Zusammenfassung
Die Unternehmens- und umweltbezogenen unabhängigen Modellkomponenten schlossen Informationen ein, die teilweise mit Hilfe des Erhebungsinstrumentariums generiert werden mussten. Andere notwendige Daten konnten hingegen aus unternehmensinternen (z.B. Jahresberichte, Unternehmensbroschüren) oder -externen Quellen (z.B. Datenbanken, bereits vorhandene Veröffentlichungen) beschafft werden.
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Literatur
So reicht das Spektrum der Operationalisierung vom Umsatzvolumen über die Arbeitnehmerzahl, die Anzahl der Gesellschaften bis hin zum Eigenkapital (vgl. Wolf, J., 1994, S.231).
Vgl. z.B. Meznar, M.B., 1993, S.141; Meznar, M.B./Johnson, J.H.Jr., 1996, S.359; Waddock, S.A./Graves, S.B., 1997, S.309; Blumentritt, T.P., 1999, S.111.
So verweist beispielsweise bereits Child auf die hohe Interkorrelation zwischen den beiden Größenindikatoren (vgl. Child, J., 1973, S.168ff; ebenso Hopkins, H.D., 1988, S.97).
Vgl. zu dieser Problematik Berg, N., 2003, S.295.
Vgl. z.B. Brandt, W.K./Hulbert, J.M., 1977, S.7ff; Yunker, P.J., 1983, S.51ff; Bufka, J., 1997, S.178f.
Vgl. Hoppenstedt (Hrsg.), 2000.
Vgl. Wolf, J., 1994, S.280.
Vgl. Wolf, J., 1994, S.284.
Vgl. Kogut, B./Singh, H., 1988, S.411ff.
Vgl. Kogut, B./Singh, H., 1988, S.422.
Vgl. Gladwin, T.N./Walter, I., 1980, S.4; Jeschke, B.G., 1993, S3.
Vgl. Greening, D.W./Gray, B., 1994, S.483.
Diesen Ansatz zur Messung des empfundenen Druckes verschiedener Anspruchsgruppen verwenden auch Greening/Gray (vgl. Greening, D.W./Gray, B., 1994, S.482f).
Vgl. Post. J.E./Lawrence, A.T./Weber, J., 1999, S.49f.
Vgl. z.B. Jim, J.S./Muto, H., 1995, S.126f; Stam, J.A., 2001, S.359; Müller, S./Hoffmann, K., 2003, S.453f.
Vgl. zu dieser Einteilung bereits Post, J.E. et al., 1982, S.19.
Zu den Methoden der deskriptiven Statistik vgl. u.a. Homburg, C./Herrmann, A./Pflesser, C., 1999, S.107ff.
Vgl. zur Varianzanalyse im Einzelnen z.B. Pokropp, F., 1994, S.119ff; Hermann, A./Seilheimer, C., 1999, S.265ff; Backhaus, K. et al., 2000, S.70ff; Bleymüller, J./Gehlert, G./Gülicher, H., 2002, S.119ff; Janssen, J./Laatz, W., 2003, S.321ff.
Die F-Statistik überprüft mit Hilfe des Quotienten aus der Varianz zwischen den Gruppen (in dieser Untersuchung ist dies die Nationalität) sowie der Varianz innerhalb der Gruppen eine empirische Prüfgröße F und stellt diese einem theoretischen Prüfwert gegenüber. Bei einem vorher festgelegten Signifikanzniveau kann bei Überschreiten der theoretischen Größe die Nullhypothese, dass die untersuchten Gruppen sich lediglich durch Zufallsschwankungen voneinander unterscheiden, verworfen werden (vgl. hierzu ausführlich z.B. Backhaus, K. et al., 2000, S.72ff; Janssen, J./Laatz, W., 2003, S.325f).
Bei den verschiedenen multiplen Prüfverfahren zur Kontrolle paarweiser Mehrfachvergleiche sowie zur Bildung homogener Untergruppen handelt es sich um Abwandlungen von t-Tests, wobei diese modifizierten Testverfahren die durch den Vergleich mehrerer Gruppen veränderte Wahrscheinlichkeit, einen signifikanten Unterschied zu ermitteln, berücksichtigen. Einige der Testverfahren berechnen dabei nicht nur die Mittelwertdifferenzen aller möglichen Paare von Gruppen auf statistische Signifikanz, sondern bilden zugleich homogene Untergruppen, indem die Vergleichsgruppen auf nicht signifikante Mittelwertdifferenzen untersucht werden, so dass jeweils zwei Gruppen, die sich nicht unterscheiden, als neue homogene Gruppe ausgewiesen werden (vgl. Janssen, J./Laatz, W., 2003, S.329). Der Scheffé-Test, der sowohl Mehrfachvergleiche bestimmt als auch homogene Untergruppen bildet, gilt als recht robustes Verfahren, denn er reagiert im Vergleich zu anderen Prüfverfahren wesentlich weniger sensitiv gegen Verletzungen der Homogenitäts- und Normalverteilungsprämissen der Varianzanalyse. Auch müssen die einzelnen Untergruppen nicht die gleiche Größe aufweisen. Gleichzeitig liefert der Scheffé-Test eher konservative und stabile Resultate. Was bei Scheffés Test signifikant ist, wird bei jedem anderen Test ebenfalls zu signifikanten Ergebnissen fuhren. Für weitere Vorteile des Scheffé-Tests im Vergleich zu anderen Prüfverfahren vgl. z.B. Eimer, E., 1978, S.76ff; Ringland, J.T., 1983, S.145ff. Sahai/Ageel beschreiben zusätzlich die detaillierte mathematische Herleitung dieses Testverfahrens (vgl. Sahai, H./Ageel, M.I., 2000, S.73ff; ebenso Scheffé, H., 1970, S.1ff). Für eine Übersicht über die unterschiedlichen Prüfverfahren vgl. weiterhin Janssen, J./Laatz, W., 2003, S.331ff).
