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Denkprozesse von Kunden beim Empfang von Signalen in Produkt-Vorankündigungen

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Part of the Betriebswirtschaftslehre für Technologie und Innovation book series (BTI, volume 35)

Zusammenfassung

Eine Überprüfung der vorangestellten Annahmen und Hypothesen erfolgt in drei verschiedenen Untersuchungen. Schwerpunkt zweier auf varianzanalytischen Verfahren basierenden Experimente, welche in diesem Kapital dargestellt werden, ist die Analyse der signaltheoretischen Annahmen hinsichtlich der Denkprozesse von Kunden beim Empfang von Signalen. In diesen Untersuchungen erfolgt eine Einteilung der Probanden in voneinander unabhängige Teilstichproben (faktorielles Design). Alle Probanden erhalten dieselbe fiktive Vorankündigungsanzeige für einen höchst innovativen Laptop (vgl. Abb. A 1 im Anhang). Zusätzlich erhalten sie einen Presseartikel, welcher inhaltlich zwischen den Teilstichproben hinsichtlich der Ausprägungen der betrachteten Variablen variiert. Manipuliert werden Informationen hinsichtlich des Vorankündigungsaufwandes bzw. in einer weiteren Untersuchung hinsichtlich des Patentlevels sowie in beiden Untersuchungen hinsichtlich des Bekanntheitsgrades und der Produkterfahrung des Herstellers. Der Aufbau der Experimente macht es möglich, die inneren Prozesse der Probanden bei der Beurteilung der Glaubwürdigkeit zu untersuchen.

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Literatur

  1. 606.
    Vorteilhaft ist insbesondere, wenn die Probanden bereits Erfahrung mit der Produktart gesammelt haben und ein Kaufinteresse besteht.Google Scholar
  2. 607.
    In der Conjoint-Analyse werden zwei Ausprägungen des Innovationsgrades betrachtet.Google Scholar
  3. 608.
    Eine Signalwirkung ist insbesondere bei wenig häufig gekauften Gütern zu vermuten.Google Scholar
  4. 609.
    Vgl. Schirm (1995), S. 104.Google Scholar
  5. 610.
    Vgl. Handelsblatt, 3.12.92, S. 19. Tandy Grid war einer der ersten Hersteller von Pen-Computern. Die Handschrifterkennung für PCs wurde Ende der 80er/Anfang der 90er als die Technologie der Zukunft betrachtet. Jedoch scheiterte diese Technologie bei Notebooks an der Akzeptanz der Kunden, welche der herkömmlichen Tastatur den Vorzug gaben, und wird heute auf anderen Märkten wie z. B. für elektronische Terminplaner oder für die Gegenzeichnung bei Erhaltung von Versandartikeln benutzt. Einen unterhaltsamen Einblick in die Entstehung und den Untergang des Marktes für Pen-Computer liefert Kaplan (1995), welcher das Unternehmen GO, das Pionierunternehmen für Pen-based Notebooks, gründete.Google Scholar
  6. 611.
    Es wäre mittels eines solches Gerätes beispielsweise möglich, Dokumente einzuscannen und über Internet oder Funknetz an Geschäftspartner oder auch im privaten Bereich (z. B. Urlaubsfotos) zu versenden. Genauso könnten Studenten Lehrmaterial direkt einscannen.Google Scholar
  7. 612.
    Ein Scanner erzeugt Hitze, welche sich negativ auf die Funktion von Laptops auswirken könnte.Google Scholar
  8. 613.
    Der Autorin liegen keine Kenntnisse hinsichtlich der technischen Realisierbarkeit vor.Google Scholar
  9. 614.
    In einer Pressemitteilung von Canon vom 28.7.1997 heißt es beispielsweise: „Canon has announced the release of its miniaturised digital camera -the tiny PowerShot 30T - which is designed as a companion to a notebook computer. (..) The PowerShot 30T is a truly versatile business tool - for anything from teleconferencing to creating your own videopresentation. (..) It operates as a videoconferencing camera via the Internet, public phone lines or local and wide area networks. Sales people could use the PowerShot 30T for teleconferencing with their central office - or it would be ideal for communication within office intranets. Users can share information such as documents or objects in real time, or create video messages and send them via e-mail.“ Vgl. [http://www.canon.com.au/press/pr970728c. html], Abfrage vom 6.8.1997, 16.20 Uhr (MEZ).Google Scholar
  10. 615.
