeten Bezeichnungen kann jedoch leicht auf das Attribut geschlossen werden. Das den Bezeichnungen vorangestellte W dient der Kennzeichnung als Wichtigkeitswert zur leichteren Unterscheidung von bspw. den Teilnutzenwerten.
Vgl. Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 314.
Daß eine Variable mit sich selbst perfekt korreliert, ist evident. Die Korrelationskoeffizienten auf der Hauptdiagonalen werden daher nicht zur Interpretation herangezogen. Vgl. hierzu auch Brosius/ Brosius 1995, S. 452f.
Vgl. Hair/Anderson/Tatham/Black 1995, S. 426; Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 262; Schulze 1994, S. 208.
Vgl. zu diesem Entscheidungsfeld etwa Hair/Anderson/Tatham/Black 1995, S. 430ff., und Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 276ff.
Vgl. hierzu etwa Schulze 1994, S. 208ff., und Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 264ff.
Vgl. Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 273ff.; Hair/Anderson/Tatham/Black 1995, S. 432; Brosius/Brosius 1995, S. 865.
Hair/Anderson/Tatham/Black 1995, S. 432. Auch Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 305, vewenden dieses Proximitätsmaß.
Vgl. hierzu Kamakura 1988, S. 161; Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 282ff., und Hair/Anderson/Tatham/Black 1995, S. 440ff.
Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 282.
Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 298. So auch Doyle/Saunders 1985, S. 29, und Neal 1989, S. 310.
Eine vorherige Standardisierung der Werte kann entfallen, da die Wichtigkeitsdaten auf den bereits in Kapitel 7.2.6.2 normierten Teilnutzenwerten beruhen und keine Skaleninkompatibilitäten vorliegen. Vgl. hierzu Hair/Anderson/Tatham/Black 1995, S. 434f.; Brosius/Brosius 1995, S. 866; Guerlain 1989, S. 326, und Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 276.
Die Notwendigkeit einer solchen Entscheidung betonen auch Schulze 1994, S. 221; Backhaus/ Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 307; Wind 1978a; S. 331lf, und Hair/Anderson/Tatham/Black 1995, S. 427.
Vgl. zur Fehlerquadratsumme als Heterogenitätsmaß des Ward-Verfahrens Backhaus/Erichson/ Plinke/Weiber 1996, S. 292ff.
Vgl. Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 307; Schulze 1994, S. 222. Dieses Vorgehen empfehlen auch Hair/Anderson/Tatham/Black 1995, S. 442; Schweiki 1985, S. 176; Kamakura 1988, S. 164; Currim 1981, S. 304, und Brosius/Brosius 1995, S. 874.
Quelle: SPSS-Output der Clusteranalyse.
Wenngleich Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 308, die Abszissen werte aufsteigend anordnen, scheint die absteigende Darstellung die Verwendung eines agglomerativen Verfahrens, das dadurch gekennzeichnet ist, zunächst jedes Objekt als eigenen Cluster aufzufassen und die Zahl an Clustern schrittweise durch Verschmelzung von Clustern zu reduzieren (vgl. etwa Backhaus/Erichson/ Plinke/Weiber 1996, S. 297, und Matiaske 1990, S. 110), besser zu reflektieren.
Quelle: SPSS-Output der Clusteranalyse.
Quelle: SPSS-Output der Clusteranalyse.
Zur Interpretation der beiden Diagrammtypen vgl. Brosius/Brosius 1995, S. 871ff.; Hair/Anderson/ Tatham/Black 1995, S. 448ff., und Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 307f.
Moore 1980, S. 518. So auch Doyle/Saunders 1985, S. 29; Hair/Anderson/Tatham/Black 1995, S. 428, und Borg/Staufenbiel 1993, S. 22.
Vgl. Guerlain 1989, S. 325; Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 316; Schulze 1994, S. 223.
Diese Alternativen verwenden auch Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 309, zur Überprüfung ihrer nach dem Ward-Verfahren ermittelten Lösung. Doyle/Saunders 1985, S. 29, ziehen anstatt der Zentroid- und Median-Algorithmen ein Korrelationsmaß bei Verwendung des Single Linkage-Verfahrensheran. Hierauf soll aber aus den erwähnten Gründen verzichtet werden. Vgl. zu den einzelnen Fusionsalgorithmen Hair/Anderson/Tatham/Black 1995, S. 438ff., und Brosius/Brosius 1995, S. 869f.
Quelle: SPSS-Output der Clusteranalyse.
Quelle: SPSS-Output der Clusteranalyse.
Quelle: SPSS-Output der Clusteranalyse.
Quelle: SPSS-Output der Clusteranalyse.
Die Übereinstimmung zwischen den Cluster-Lösungen ziehen auch Doyle/Saunders 1985, S. 30, als Gütekriterium der Ward-Lösung heran.
Die tabellarische Übersicht hierzu findet sich des besseren Leseflusses wegen in Anhang D.
Wie bei der Prüfung der Wichtigkeitsdaten sind hier die Eigenschaftsausprägungen der besseren Übersicht wegen numeriert.