Vgl. hierzu die Diskussion in Sawyer, A.G./Peter, J.P., 1983, S.122ff; Kennedy, P., 1998, S.64.
Beim t-Test auf Mittelwertdifferenzen werden die Unterschiede der Mittelwerte zwischen zwei Gruppen auf Signifikanz überprüft. Dabei wird analog zur o.g. F-Statistik eine Prüfgröße ermittelt, die einem theoretischen Wert gegenübergestellt wird. Bei Überschreiten des theoretischen Wertes kann wiederum die Nullhypothese, dass die Schwankungen zwischen zwei Gruppen lediglich zufallsbedingt sind, abgelehnt werden (vgl. hierzu eingehend z.B. Janssen, J./Laatz, W., 2003, S.297ff).
Dieser Test wurde dem einfachen Levene-Test basierend auf dem Mittelwert vorgezogen, weil er aufgrund der robusteren zu Grunde liegenden Lagemaße weniger anfällig für die Wirkung von Ausreißern und Extremwerten ist (vgl. Janssen, J./Laatz, W., 2003, S.212ff).
Vgl. hierfür Anhang II.
Vgl. hierzu eingehend Janssen, J./Laatz, W., 2003, S.308.
Vgl. hierzu ausführlich z.B. Jun, J.S./Muto, H., 1995, S.130f; Lewin, A.Y. et al., 1995, S.91f; Moerke, A., 2000, S.2ff.
Vgl. Johnson, C., 1980, S.91f.
Zuständig für die Prüfung und Zulassung neuer Arzneimittel ist das Pharmaceutical and Medical Safety Bureau des Ministry of Health, Labour and Welfare. Die gesetzliche Grundlage hierfür bildet das Pharmaceutical Affairs Law (PAL), das in mehrfach revidierter Fassung seit 1943 in Kraft ist. Die Neuzulassung von Arzneimitteln ist in Japan streng reglementiert, wobei Produktion und Import einer formellen Genehmigung durch die staatlichen Behörden bedürfen und das PAL die wichtigsten Richtlinien vorgibt (vgl. Tewes, S., 1997, S.84ff; Laumer, H., 1998, S.9f; Walke, A., 2002, S.542f). Die einzelnen Richtlinien können unter „Pharmaceutical Administration and Regulations in Japan 2003“online nachgelesen werden (vgl. JPMA (Hrsg.), 2003, online).
Vgl. o.V., 2003e, S.314.
Unter dem Begriff der Regionalregierung wurde die jeweilige Präfekturregierung verstanden, wovon es in Japan insgesamt 47 gibt. Die Lokalregierung entspricht der jeweiligen Stadtregierung. Lediglich Tokyo bildet in diesem Zusammenhang eine Ausnahme, denn die Stadt ist gleichzeitig auch eine der 47 Präfekturen, wobei die Bewohner der 23 Stadtbezirke jeweils ihren eigenen lokalen Bürgermeister wählen. Somit bilden Letztere die zuständige Lokalregierung. Für eine Analye der Präfektur- und Lokalregierungen in Japan vgl. ausführlich Muramatsu, M., 1997a, S.1ff.
Vgl Köllner, P., 2002, S.258f. Unter Körperschaften im Allgemeinen werden Bea/Dichtl/Schweitzer zufolge rechtsfähige Einheiten verstanden, die durch Gesetz entstanden sind und Mitglieder bzw. Träger besitzen (vgl. Bea, F.X./Dichtl, E./Schweitzer, M., 2000, S.381).
Für eine detaillierte Übersicht über sämtliche „public corporations“vgl. Japan Information Network (Hrsg.), 2003, online.
Den Einfluss, den die USA im Rahmen wirtschaftsrechtlicher Fragestellungen sowie des Außenwirtschaftsrechtes ausüben können, untersucht z.B. Schoppa (vgl. Schoppa, L.J., 1997, S.1ff).
Einen allgemeinen Überblick über das neuere japanische Parteiensystem, insbesondere seit den Veränderungen in den 1990er Jahren, vermittelt z.B. Hrebenar (vgl. Hrebenar, R.J., 2000, S.1ff).
Vgl. Klein, A., 2001, S.9ff; Pohl, M., 2002, S.180ff.
Auch dies erscheint vor dem Hintergrund der in der Literatur vielfach beschriebenen Entscheidungsprozesse in Japan überraschend (vgl. v.a. Johnson, C., 1980, S.89ff; Johnson, C., 1982, S.35ff).
Erwartungsgemäß bildet auch der Scheffé-Test auf einem 10%-Signifikanzniveau zwei homogene Untergruppen, die sich aus japanischen Unternehmen auf der einen und deutschen sowie US-amerikanischen Unternehmen auf der anderen Seite zusammensetzen (vgl. Anhang V).
Vgl. zu dieser Spendenpraxis z.B. Babb, J., 2001, S.47ff sowie die Ausführungen in Abschnitt 6.2.4.1, S.206ff der vorliegenden Arbeit.
Vgl. Lehne, R., 2001, S.119.
Zum Einfluss des Keidanren auf den politischen Willensbildungsprozess vgl. u.a. Yoshimatsu, H., 1997, S.123ff; Pohl, M., 1998, S.99ff; Babb, J., 2001, S.113ff; Bird, A., 2002, S.217f.