    Sony Develops Ultra Small Camera On A Chip. The days of a video camera perched on top of a multimedia personal computer for videoconferencing are numbered, claims Sony Corp. The company said it has developed an ultra small video camera on a chip that can be directly installed into computer monitors for videoconferencing. With a total size of just 17.5 millimeters (mm) square and 9.5mm high, the ultra small device is also small enough to be installed in planned future video cellular telephones and personal digital assistants and personal digital still cameras. “ (Quelle: o.V., Monitor, Vol. 3, Heft 11, 15. 6. 1996, S. 8 ).Google Scholar
  11. 616.
    Insbesondere erweist sich natürlich auch hier eine Abgrenzung zur Einführungswerbung im Rahmen der Markteinführung eines Produktes als problematisch.Google Scholar
  12. 617.
    Alternativ hätte gänzlich auf eine Angabe der Höhe des Aufwandes verzichtet werden und lediglich eine Angabe der verschiedenen Kampagnenelemente erfolgen können. Jedoch nehmen Kunden solche Elemente in der Realität über einen Zeitraum wahr, was dann möglicherweise wiederum eine andere Reaktion zur Folge hätte als eine reine Beschreibung von Elementen.Google Scholar
  13. 618.
    Die Gefahr der Wahl fiktiver Herstellernamen wird deutlich bei Schirm. Dieser nennt das Unternehmen IBM und assoziiert aufgrund dessen marktführenden Stellung im Desktop-Bereich ein positives Image (vgl. Schirm (1995), S. 117f.). Allerdings wäre es möglich, daß IBM aufgrund vergangener Nichteinhaltungen von Produkt-Vorankündigungen einen negativen Vorankündigungsruf hat. Eine solche negative Assoziation könnte bei den Probanden dazu geführt haben, daß dem Herstellernamen bei der Beurteilung der Glaubwürdigkeit eine relativ geringe Bedeutung beigemessen wird. Vgl. Schirm (1995), S. 138.Google Scholar
  14. 619.
    Boulding/Kirmani bemerken dazu in ihrer Untersuchung von Produktgarantien als QualitätsSignale. „Manipulating bond credibility represented a challenge. The most direct manipulation would be to tell subjects that the firm has no intention of redeeming future warranties or that future redemption payments are meaningless to the firm. Such a manipulation would be uninteresting for two reasons: it would draw attention to the warranty, creating demand effects and making results inevitable, and, in the actual marketplace, consumers seldom receive this type of information.“ Vgl. Boulding/Kirmani (1993), S. 115.Google Scholar
  15. 620.
    Vgl. dazu auch Backhaus et al. (1996), S. 502. Eine ersetzende Wirkung wird gerade für den Ruf eines Herstellers hinsichtlich der Einhaltung von Vorankündigungen oder hinsichtlich der Produktqualität vermutet.Google Scholar
  16. 621.
    Befragt wurden 32 Studenten des Hauptstudiums bzw. Doktoranden der Betriebswirtschaftslehre. Jeder Befragte bekam eine Ausfertigung der Untersuchung, dabei wurden jeweils zwei Bindungs-Faktoren auf einmal betrachtet. Die Untersuchungen entsprachen bis auf die unterschiedlichen Ausprägungen der Bindung weitestgehend der endgültigen Version des Experimentes. Am Ende der Untersuchung wurden Kontrollfragen gestellt, um zu ermitteln, ob die jeweilige Operationalisierung wahrgenommen wurde. Des weiteren wurden Interviews geführt, um herauszufinden, ob die Faktoren eine Wirkung der Vorankündigung beeinflußten.Google Scholar
  17. 623.
    Es ergab sich, daß generell nicht bekannt ist, daß Hersteller aus anderen Gründen als der Vermarktungsabsicht neue Produkte am Markt vorankündigen (vgl. Tab. 5.3, 1.). In diesem Zusammenhang wurde auch nicht wahrgenommen, daß die zeitliche Orientierung (kurzfristige vs. langfristige Strategie) eines Unternehmens auf dem Markt ein Indiz für die Einhaltung einer Vorankündigung sein kann. Ebenso wurden die beiden Ausprägungen des Faktors „Entscheidungsregel“ von den Befragten nicht unterschiedlich wahrgenommen. Zwar wurde ein Unterschied zwischen den Ausprägungen des Faktors „Wirtschaftliche Stärke” erkannt, jedoch wurde von den Befragten kein Zusammenhang zur Wirkung der Vorankündigung gesehen.Google Scholar
  18. 624.