Quelle: SPSS-Output der Clusteranalyse.
Quelle: SPSS-Output der Clusteranalyse.
Quelle: SPSS-Output der Clusteranalyse.
Vgl. hierzu Wind/Cardozo 1974, S. 158, und Bonoma/Shapiro 1984, S. 260f.
Schulze 1994, S. 222.
Dieses Vorgehen wählt auch Mengen 1993, S. 181.
Eine solche Darstellung der Eigenschaftsausprägungen kann für jeden Datensatz nach Beendigung des Interviews durch Betätigen der Schaltfläche „Teilnutzenwerte“ des in Abbildung 14 dargestellten Menüs sofort erzeugt werden. Den befragten Buying Centers wurden diese Ergebnisse jeweils am Ende der Befragung vorgelegt, um auch bezüglich der Teilnutzenwerte, wie bereits im Bezug auf die Attributwichtigkeiten erläutert, Aussagen über die Face-Validität der geschätzten Parameter zu erhalten. Auch hier war die Resonanz der Befragten durchwegs positiv.
Zudem sollte zu erwarten sein, daß die Bereitstellung dieser Dienstleistungen auch für die anderen Produkte des Angebotsprogramms des Klienten ähnlich positiv im Markt aufgenommen wird wie im Fall der Schweißmaschinen-Verputzer-Kombination, was zu weiterer Fixkostendegression führen würde. Vgl. zum hohen Anteil fixer Kosten bei Dienstleistungen etwa Meyer 1985, S. 105f.
Vgl. Simon 1991, S. 8.
Vgl. hierzu etwa Saatweber 1994, S. 69ff., und Scharnbacher/Kiefer 1996, S. 38.
Den beispielhaften Charakter einer solchen Darstellung betont auch Mengen 1993, S. 191.
Vgl. hierzu Sawtooth Soßware (Hrsg.) 1997, S. 5–16ff.
Diese Diagramme wurden unter Microsoft Excel auf Basis der numerischen Ergebnisse des ACA-Simulators erstellt.
An dieser Stelle sei erneut ausdrücklich darauf hingewiesen, daß auch aus den kalibrierten Werten nur eine Tendenz der Marktentwicklung und nicht etwa ihre numerisch exakte Prognose abgeleitet werden kann.
Meyer 1985, S. 106. Vgl. auch Jugel/Zerr 1989, S. 164.
Jugel/Zerr 1989, S. 164.
In welchem Ausmaß ein Verzicht auf Marktanteile zugunsten eines höheren Produktpreises letztlich sinnvoll ist, muß vom Management des Klienten nicht nur vom dem Hintergrund der Gewinnmaximierung sondern auch unter Berücksichtigung wettbewerbsstrategischer Erwägungen entschieden werden, so daß hier keine abschließende Empfehlung ausgesprochen werden soll. 593 So etwa bei Green/Krieger 1991, S. 28, und Mengen/Simon 1996, S. 235f.
Meyer 1985, S. 102.
Vgl. für eine analoge Argumentation Kapitel 7.2.7.2 dieser Arbeit.
Die optimale Abstimmung des Angebots auf die Fertigung wird an dieser Stelle nicht betrachtet, da diese, wie eingangs erläutert, als bereits realisiert angenommen wird.
Damit wird dem Vorgehen von Simon/Kucher 1988, S. 179, und Mengen 1993, S. 103, gefolgt, nicht etwa absolute Absatzzahlen in den Mittelpunkt der Betrachtungen zu rücken (einen solchen Weg wählen etwa Kucher/Simon 1987, S. 31ff). Allerdings setzt dies preisunelastische Gesamtnachfrage des Marktes voraus (vgl. Simon 1992, S. 98), eine Prämisse, die vor dem Hintergrund des derivativen Charakters der Nachfrage auf Investitionsgütermärkten, der die Beschaffung von Schweißmaschinen-Verputzer-Kombinationen durch die Fensterbauunternehmen letztlich unumgänglich werden läßt, zumindest approximativ erfüllt scheint.
Hiervon muß in dieser Arbeit allerdings abstrahiert werden. Wenngleich das grundsätzliche Vorgehen im folgenden dargelegt wird, gehen eine umfassende und detaillierte Analyse aller Entscheidungsmöglichkeiten und die Einbeziehung von Kostengrößen über das Ziel dieser Arbeit, die Conjoint-Analyse zur nachfragerorientierten Produktgestaltung auf Investitionsgütermärkten heranzuziehen, hinaus.
Vgl. hierzu Kapitel 6.8.4 dieser Arbeit.
Wie erinnerlich, waren nur Preise von 280.000, 330.000 und 380.000 DM Gegenstand der Untersuchung, so daß auch nur für diese Teilnutzenwerte durch die Conjoint-Analyse ermittelt wurden. Allerdings generiert der Simulator die Teilnutzenwerte der anderen Ausprägungen des Preisattributs durch lineare Interpolation. Vgl. Sawtooth Software (Hrsg.) 1997, S. 5–46f.
Vgl. Simon 1992, S. 112.