Die beiden Begriffe Pluralismus und Korporatismus können als Extremfalle eines Kontinuums aufgefasst werden, entlang dessen einzelne Länder strukturiert werden. Während in Japan und Deutschland eher korporatistische Elemente vorherrschen, wird die USA traditionell dem Pluralismus zugerechnet (vgl. Lehmbruch, G., 1984, S.65f; Traxler, F., 1988, S.115ff; Murtha, T.P./Lenway, S.A., 1994, S.119f; Muramatsu, M., 1997a, S.141ff). In diesem Zusammenhang kann Pluralismus „....als ein System der Interessenvermittlung [definiert werden], dessen wesentliche Bestandteile in eine nicht näher bestimmte Anzahl verschiedener, freiwilliger, in Wettbewerb stehender, nicht hierarchischer und autonomer (was die Art und den Umfang des Interesses betrifft) Gruppen organisiert sind.“(Schmitter, P.C., 1981, S.94). Sämtliche Gruppierungen besitzen hierbei die gleichen Zugangsmöglichkeiten zum Staat und dessen Institutionen. Aufgrund der Fragmentarisierung der Verbändelandschaft werden identische Funktionen von verschiedenen Verbänden gleichzeitig ausgeübt, wobei sie von der Formulierung und Vollziehung staatlicher Politik formal ausgeschlossen sind. Sie können demnach nur indirekt durch Intervention bei den Entscheidungsträgern auf die politische Willensbildung Einfluss nehmen (vgl. Traxler, C., 1988, S.114). Demgegenüber ist das Leitprinzip des Korporatismus die ausgehandelte, gegenseitige Abstimmung von Interessen innerhalb und zwischen einer begrenzten und feststehenden Gruppe von Interessenverbänden, die sich gegenseitig politischen Status und Existenzrecht zuerkennen. Interessengruppen in korporatistischen Modellen sind somit an der Formulierung, Ausarbeitung und Implementierung staatlicher Entscheidungen und legislativer Projekte in sämtlichen Phasen des Entscheidungsbildungsprozesses mitbeteiligt. Das korporatistische Interessenvermittlungssystem basiert hingegen auf wohlgeordneten und dauerhaften Verknüpfungen von Staat und Verbänden anstelle einer Vielfalt punktueller Einflussbeziehungen, wie sie der Pluralismustheorie zu Grunde hegen (vgl. Beyme, K.v., 1980, S.47; Streeck, W./Schmitter, P.C., 1996, S.134). Dabei sollte jedoch zustimmend mit von Alemann betont werden, dass es „den“Pluralismus bzw. Korporatismus in der Realität nie gegeben hat, sondern unterschiedliche Länder mehr oder weniger korporatistische bzw. Pluralistische Strukturen aufweisen (vgl Alemann, U.v., 1981, S.48). Vgl. außerdem ausführlich zum US-amerikanischen Verbändesystem z.B. Lösche, P., 1998, S.340ff.
Der Scheffé-Test bestätigte die Gruppeneinteilung (Gruppel: USA; Gruppe2: Deutschland, Japan).
Vgl. Hrebenar, R.J./Nakamura, A., 1993, S.207f. Diese Gruppenmentalität kommt beispielsweise auch in einer relativ hohen kollektivistischen Ausprägung auf dem Individualismus/Kollektivismus-Index von Hofstede zum Ausdruck. Vgl. weiterhin zur Gruppenorientierung und zur strikten Trennung zwischen Personen innerhalb und außerhalb der jeweiligen Gruppe z.B. Sethi, S.P., 1990, S.44f; Koyama, A., 1991, S.275ff; Schneidewind, D., 1991, S.295ff; Jun, J.S./Muto, H., 1995, S.126ff; Wokutch, R.E./Shepard, J.M., 1999, S.532f. Vgl. ebenso bereits in Ausführungen zum sog. „Eisernen Dreieck“in Abschnitt 4.2, S.117ff der vorliegenden Arbeit.
Der eta2-Wert betrug bei dieser Frage 0,421. Demzufolge bildete auch der Scheffé-Test zwei homogene Untergruppen (Gruppe 1: J; Gruppe 2: D, USA).
Vgl.Tabelle 13, S.153 zur detaillierten Auflistung der befragten Unternehmen nach Größenklassen.
Im Gegensatz zur Auflistung in Tabelle 13, S.153 der vorliegenden Arbeit wird in diesem Zusammenhang für eine sinnvolle statistische Auswertung lediglich eine Unterteilung in zwei Klassen vorgenommen, wobei das Kriterium von 500 Mitarbeitern gewählt wurde, weil allgemein ab dieser Größenordnung von Großunternehmen gesprochen wird (vgl. Günterberg, B./Wolter, H.-J., 2002, S.5).
Dabei gelang es den japanischen Unternehmen trotz zahlreicher Versuche seitens der US-amerikanischen Besatzungsmacht nach Beendigung des Zweiten Weltkrieges, den Aufbau von Branchengewerkschaften zu verhindern (vgl. Hrebenar, R.J./Nakamura, A., 1993, S.208).
Vgl. weitergehend zu den Gewerkschaften in Japan die Ausführungen in Abschnitt 4.2, S.117ff der vorliegenden Arbeit sowie u.a. Meid, K-H., 1984, S.5ff; Hrebenar, R.J./Nakamura, A., 1993, S.207ff; Seifert, W., 1997, S42ff; Takenaka, A., 2001, S.43ff.
Vgl. o.V., 2002d, S.100. So betrug beispielsweise die durchschnittliche Lohnerhöhung der Frühjahrsoffensive 2002 lediglich 1,59%, was die niedrigste Lohnerhöhungsrate seit dem Beginn derartiger Lohnverhandlungen 1956 darstellt (vgl. o.V., 2002, S.17).