    An dieser Stelle möchte ich folgenden Personen dafür danken, daß ich einen Teil ihrer Lehrveranstaltungen zur Durchführung meiner Untersuchungen nutzen durfte: Prof. Dr. B. Friedl, Prof. Dr. K. Brockhoff, Dr. K. Gedenk sowie Dipl.-Kfm. M. Jochims.Google Scholar
  19. 625.
    Lediglich die schriftlichen Anweisungen dienten den Probanden als Hilfestellung.Google Scholar
  20. 626.
    Es erfolgte eine strenge Überwachung der Probanden bei der Durchführung der Experimente. In den auf varianzanalytischen Rechnungen basierenden Untersuchungen wurden jeweils Probanden unterschiedlicher Teilstichproben nebeneinander plaziert und von dieser Tatsache in Kenntnis gesetzt.Google Scholar
  21. 627.
    Vgl. Schirm (1995), S. 128.Google Scholar
  22. 628.
    Es gibt bisher keine Studie, welche sich mit dem Einfluß der gehaltlichen Gruppierung von Probanden auf eine Wirkung von Signalen befaßt hat.Google Scholar
  23. 629.
    Es konnte gezeigt werden, daß Personen mit geringerem Ausbildungsstand zur Beurteilung von Produktqualität eher Preise heranziehen als Personen mit höherer Bildung. Vgl. Shapiro (1973), S. 290.Google Scholar
  24. 630.
    Vgl. Abschnitt 5.2.3.3.Google Scholar
  25. 631.
    Dabei wurde darauf geachtet, daß unter den Beispielen sowohl eingehaltene als auch nicht eingehaltene Vorankündigungen enthalten sind.Google Scholar
  26. 632.
    Ist die Ausprägung der Variable „Patentinformation“ gering, so enthält der Presseartikel keine Patentinformation.Google Scholar
  27. 633.
    Nach der Einschätzung hinsichtlich des letzten Punktes wird nur dann gefragt, wenn der Teilstichprobe Patentinformationen vorliegen.Google Scholar
  28. 634.
    Auch in der Conjoint-Analyse erfolgt eine Erhebung der entsprechenden Variablen. Die Ergebnisse werden hier mit dargestellt. Zur Auswertung der Daten der Untersuchungen wird auf das SPSS-Programmpaket Version 7.0 zurückgegriffen.Google Scholar
  29. 635.
    Auf eine Darstellung wird verzichtet.Google Scholar
  30. 636.
    Zu einer Übersicht über die im folgenden verwendeten Abkürzungen vgl. Tab. A 4 im Anhang.Google Scholar
  31. 637.
    Der in der Literatur häufig verwendete Terminus „MANOVA“ steht für „Multivariate Analysis of Variance”.Google Scholar
  32. 638.
    Vgl. Hair et al. (1998), S. 333.Google Scholar
  33. 639.
    Vgl. Norusis (1992), S. 67.Google Scholar
  34. 640.
    Eine Überprüfung erfolgte nach dem Kaiser-Meyer-Olkin-Kriterium, vgl. Backhaus et al. (1996), S. 206ff. Die Prüfgröße „MSA“ (measure of sampling adequacy) ergibt nur eine geringe Korrelation zwischen den Variablen. Dieses Ergebnis wird durch eine Untersuchung der „Anti-ImageKovarianz-Matrix“ bestätigt, vgl. hierzu Backhaus et al. (1996), S. 205f.; Hair et al. (1998), S. 99f. Aufgrund der Verletzung der Normalverteilungsannahme für die Variate in der Erhebungsgesamtheit, dies ergeben Kolmogorov-Smirnov-Tests für jede unabhängige Variable, kann der für eine Überprüfung der ersten Annahme üblicherweise herangezogene Bartlett-Test (vgl. Norusis (1992), S. 67f.; Hair et al. (1998), S. 99) nicht durchgeführt werden. Vgl. dazu Hair (1998), S. 99.Google Scholar
  35. 641.
    ANOVA steht für „Analysis of Variance“.Google Scholar
  36. 642.