Metrisches Skalenniveau ist Voraussetzung für die Anwendbarkeit der Regressionsanalyse. Vgl. etwa Hair/Anderson/Tatham/Black 1995, S. 79; Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 2.
Da also nur der lineare Zusammenhang zwischen einer unabhängigen Variablen, dem Preis, und der abhängigen Variable, dem Marktanteil, untersucht wird, handelt es sich hierbei im Gegensatz zum Ansatz im Rahmen der Conjoint-Analyse um eine lineare Einfachregression. Vgl. hierzu Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 10ff.; Bleymüller/Gehlert/Gülicher 1994, S. 139ff., und Brosius/Brosius 1995, S. 473ff.
Quelle: SPSS-Output der Regressionsanalyse.
Vgl. Brosius/Brosius 1995, S. 477ff.; Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 40.
Brosius/Brosius 1995, S. 480.
Vgl. Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 39.
Vgl. Simon 1992, S. 112.
Vgl. Brosius/Brosius 1995, S. 480; Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 39f.
Vgl. hierzu Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 31ff., und Hair/Anderson/Tatham/Black 1995, S. 110ff.
Dies schlagen Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 43ff., vor.
Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 42.
Vgl. hierzu Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 43ff., und Hair/Anderson/Tatham/Black 1995, S. 67f
Vgl. Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 32f; Hair/AndersonfTatham/Black 1995, S. 68f.
Brosius/Brosius 1995, S. 489, schlagen vor, bei Werten aus dem Intervall [1,5; 2,5] keine Autokorrelation zu vermuten. Vgl. zur Autokorrelation Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 34f. Dort findet sich auch die Formalisierung des Durbin-Watson Tests.
Quelle: SPSS-Output der Regressionsanalyse.
Die Notwendigkeit eines solchen Tests betonen Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber 1996, S. 32; Hair/Anderson/Tatham/Black 1995, S. 114, und Brosius/Brosius 1995, S. 488f.
Quelle: SPSS-Output des Tests auf Normalverteilung.
Zu berücksichtigen ist hierbei jedoch insbesondere, daß Funktionsargumente außerhalb des in der Befragung berücksichtigten Intervalls 280 = P = 380 die Gültigkeit extrapolierter Werte der ermittelten Nutzenrunktion unterstellt.
Schoch 1969, S. 44.
Spiro/Perreault/Reynolds 1977, S. 351. Den Mangel an theoretischer Fundierung dieses Themenkreises bemängeln auch Still/Cundiff/Govoni 1981, S. 26.
Vgl. Schoch 1969, S. 411; Nieschlag/Dichtl/Hörschgen 1994, S. 485.
Vgl. Busch/Wilson 1976, S. 10; Pedersen 1990, S. 27; Schoch 1969, S. 119; Spiro/Perreault/Reynolds 1977, S. 353ff.; Still/Cundijf/Govoni 1981, S. 30ff.
Betont sei an dieser Stelle, daß dieses Vorgehen nicht etwa darauf zielt, Verkaufserfolg und Kenntnis der Nachfragerbedürfnisse zu korrelieren, sondern daß sehr wohl anerkannt wird, daß sich der Verkaufserfolg zusätzlich zu dem Wissen um die Bedürfnisse der Nachfrager aus dem sozialen Interaktionsverhalten des Außendienstmitarbeiters generiert.
So auch Pedersen 1990, S. 27
Vgl. zur Schulung als Möglichkeit der Verringerung von Soll-Ist-Abweichungen etwa Goehrmann 1984, S. 77ff.
Quelle: SPSS-Output der Berechnung des Rangkorrelationskoeffizienten.
Quelle: SPSS-Output der Berechnung des Rangkorrelationskoeffizienten.
Quelle: SPSS-Output der Berechnung des Rangkorrelationskoeffizienten.
Quelle: SPSS-Output der Berechnung des Rangkorrelationskoeffizienten.
Quelle: SPSS-Output der Berechnung des Rangkorrelationskoeffizienten.
Quelle: SPSS-Output der Berechnung des Rangkorrelationskoeffizienten.
Die Ist-Positionierung der Mitarbeiter entlang der Dimension Kenntnis der Nachfragerbedürrnisse erfolgt durch paritätische Gewichtung der ermittelten Rangkorrelationskoeffizienten der Wichtigkeitsdaten und der Teilnutzenränge, da für den Verkaufserfolg sowohl wichtig zu wissen erscheint, welchen Produktmerkmalen die Nachfrager besondere Bedeutung beimessen als auch welche der verfügbaren Eigenschaftsausprägungen sie für vorziehenswürdig halten. Die Zuordnung des Verkaufserfolgs wurde durch das Management des Klienten vollzogen.
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Schmidt-Gallas, D. (1998). Empirische Anwendung des Ansatzes auf ein Produkt eines Herstellers von Aggregaten zur Fertigung von Kunststoff-Fenstern. In: Nachfragerorientierte Produktgestaltung auf Investitionsgütermärkten. Deutscher Universitätsverlag, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-663-08165-4_7
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