Die Anzahl der registrierten Gewerkschaften sank im Zeitraum von 1984 bis 2001 kontinuierlich von 34.579 auf 30.773, so dass im gleichen Zeitraum der Organisationsgrad von 29,1 auf 20,7% zurückging (vgl. Ministry of Health, Labour and Welfare (Hrsg.), 2003, online).
Vgl. Katz, J.P./Swanson, D.L./Nelson, L.K., 2001, S.161ff; Grunig, L.A./Grunig, J.E., 2003, S.330f; Maclachlan, P.L., 2002, S.31ff.
Vgl. Wokutch, R.E./Shepard, J.M., 1999, S.534.
Vgl. für eine Analyse der Verbraucher- bzw. Konsumentenstellung im japanischen Wirtschaftssystem z.B. Wokutch, R.E., 1990, S.61; Cooper-Chen, A./Kodama, M., 1997, S.154; Okumura, H., 1998, S.136f; Vogel, S., 1999, S.187ff; Ballon, R.J./Honda, K., 2000, S.160ff; Schaffert, M., 2003, S.19.
Vgl. London, N.R., 1991, S.l0ff; Katz, J.P./Swanson, D.L./Nelson, L.K., 2001, S.165. Dennoch gab es bereits in den 1970er Jahren große Verbraucherprotestaktionen, unter denen beispielsweise der Skandal um die künstliche Angebotsverknappung des Marubeni-Generalhandelshauses internationale Beachtung fand (vgl. hierzu ausführlich Okumura, H., 1998, S.137).
Hierzu gehört z.B. das Produkthaftpflichtgesetz 1994 sowie das 1999 nach US-Prinzipien verabschiedete Gesetz zur Kennzeichnungspflicht. Vgl. Vogel, S., 2002, S.85.
Vgl. hierzu Scherler, P., 1996, S.125ff sowie seine Analyse zum Einfluss der Medien im Falle von Brent Spar. Ebenso hierzu Klaus, E., 2001, S.97ff; Bentele, G./Wehmeier, S., 2003, S.216ff.
Vgl. Löhr, M., 2002, S.824. Für einen historischen Überblick über Japans Medien vgl. z.B. Cooper-Chen, A./Kodama, M., 1997, S.51ff.
Vgl. Nihon Shimbun Kyokai (Hrsg.), 2003, online. So brachte es allein die größte Tageszeitung Yomiuri Shimbun im Jahr 2000 mit ihrer Morgenausgabe auf eine Auflage von 10,227 Mio. Stück. Zum Vergleich: in Deutschland erreicht die Auflage der „Bild“eine Höhe von 4,58 Mio. Stück, die Süddeutsche Zeitung 439.000 Stück. In den USA erreichte im gleichen Jahr die New York Times eine Auflagenhöhe von 1,150 Mio. Stück. (vgl. The Asahi Shimbun (Hrsg.), 2001, S.264; Pohl, M., 2002, S.243; The New York Times Company (Hrsg.), 2003, online).
Vgl. Akhavan-Majid, R., 1990, S.1006; Cooper-Chen, A./Kodama, M., 1997, S.10ff; Wagner, W., 1998, S.457. Vgl. hierzu bereits die Ausführungen in Abschnitt 4.2, S.117ff der vorliegenden Arbeit.
Vgl. Cooper-Chen, A./Kodama, M., 1997, S.18ff; Gibson, D.C., 1998, S.31ff; Wagner, W., 1998, S.460; Sriramesh, K./Takasaki, M., 1999, S.346; Ballon, R.J./Honda, K., 2000, S.70. Für eine allgemeine Übersicht über Medien in Japan vgl. Nojiri, H., 1991, S.16ff; Kleinsteuber, H.J., 1996, S.51ff; Cooper-Chen, A./Kodama, M., 1997, S.1ff; Winfield, B.H./Mizuno, T./Beaudoin, C.E., 2000, S.323ff; Löhr, M., 2002, S.824ff; Schneppen, A., 2002, S.41.
Vgl. Ballon, R.J./Honda, K., 2000, S.69f. Im Einzelnen sind dies Asahi Shimbun (Asahi TV), Yomiuri Shimbun (Nippon TV), Mainichi Shimbun (Tokyo Broadcasting System), Nihon Keizai Shimbun (Televsion Tokyo), Sankei Shimbun (Fuji TV).
Vgl. Gibson, D.C., 1998, S.30.
Vgl. Cooper-Chen, A./Kodama, M., 1997, S.26f.
Vgl. Pohl, M., 2002, S.244; Inoue, T., 2003, S.80f.
Vgl. Muramatsu, M., 1997a, S.41ff; Taka, I., 1997, S.1500f; Okumura, H., 1998, S.136ff. Das für die Minamata-Krankheit verantwortliche Chemieunternehmen Chisso konnte aufgrund einer zivilrechtlichen Niederlage schließlich nur durch öffentliche Finanzhilfen vor der Insolvenz bewahrt werden. Vgl. hierzu ausführlich Mahon, J.F./Kelley, P.C., 1990, S.124; Flath, D., 2000, S.227f. Vgl. zu den einzelnen Umweltkatastrophen u.a. Okumura, H., 1998, S.136ff.
Vgl. Wokutch, R.E., 1990, S.60; Weidner, H., 1998, S.124ff; Flath, D., 2000, S.228ff; Horiuchi, K./Nakamura, M., 2000, S.364ff; Pohl, M., 2002, S.228f.
Für eine Bewertung aktueller Umweltschutzaktivitäten in Japan vgl. OECD (Hrsg.), 2002a, S.1ff.
Vgl. Weidner, H., 1998, S.130.