    Eine verständliche Darstellung des Verfahrens liefert Backhaus et al. (1996), S. 56ff. Es soll an dieser Stelle darauf hingewiesen werden, daß lediglich das Vorliegen eines Zusammenhangs, nicht jedoch die Stärke eines Zusammenhangs getestet werden kann.Google Scholar
  37. 643.
    Diese Voraussetzung erscheint durch eine zufällige Zellenbesetzung gerechtfertigt.Google Scholar
  38. 644.
    Vgl. Backhaus et al. (1996), S. 84f.; Hair et al. (1998), S. 347. Die Forderung nach Varianzhomogenität beinhaltet, daß sich die im Modell nicht erfaßten exogenen Einflüsse bis auf die Zufallseinflüsse gleich stark auf die einzelnen Gruppen auswirken.Google Scholar
  39. 645.
    Zu einer Darstellung vgl. z. B. Büning/Trenkler (1994), S. 68ff.; Churchill (1995), S. 780f. Dieser Test bestimmt einen Prüfwert z aus den maximalen Abweichungen der beobachteten Werte von der unterstellten Verteilung. Hohe z-Werte zeigen ein geringes Signifikanzniveau an, d. h. je höher z bzw. je geringer p, desto eher ist die Annahme einer bestimmten Verteilung zu verwerfen. Üblicherweise wird angenommen, daß eine Normalverteilung bei p 0,05 zu verwerfen ist, vgl. Büning/Trenkler (1994), S. 71f.; vgl. auch Bühl/Zöfel (1994), S. 237.Google Scholar
  40. 646.
    Vgl. Norusis (1992), S. 35; Hair et al. (1998), S. 348.Google Scholar
  41. 647.
    Vgl. Hair et al. (1998), S. 75.Google Scholar
  42. 648.
    Vgl. Green/Tull/Albaum (1988), S. 332; Backhaus et al. (1996), S. 85; Hair et al. (1998), S. 347.Google Scholar
  43. 649.
    Die Tabelle gibt die jeweiligen Freiheitsgrade, die Gesamtstreuung (SS), die mittlere Streuung (MS), die F-Werte und die entsprechenden Signifikanzniveaus wieder. Die Interaktionseffekte sind jeweils nicht signifikant. Damit sind die Wirkungen der betrachteten Variablen voneinander unabhängig und die Haupteffekte direkt interpretierbar. Vgl. Flair et al. (1998), S. 344.Google Scholar
  44. 650.
    In Tab. 5.6 ist jeweils der Anteil der erklärten Streuung (zwischen den Gruppen) an der Gesamtstreuung (R2) für signifikante Ergebnisse (Summe zwischen den Gruppen) angegeben.Google Scholar
  45. 651.
    Vgl. Hair et al. (1998), S. 356. Der Scheffé-Test wird als konservativster Test bezüglich des möglichen Auftretens von Fehlern 1. Art bei Verletzung der Normalverteilungs-und Varianzhomogenitätsannahme angesehen und damit als am aussagekräftigsten betrachtet.Google Scholar
  46. 652.
    Dabei wird 11% der Streuung von fb durch den Etablierungsgrad erklärt.Google Scholar
  47. 653.
    Eine Überprüfung der Normalverteilung und der Varianzhomogenität erfolgte nach den oben dargestellten Tests. Es liegen keinerlei Verletzungen der einzelnen Prämissen vor. Es wird auf eine Darstellung der einzelnen Ergebnisse verzichtet.Google Scholar
  48. 654.
    Dieses Ergebnis ist auch nicht auf Ausreißer zurückzuführen. Die entsprechenden z-Werte zur Überprüfung univariater Ausreißer lagen deutlich unter 2,5. Vgl. zu diesem Verfahren Hair et al. (1998), S. 65.Google Scholar
  49. 655.
    Dies wäre dann der Fall, wenn die Probanden die Glaubwürdigkeit eher willkürlich beurteilen, oder wenn sich die Probanden bei der Beurteilung der Glaubwürdigkeit gar nicht anhand der manipulierten Variablen orientieren.Google Scholar
  50. 656.
    Um eine korrekte Berechnung der Wirkung vornehmen zu können, erfolgte eine Transformation der Werte bezüglich der Einschätzungen der Stärke des Einflusses der einzelnen Informationskomponenten (Frage 2): Neuer Wert = Alter Wert - 1. Dadurch ist gesichert, daß ein Einfluß von ursprünglich 1 (gleich “kein Einfluß”) auch als wirkungslos (Wert = 0) erfaßt wird.Google Scholar
  51. 657.