Einen allgemeinen Überblick über die in Japan vorherrschenden Strukturen und Veränderungen im Hinblick auf Bürgerinitiativen liefert u.a. Yamakoshi (vgl. Yamakoshi, A., 2001, online).
Vgl. Taka, I., 1994, S.55; Kreiner, J., 1998, S.525ff; Randel, J./German, T., 1999, S.115f; Randel, J./Gennan, T., 1999, S.149ff; Pohl, M., 2002, S.232ff. So gibt es offiziellen Statistiken zufolge rund doppelt so viele Gläubige wie Staatsbürger (vgl. Pohl, M., 2003, S.232). Ein Überblick über aktuelle religiöse Strukturen in Japan findet sich in Wieczorek, I., 2002, S.1ff.
Bestätigt wird diese Tendenz zumindest für die Pharmaindustrie von Walke, die feststellt, dass eine zentrale Strategie zur Erreichung einer höheren Forschungsproduktivität in strategischen Allianzen mit Forschungseinrichtungen und Universitäten gesehen wird (vgl. Walke, A., 2002, S.546f).
So gründet das deutsche Pharmaunternehmen Schering ein neues Forschungszentrum nicht in den USA, sondern in Japan (vgl. Ritter, J., 2003, S.16).
Auf diesen Umstand weisen bereits Radzwill/Bürger hin (vgl. Radzwill, A./Bürger, P., 1991, S.295f).
Vgl. Ballon, R.J./Honda, K., 2000, S.106; OECD (Hrsg.), 2002, S.1336ff. Die chemische Industrie ist mit FuE-Ausgaben in Höhe von 5,78% des Umsatzes zwischen 1994–99 nach der Elektronikindustrie die Branche mit den relativ höchsten Ausgaben für FuE in Japan (vgl. StatistiC.S Bureau (Hrsg.), 2003, online).
Vgl. allgemein zur Forschungs- und Entwicklungspolitik in Japan u.a. Odagiri, H./Akira, G., 1996, S.1ff; Plate, P., 1998, S.307ff.
Vgl. hierzu umfassend Sethi, S.P., 1990, S.48ff; Szymkowiak, K., 1994, S.123ff; Ursacki, T., 2002, S.413ff.
Vgl. Schmidt, O.S., 2001, S.161ff.
Vgl. Berg, N., 2003, S.213.
So betrug im Jahr 2001 die Lebenserwartung in Japan für Frauen 84,93 Jahre, für Männer lag sie bei 78,07 Jahren (vgl. Ministry of Health, Labour and Welfare (Hrsg.), 2003a, online). In Deutschland Hegen die entsprechenden Vergleichswerte bei 81,1 (Frauen) bzw. 75,1 (Männer) Jahren (vgl. Statistisches Bundesamt (Hrsg.), 2003, online).
Vgl. Atoh, M., 2000, S.75ff; Mahlich, J.C., 2001, S.157ff; Schoppa, L.J., 2001, S.80ff; Lützeler, R., 2002, S.293f; o.V., 2003j, S.341f; Walke, A., 2003, S.441ff. Dementsprechend bemühen sich eine Vielzahl japanischer und ausländischer Pharmaunternehmen verstärkt um die Entwicklung von Arzneien für Krankheiten, von denen v.a. ältere Menschen betroffen sind, wie z.B. Demenz, Inkontinenz und Osteoporose, da hier hohe Wachstumspotenziale gesehen werden (vgl. Walke, A., 2002, S.549). Mit den Konsequenzen sich ändernder Alterspyramiden für das Marketing in Europa setzt sich bereits Perlitz auseinander (vgl. Perlitz, M., 1989, S.28ff).
Für eine Auseinandersetzung mit dem japanischen Sozialsystem vgl. z.B. Kanamori, H./Kosai, Y. (Hrsg.), 1997, S.309ff. Vgl. weiterhin für die Analyse einzelner Bereiche der sozialen Sicherungssysteme in Japan u.a. Tsuchida, T., 2000, S.391ff; Shimomura, T., 2000, S.437ff; Iguchi, Y., 2000, S.525ff; Köllner, P., 2002, S.259f; Makoto, A., 2002, S.37ff; Klie, T., 2002, S.149ff; Campbell, J.C., 2002, S.157ff. Vergleichende Auseinandersetzungen der Sozialsysteme in Deutschland und Japan liefern z.B. Akuzawa, T., 2000, S.429ff sowie Maydell, B.v., 2000, S.487ff; Manow, P., 2001, S.94ff; Conrad, H./Lützeler, R., 2002, S.11ff. Eine detaillierte Diskussion der Probleme und Perspektiven der Alterssicherung in Japan findet sich u.a. in Conrad, H., 2000, S.1ff.
Lee, R./Müler, T., 2000, S.350ff; o.V., 2003d, S.10.
Vgl. z.B. Storesletten, K., 2000, S.300ff.
Vgl. Köllner, P., 2002, S.259f.
Vgl. hierzu die Ausführungen in Abschnitt 6.2.2.1, S.167ff der vorliegenden Arbeit.
Vgl. für grundsätzliche Ausführungen zur Amakudari-Praxis bereits Abschnitt 4.2, S.117ff sowie für empirische Ergebnisse den noch folgenden Abschnitt 6.2.4.3, S.243ff der vorliegenden Arbeit.
Vgl. Lusterman, S., 1988, S.14. Im Rahmen der von Lusterman durchgeführten Studie nahmen insgesamt 300 US-Unternehmen aus unterschiedlichen Branchen teil, so dass in einzelnen Branchen durchaus divergierende Ergebnisse möglich sind.
Vgl. hierfür den noch folgenden Abschnitt 6.2.4.2.1, S.222ff der vorliegenden Arbeit.