    Nur relativ wenige Probanden machten Angaben hinsichtlich des Einflusses und der Wirkung „sonstiger Variablen“. Viele dieser Probanden bewerteten die Erwähnung des Herstellers im Presseartikel positiv. Interessanterweise tauchten auch relativ häufig Kommentare auf, die auf die Signalwirkung des Aufwands hindeuten. Bei hoher Ausprägung des Aufwands gaben einige an, daß sie die Glaubwürdigkeit allein nach den Angaben zu den Kampagnen-Elementen beurteilten (positive Wirkung). Ein Proband gab an, daß die Höhe des exzessiven Aufwands ihn an der Glaubwürdigkeit zweifeln ließ. Mehrere beachteten gerade die prozentualen Kostenangaben relativ zur Branche (positive Wirkung).Google Scholar
  52. 658.
    Gute Darstellungen der Regressionsanalyse liefern Koutsoyiannis (1977), S. 117ff.; Draper/Smith (1981); Wittink (1988); Backhaus et al. (1996), S. 1ff., Hair et al. (1998), S. 141ff.Google Scholar
  53. 659.
    Zu einer ausführlichen Darstellung vgl. Wittink (1988), S. 175ff., Hansen (1993), S. 61ff.; Hair et al. (1998), S. 172ff.Google Scholar
  54. 660.
    Die Prämissenverletzung korrelierter Residuen, d. h. von Autokorrelation, wird hier nicht überprüft, da eine Querschnittsanalyse vorliegt.Google Scholar
  55. 661.
    Fokus der Überprüfung dieser Prämissen stellen die Residuen dar, also die Differenz zwischen den beobachteten und den geschätzten Werten der abhängigen Variablen. Eine Vergleichbarkeit macht eine Standardisierung erforderlich. Hierzu ist es üblich, „studentisierte Residuen“ heranzuziehen. Vgl. Draper/Smith (1981), S. 144; Hair et al. (1998), S. 172f.Google Scholar
  56. 662.
    Vgl. Hair et al. (1998), S. 203f.Google Scholar
  57. 663.
    Vgl. Hair et al. (1998), S. 173.Google Scholar
  58. 664.
    Vgl. Backhaus et al. (1996), S. 33; Hair et al. (1998), S. 77f.Google Scholar
  59. 665.
    Vgl. zur nicht-linearen Regressionsanalyse z. B. Koutsoyiannis (1977), S. 134ff.; Draper/Smith (1981), S. 458ff.; Norusis (1992), S. 215ff.Google Scholar
  60. 666.
    Vgl. Koutsoyiannis (1977), S. 234ff.; Ofir/Khuri (1986), S. 182; Backhaus et al. (1996), S. 33; Hair et al. (1998), S. 188f.Google Scholar
  61. 667.
    Vgl. Backhaus et al. (1996), S. 41; Hair et al. (1998), S. 191f. Toleranzwerte nahe Null zeigen hohe Multikolleniarität an. Die Forschung ist sich uneinig, welche Werte als kritisch zu betrachten sind. Vgl. z. B. Wittink (1988), S. 89f.; Green/Tull/ Albaum (1988), S. 311; Backhaus et al. (1996), S. 45; Hair et al. (1998), S. 193.Google Scholar
  62. 668.
    Vgl. z. B. Koutsoyiannis (1977), S. 249ff. sowie Ofir/Khuri (1986) zur kritischen Darstellung einzelner Lösungen des Problems der Mulitkolleniarität.Google Scholar
  63. 669.
    Die beliebteste Methode zur Schätzung der Parameter linearer Regressionsmodelle ist die Kleinst-Quadrat-Methode. Bei linearer Abhängigkeit der unabhängigen Variablen können sogenannte „Biased Estimation Techniques“ herangezogen werden, welche einen Bias in den Schätzern zulassen, um reliablere Ergebnisse zu erhalten. Ein häufig angewandtes Verfahren ist die Ridge Regression. Vgl. Hoerl/Kennard (1970), vgl. insbesondere Gruber (1998).Google Scholar
  64. 670.
    Vgl. Backhaus et al. (1996), S. 32; Hair et al. (1998), S. 173.Google Scholar
  65. 671.
    Vgl. Hair et al. (1998), S. 76f.Google Scholar
  66. 672.
    Vgl. Backhaus et al. (1996), S. 35.Google Scholar
  67. 673.
    Vgl. Hair et al. (1998), S. 174f. Überprüft wird, ob die Streuung der Residuen fur die einzelnen geschätzten Werte der abhängigen Variable konstant ist.Google Scholar
  68. 674.
    Vgl. Hair et al. (1998), S. 175.Google Scholar
  69. 675.
    Vgl. Hair et al. (1998), S. 76f.Google Scholar
  70. Vgl. dazu Draper/Smith (1981), S. 169ff. sowie insbesondere Chatterjee/Hadi (1986). Das Distanzmaß nach Cook wird mit Hilfe eines F-Tests mit p = 0,05 und N P Freiheitsgraden, mit N gleich der Anzahl der Beobachtungen und P gleich der Parameteranzahl, auf Signifikanz getestet. Signifikante Variablen werden eliminiert. Alle Cook’s Werte größer als der theoretische F-Wert haben einen substantiellen Einfluß auf den Regressanden.Google Scholar
  71. 677.
    Eine Untersuchung der partiellen und gesamten Residuenplots ergibt keine Anzeichen von NichtLinearität. Die Korrelationsmatrix ergibt paarweise Korrelationen zwischen den unabhängigen Variablen von max. 0,4 (zwischen den Variablen wirkko und wirkele). Die Toleranzwerte sind alle größer als 0,8. Daher sollte die Interpretation der Regressionskoeffizienten nicht durch Multikolleniarität beeinflußt werden. Eine Verletzung der Normalverteilungsannahme liegt nicht vor (vgl. z-Wert). Der gesamte Residuenplot zeigt keine Muster steigender oder sinkender Residuen über die geschätzten Werte der abhängigen Variable. Der Levene-Test bestätigt dieses Ergebnis.Google Scholar
  72. 678.
    Eine Analyse der Ergebnisse einer Regressionsanalyse umfaßt die Beurteilung der Güte des geschätzten Modells anhand des Bestimmtheitsmaßes R2 und die Prüfung der einzelnen Regressionskoeffizienten anhand einseitiger t-Tests. Das Bestimmtheitsmaß gibt an, welcher Anteil der gesamtem Streuung auf die unabhängige Variate zurückzuführen ist. Das korrigierte Bestimmtheitsmaß berücksichtigt den Einfluß der Anzahl der Regressoren auf die Höhe des Bestimmtheitsmaßes. Eine Signifikanzüberprüfung erfolgt anhand eines F-Tests. Üben die Regressoren einen signifikanten Einfluß auf den Regressanden aus, so kann eine Interpretation der einzelnen Koeffizienten vorgenommen werden, ansonsten ist der modellierte Zusammenhang insgesamt zu verwerfen. Vgl. Backhaus et al. (1996), S. 24ff.Google Scholar
  73. 679.
    Vgl. Hair et al. (1998), S. 207. Die betrachteten Regressoren beziehen sich auf die Wirkung und nicht auf den Einfluß der Variablen. Aufgrund der heterogenen Beurteilung der Richtung des Einflusses in den einzelnen Gruppen (vgl. die hohen Standardabweichungen in Tab. 5.11) liefert die Betrachtung lediglich des Einflusses keine signifikanten Ergebnisse. Nachteilig ist bei dieser Vorgehensweise, daß nicht untersucht werden kann, ob sich zwischen den Gruppen die Richtung des Einflusses ändert.Google Scholar
  74. 680.
    Es wurde im Fragebogen der Begriff „Kosten“ verwendet.Google Scholar
  75. 681.
    Die Anwendungsprämissen für die Varianzanalyse sind weitgehendst nicht verletzt. Die Variable wirkher in der Gruppe „etablierter Hersteller - exzessive Ausgaben“ ist nicht normalverteilt Die Varianzhomogenität ist für alle Variablen in allen Gruppen gegeben.Google Scholar
  76. 682.
    Tab. 5.10 zeigt, daß 41% der Streuung in den Beurteilungen der Glaubwürdigkeit nicht durch die aufgeführten Variablen zu erklären sind.Google Scholar
  77. 683.
    Dabei ergeben sich paarweise Mittelwertunterschiede (gemäß Turkey HSD und Scheffé-Test) hinsichtlich der Wirkung der Kosten und der Elemente lediglich zwischen den Aufwands-Gruppen 1 und 3 (gering vs. exzessiv). Auf eine Darstellung der Ergebnisse wird verzichtet.Google Scholar
  78. 684.