Da bei nominalskalierten Variablen mit mehr als zwei Kategorien aufgrund einer fehlenden Ordnungsrelation keine Aussagen über die Art und Richtung des Zusammenhangs möglich sind, konnte die Nation in diesem Kontext nicht als unabhängige Variable aufgefasst werden. Cramers V berechnet sich dabei gemäß der Formel <Inline>2</Inline> mit n=52 und k=2. Cramers V ergibt hierbei stets Werte zwischen 0 und 1. Im Vergleich hierzu errechnet sich der Kontingenzkoeffizient gemäß der Formel <Inline>3</Inline>, wobei der maximal sich ergebende Wert bei einer 3*3-Tabelle (3 Nationen; 3 Strategieoptionen) 0,816 betragen kann (vgl. zur detaillierten Berechnung der beiden Werte sowie ihrer Eignung insbesondere im Vergleich zu anderen Maßen u.a. Bühl, A./Zöfel, P., 2002, S.244ff; Janssen, J./Laatz, W., 2003, S.234ff).
Vgl. hierzu eingehend z.B. Vogel, D., 1987, S.91ff; Thomas, C.S., 1993, S.27ff; Wright, J.R., 1996, S.37ff; Köppl, P., 2000, S.14f. Vgl. weiterhin sämtliche Beiträge in dem von Herrnson/Shaiko/Wilcox herausgegebenen Sammelband (vgl. Herrnson, P.S./Shaiko, R.G./Wilcox, C. (Hrsg.), 1998, S.1ff).
Vgl. z.B. Lusterman, S., 1988, S.4; Getz, K.A., 1997, S.35; Köppl, P., 2000, S.95ff.
Vgl. zum Unterschied zwischen den USA und Deutschland bzw. Japan z.B. Köppl, P., 2000, S.14ff; Köppl, P., 2002, S.217.
Vgl. Sriramesh, K./Kim, Y./Takasaki, M., 1999, S.271ff. Analog äußert sich Josephs, R., 1990, S.18ff.
Vgl. hierzu die Ergebnisse in Abschnitt 6.2.2.1, S.167ff der vorliegenden Arbeit.
Vgl. z.B. Schneidewind, D., 1991, S.291ff; Trompenaars, F., 1993, S.88f; Tang, T.L.-P./Kim, J.K./O’Donald, D.A., 2000, S.539f.
Vgl. Enderle, G., 1999, S.462.
Vgl. hierzu sowie zu staatlichen Reaktionen hierauf bereits Mahon, J.F./Kelley, P.C., 1990, S.123ff.
Vgl. Wieland, J., 1993, S.21f; Zerfaß, A., 1996, S.380; Steinherr, C./Steinmann, H./Olbrich, T., 1997, S.1ff; Enderle, G., 1998, S.467ff; Kaplan, F.M./Walker, R.S., 1999, S.366ff; Palazzo, B., 2000, S.201ff.
Vgl. Lewin, A.Y. et al., 1995, S.92; ebenso Taka, I., 1997, S.1504. Lewin et al. weisen allerdings explizit darauf hin, dass ihre Analyse mehrere Branchen umfasste und schließen entsprechend andere Ergebnisse in einzelnen Industriezweigen nicht aus.
Vgl. Kumar, B.N./Graf, I., 1998, S.136ff; Matten, D./Wagner, G.R., 1998, S.51ff; Schmitt, D., 1998, S.80ff; Wheeler, D./Colbert, B./Freeman, R.E., 2003, S.l6ff. Zum Begriff des Global Compact vgl. bereits die Ausführungen in Abschnitt 3.3.1.3.1, S.61ff der vorliegenden Arbeit.
Vgl. Hansen, U., 1998, S.130ff; Meister, H.-P./Banthien, H., 1998, S.114ff; VCI (Hrsg.), 1999, S.1ff; VCI (Hrsg.), 2001, S.35ff; JCIA (Hrsg.), 2002, S.9; VCI (Hrsg.), 2002a, S.5ff.
Vgl. Horiuchi, K./Nakamura, M., 2000, S.379f; Nakamura, M./Takahashi, T./Vertinsky, I., 2001, S.23ff.
Vgl. für die Bedeutung des Images in den USA im allgemeinen Hall, E.T./Hall, M.R., 1990, S.167ff. Auf die Relevanz der Erhöhung des eigenen Bekanntheitsgrades wurde bereits in Abschnitt 6.2.2.1.2, S.177ff der vorliegenden Arbeit im Hinblick auf die Bedeutung nationaler Medien verwiesen.
Vgl. Cooper-Chen, A./Kodama, M., 1997, S.152; Sriramesh, K./Takasaki, M., 1999, S.343.
Vgl. z.B. Josephs, R., 1990, S.18ff; Cooper-Chen, A., 1996, S.226ff; Cooper-Chen, A./Kodama, M., 1997, S.151; Inoue, T., 2003, S.74. Inoue liefert gleichzeitig einen geschichtlichen Überblick über die Entwicklung der Öffenthchkeitsarbeit in Japan (vgl. Inoue, T., 2003, S.69ff).
Vgl. Sriramesh, K./Takasaki, M., 1999, S.348f.
Vgl. Sethi, S.P., 1990, S.47; Sriramesh, K./Kim, Y./Takasaki, M., 1999, S.280ff; Sriramesh, K./Takasaki, M., 1999, S.347f.
Vgl. Cooper-Chen, A./Kodama, M., 1997, S.152.
Vgl. Berg, N., 2003, S.240.
Vgl. Hall, E.T./Hall, M.R., 1990, S.167ff; Sriramesh, K./Takasaki, M., 1999, S.337f; Grunig, L.A./Grunig, J.E., 2003, S.323f.