    Es ergeben sich keine Prämissenverletzungen.Google Scholar
  79. 685.
    Es bestehen jeweils keine Verletzungen der für die einzelnen Regressionsrechnungen erforderlichen Prämissen.Google Scholar
  80. 686.
    Glaubwürdigkeit insgesamt (gw) zu untersuchen. Insbesondere ist zu prüfen, ob die Probanden von der Höhe desGoogle Scholar
  81. 687.
    Vorankündigungsaufwandes auf die Zuversicht des Herstellers und dadurch auf dieGoogle Scholar
  82. 688.
    Glaubwürdigkeit schließen, d. h. ob die vermutete Höhe des Aufwands dieGoogle Scholar
  83. 689.
    Einschätzung über das vermutete Vertrauen des Herstellers in den Produkterfolg und dadurch eine Einhaltung derGoogle Scholar
  84. 690.
    Vorankündigung widerspiegeln kannGoogle Scholar
  85. 691.
    Vgl. Baron/Kenny (1986), S. 1176f.Google Scholar
  86. 692.
    Vgl. Baron/Kenny (1986), S. 1177.Google Scholar
  87. 693.
    Vgl. Kirmani (1990), S. 167.Google Scholar
  88. 694.
    Aus Tab. 5.15 wird ersichtlich, daß die Normalverteilungsannahme bei der Untersuchung des Zusammenhangs zwischen zvt und ea verletzt ist. Eine Analyse der Normalverteilungsplots zeigt eine flache Verteilung. Hair et al. (1998), S. 76f., schlagen fur diesem Fall vor, die Inverse zu berechnen. Jedoch ergibt sich keine Verbesserung. Ansonsten ergeben sich keine Verletzungen der einzelnen Prämissen.Google Scholar
  89. 695.
    Auf eine Darstellung wird verzichtet.Google Scholar
  90. 696.
    Ein quadratischer Zusammenhang läßt sich wie folgt darstellen: Y=bo + +buX, mit Y gleich dem Regressanden, bo gleich der Konstanten, b1 dem Koeffizienten der linearen Komponente des Regressoren X, und b2 dem Koeffizienten für die quadratische Komponente. Zu einer Darstellung vgl. Hair et al. (1998), S. 169f. Es ist üblich, zunächst nur die lineare Komponente zu betrachten und dann sequentiell solange Komponenten höherer Ordnung in die Regressionsgleichung einzufügen, bis Nichtsignifikanz erreicht wird. Es wird demnach hier die folgende Regressionsgleichung geschätzt: zvt =ßo +ß, vrb +Avrb2 +e, mit e gleich den Residuen.Google Scholar
  91. 697.
    Des weiteren ist aus Tab. 5.16 ersichtlich, daß eine Verletzung der Normalverteilungsprämisse gegeben ist. Eine Analyse des Normalverteilungsplots der abhängigen Variable ergibt eine rechtsschräge Verteilung. Eine Logarithmierung der Variablen ergibt jedoch keine Verbesserung, vgl. dazu Hair et al. (1998), S. 76f.Google Scholar
  92. 698.
    Vgl. Norusis (1992), S. 536.Google Scholar
  93. 699.
    Vgl. Norusis (1992), S. 536.Google Scholar
  94. 700.
    Vgl. dazu Gruber (1998), S. 133ff. Aus diesem Grunde ist das Verfahren häufig kritisiert worden. Vgl. z. B. Draper/Smith (1981), S. 319ff.; Ofir/Khuri (1986), S. 193.Google Scholar
  95. 701.
    Diese Methode geht auf Hoerl/Kennard (1970) zurück. Vgl. dazu auch Norusius (1992), S. 537 sowie insbesondere Gruber (1998), S. 133ff. Das Ridge Trace stellt ein Streudiagramm dar, in dem die Regressionskoeffizienten und die k-Werte abgetragen werden. Ab bestimmten Werten von k nimmt der Unterschied zwischen den geschätzten Werten der Regressionsparameter ab. Sie sind dann in bezug auf k stabil. Der Forscher wählt aus subjektiver Sicht den Wert k, bei dem sich die Parameterwerte stabilisieren. Gleichzeitig soll bei der Wahl von k berücksichtigt werden, daß die geringere Streueung in den Werten nicht zu lasten eines zu hohen Bias geht (sinkendes Bestimmheitsmaß R2), vgl. Norusius (1992), S. 537; Gruber (1998), S. 136ff.Google Scholar
  96. 702.