Vgl. Mooney, S., 2002, S.6. Für Besonderheiten und Ausgestaltungsformen der Werbung in Japan im Allgemeinen vgl. z.B. Shimaguchi, M., 1978, S.1ff; Botskor, I., 1988, S.5ff; Javalgi, R.G./Cutler, B.D./Malhotra, N.K., 1995, S.117ff; Cooper-Chen, A./Kodama, M., 1997, S.B1ff; Schneidewind, D., 1998, S.1ff.
Vgl. z.B. Johnson, C., 1982, S.3ff; Boyd, R., 1987, S.61ff; Wade, R., 1990, S.73ff; McMillan, C.J., 1996, S.56ff; Babb, J., 2001, S.1ff; Lehne, R., 2001, S.23ff.
Vgl. Köppl, P., 2002, S.218f. Eine Veröffentlichung der einflussreichsten Lobbyisten, wie es regelmäßig von Seiten des Fortune-Magazins für die USA vorgenommen wird, wäre in Japan beispielsweise undenkbar.
Vgl. Hrebenar, R.J./Nakainura, A./Nakamura, A., 1998, S.552.
Dieses Verhältnis wird häufig mit dem Stichwort Nomunication (jap.: nomu = trinken) bezeichnet und bringt damit zum Ausdruck, dass der Aufbau eines persönlichen Verhältnisses zwischen zwei Personen erst durch das Zusammentreffen außerhalb des Arbeitsplatzes bzw. -prozesses erfolgen kann (vgl. hierzu z.B. Sriramesh, K./Takasaki, M., 1999, S.344f).
Vgl. Köllner, P., 2002, S.259f; Walke, A., 2002, S.542ff.
Wurde das Instrument der Bestechung in den theoretischen Ausführungen als hoch spezifisches Instrument erläutert (vgl. Abschnitt 3.5.1.8, S.90ff), wurde der Begriff aufgrund seiner Sensibilität im Rahmen der Befragung weiter gefasst, wodurch die Allgemeingültigkeit steigt. Aus diesem Grund erfolgt die Diskussion über Zuwendungen bereits an dieser Stelle.
Vgl. London, N.R., 1991, S.99f; Kanamori, H./Kosai, Y., 1997, S.257ff; Okumura, H., 1998, S.143ff. Für einen Überblick über die Tätigkeiten japanischer Unternehmen in diesem Bereich vgl. Shimada, K., 2002, S.1ff; Nagasawa, E., 2002, S.1ff.
Vgl. Schneidewind, D., 1998, S.65.
Dabei soll an dieser Stelle explizit darauf hingewiesen werden, dass bei weitem nicht sämtliche unternehmerischen Zuwendungen an Wirtschaftsverbände zu späterem korrupten Verhalten dieser Institutionen führen. Vielmehr unterstützt beispielsweise der Keidanren eine Reihe gemeinnütziger Organisationen. So rief der Verband 1990 den sog. „Ein-Prozent-Club“ ins Leben, dessen Mitglieder sich verpflichteten, mindestens ein Prozent ihres Gewinns aus ihrer gewöhnlichen Geschäftstätigkeit für soziale Aktivitäten zu verwenden (vgl. Okumura, H., 1998, S.143; Shimada, K., 2002, S.1ff). Dennoch stellt die Korruptionsthematik in Japan nach wie vor ein herausragendes Problem dar, so dass darauf in der vorliegenden Arbeit gezielt eingegangen wird.
Vgl. z.B. Mitchell, R.H., 1996, S.1ff; Blechinger, V., 1998, S.1ff; Blechinger, V., 1999, S.31ff; Pascha, W., 1999, S.1ff.
Dabei musste der damalige Premierminister sein Amt niederlegen, nachdem bekannt geworden war, dass er mehrere Millionen US-Dollar an Bestechungsgeldern kassiert hatte, um eine Flugzeugkaufentscheidung zu beeinflussen (vgl. hierzu ausführlich z.B. Mitchell, R.H., 1996, S.121ff; Babb, J., 2001, S.51f).
Weitere Beispiele berühmter Bestechungsskandale sind zu finden in Blechinger, V., 1998, S.1ff; Hrebenar, R.J./Nakainura, A./Nakamura, A., 1998, S.554f; Pascha, W., 1999, S.3ff. Dass dieses Problem auch derzeit noch intensive Aufmerksamkeit in Japan erfährt, zeigen aktuelle Beispiele (vgl. o.V., 2002b, S.517; o.V., 2003, S.222; o.V., 2003b, S.127f). So wurde erst im Mai 2003 der ehemalige Arbeitsminister und Oberhausvorsitzende Masakuni Murakami wegen Bestechlichkeit zu 26 Monaten Haft verurteilt, weil er im Herbst 1996 rund 50 Mio. Yen von dem Gründer von KSD, einer gemeinnützigen Organisation zur gegenseitigen Hilfe kleiner und mittlerer Unternehmen, angenommen hatte, um sich im Gegenzug für Projekte und AnHegen von KSD einzusetzen (vgl. o.V., 2003, S.222).
Vgl. Blechinger, V., 1999, S.34. Galt bis Mitte 2003 ein Betrag von 50.000 Yen als Höchstgrenze, wurde dieser inzwischen auf 240.000 Yen angehoben, was die nach wie vor vorhandene Problematik der Spendensammelpraxis japanischer Parteien verdeutlicht (vgl. o.V., 2003i, S.322).
Vgl. Transparency International (Hrsg.), 2003, online.