    Auf eine Darstellung wird verzichtet.Google Scholar
  97. 703.
    Der direkte Zusammenhang zwischen vrb und solchen Variablen, welche sich auf die Glaubwürdigkeit der Vorankündigung beziehen (gw, ea und et), ist linear (gemäß graphischer Analyse sowie Anwendung der Ridge Regression). Auf eine Darstellung wird verzichtet.Google Scholar
  98. 704.
    Aufgrund hoher Multikolleniarität zwischen der Variable vrb und ihrer quadratischen Komponente sollte eine Interpretation der Schätzer mit großer Vorsicht erfolgen. Aus Tab. 5.15 ist weiterhin ersichtlich, daß ea nicht normalverteilt ist. Eine Transformation ergibt jedoch keine Verbesserung. Ansonsten sind sämtliche Prämissen als nicht verletzt anzusehen.Google Scholar
  99. 705.
    Die Unterschiede wurden mittels eines F-Tests auf Signifikanz überprüft. Vgl. dazu Kirmani (1990), S. 167.Google Scholar
  100. 706.
    Die für Regressionsrechnungen erforderlichen Prämissen sind jeweils nicht verletzt.solche Variablen, die sich auf die Glaubwürdigkeit der Produkt-Vorankündigung beziehen (vgl. Tab. 5.13).Google Scholar
  101. 707.
    Die Korrelationskoeffizienten betragen -0,60 (nicht etablierter Hersteller) und -0,14 (etablierter Hersteller).Google Scholar
  102. 708.
    Vgl. zu den einzelnen Abkürzungen Tab. A 4 im Anhang.Google Scholar
  103. 709.
    Die Teilstichproben enthalten in der Regel 20, in einigen wenigen Fällen 19 Beobachtungen.Google Scholar
  104. 710.
    Es wird mit 7% jedoch nur ein relativ geringer Teil der gesamten Streuung in der Beurteilung der technologischen Kompetenz durch die drei Patentlevel erklärt.Google Scholar
  105. 711.
    Die für die Durchführung der Varianzanalyse geforderten Annahmen wurden wiederum jeweils durch die oben dargestellten Tests überprüft und sind als nicht verletzt anzusehen. Auf eine Dar-stellung wird verzichtet.Google Scholar
  106. 712.
    Tendenziell besteht auch ein Einfluß der Patente auf das Vertrauen des Herstellers in eine ter-minliche Einhaltung.Google Scholar
  107. 713.
    Tendenziell wirkt sich der Etablierungsgrad auch auf die Einschätzung der Einhaltung des vor-angekündigten Termins (et) aus.Google Scholar
  108. 714.
    Eine Analyse der Wirkung der Patentinformation erfolgt lediglich für die vier Gruppen, denen Patentangaben vorliegen.Google Scholar
  109. 715.
    Da nicht allen Probanden Angaben zu Patenten vorliegen, wird zwischen den Teilstichproben mit und ohne Patentinformation getrennt.Google Scholar
  110. 716.
    Eine Analyse der partiellen und der gesamten Residuenplots ergibt keine Anzeichen von NichtLinearität. Die maximale paarweise Korrelation beträgt 0,42 (zwischen fa und pi in Gruppe 2). Alle anderen Korrelationskoeffizienten sind nicht signifikant. Bezüglich der Überprüfung von Multikolleniarität ergeben sich die folgenden Toleranzwerte für die zwei Gruppen: 0,92 und 0,76. Eine Verletzung der Normalverteilungsannahme liegt nicht vor (vgl. z-Werte in Tab. 5.26). Der gesamten Residuenplot zeigt jeweils keine Muster steigender oder sinkender Residuen über die geschätzten Werte der abhängigen Variable.Google Scholar
  111. 717.
    Die der Varianzanalyse zugrunde liegenden Annahmen sind weitestgehend nicht verletzt, für die Variablen wirkher und wirkpi liegt jedoch Varianzheterogenität vor.Google Scholar
  112. 718.
    Es liegen keine Prämissenverletzungen vorGoogle Scholar

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© Springer Fachmedien Wiesbaden 2000

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