Folgendes Beispiel soll diesen unterschiedlichen Stellenwert demonstrieren: So argumentierte der wegen Korruption angeklagte Ex-LDP-Abgeordnete Muneo Suzuki im November 2002 vor Gericht, dass er zwar 5 Mio. Yen von einem Holz verarbeitenden Unternehmen erhalten habe, bezeichnete diese Gelder jedoch als Geschenk im Zusammenhang mit seiner Ernennung zum stellvertretenden Chefkabinettssekretär (vgl. o.V., 2002c, S.518). Vgl. zur unterschiedlichen Sichtweise der Bestechung im internationalen Kontext auch Krug, S., 1996, S.47ff; Mitchell, R.H., 1996, S.133ff.
Vgl. Wokutch, R.E./Shepard, J.M., 1999, S.533; Müller, S./Kornmeier, M., 2001, S.157ff.
Vgl. o.V., 2003f, S.15.
Vgl. Transparency International (Hrsg.), 2002, online.
Vgl. Hrebenar, R.J./Nakainura, A./Nakamura, A., 1998, S.555ff.
Vgl. Transparency International (Hrsg.), 2003 a, online.
Vgl. o.V., 2002e, S.127. Seit April 2002 dürfen öffentlich Bedienstete wieder zumindest Geschäftsessen mit Personen, mit denen sie im Rahmen ihrer hoheitlichen Tätigkeit zu tun haben, tätigen, sofern sie diese allerdings selbst bezahlen. Dies war ihnen seit April 2000 untersagt (vgl. o.V., 2002e, S.127).
Vgl. o.V., 2003a, S38f. Dass die Spendenpraxis von Unternehmensseite nie vollkommen aufgegeben wurde, zeigt sich daran, dass während der vergangenen Unter- bzw. Oberhauswahlen im Jahr 2000 insgesamt 95 Abgeordnete groß angelegte Spenden von Unternehmen erhalten haben sollen (vgl. o.V., 2003b, S.127).
Vgl. zum Senioritätsprinzip im Einzelnen z.B. Koyama, A., 1991, S.277f; Ford, J.B./Honeycutt, E.D.Jr., 1992, S.31f; Trompenaars, F., 1993, S.144f; Jun, J.S./Muto, H., 1995, S.126; Kanamori, H./Kosai, Y., 1997, S.299f; Taka, I., 1998, S.325; Flath, D., 2000, S.312ff. Das Senioritätsprinzip wird dabei als Ausdruck der in Japan herrschenden vertikalen Gesellschaftsstruktur verstanden, die Faktoren, wie z.B. den Status oder die hierarchische Position einer Person in den Vordergrund stellt (vgl. Jun, J.S./Muto, H., 1995, S.126). Die hierarchische Ordnung ist ebenso Ausdruck des bereits beschriebenen amae-Konzeptes (vgl. Sriramesh, K./Kim, Y./Takasaki, M., 1999, S.288; zum Konzept des amae vgl. die Ausführungen in Fußnote 427 der vorliegenden Arbeit). Allerdings scheint sich eine Abschwächung in der Anwendung des Senioritätsprinzips abzuzeichnen, was z.B. durch eine zunehmende Verwendung leistungsorientierter Beförderungssysteme zum Ausdruck kommt (vgl. z.B. Watanabe, S., 2000, S.307ff; o.V., 2003m, S.6ff).
Vgl. Grunig, L.A./Grunig, J.E., 2003, S.326ff.
Vgl. Kubin, M., 1987, S.18f; Rahn, G., 1990, S.406ff; Lenz, K.-F., 1998, S.461.
Vgl. für diese Auffassung z.B. Haley, J.O., 1978, S.359ff; Kublin, M., 1987, S.19; Flath, D., 2000, S.234.
Vgl. Lenz, K.-F., 1998, S.463. Vgl. weiterführend für eine Auseinandersetzung mit dem japanischen Rechtssystem z.B. Marutschke, H.P., 1999, S.5ff.
Vgl. Sethi, S.P., 1990, S.44f. Die mangelnde gesellschaftliche Unterstützung betonen auch Wokutch/Shepard (vgl. Wokutch, R.E./Shepard, J.M., 1999, S.531f).
Die funktionale Komponente der Konfiguration, bei der es um die Frage der (De-)Zentralisierung von Public Affairs Aktivitäten geht, wird in Abschnitt 6.2.4.2.4, S.233ff der vorliegenden Arbeit behandelt.
Vgl. hierzu die Ausführungen in Abschnitt 2.1, S.9ff der vorliegenden Arbeit
Vgl. Lewin, A.Y. et al., 1995, S.95ff.
Vgl. Inoue, T., 2003, S.75.
Diesen Aspekt stellt auch Inoue in seiner Analyse zum PR-Verhalten japanischer Unternehmen heraus (vgl. Inoue, T., 2003, S.75).
Bereits Post et al. betonen die Verzahnung zwischen Public Affairs und der Abteilung für Unternehmensplanung (vgl. Post, J.E. et al., 1982, S.15; analog Wood, D.J., 1994, S.206ff). Auf die hohe Bedeutung der Abteilung für Unternehmensplanung in japanischen Unternehmen geht schon Kono ein (vgl. Kono, T., 1978, S.11ff).
Vgl z.B. Jost, P.-J., 2000, S.338.
Vgl. Wolf, J., 1994, S.156f. Wolf spricht in diesem Zusammenhang von Standardisierung, setzt diesen Begriff aber explizit mit Programmierung gleich (vgl. Wolf, J., 1994, S.125f sowie Hill, W./Fehlbaum, R./Ulrich, P., 1994, S.266ff). Er stellt darüber hinaus fest, dass Investitions-, Finanzierungs- und Produktionsentscheidungen zumeist ein hohes Maß an Programmen aufweisen, während dies für Marketing-und Personalentscheidungen in geringerem Maße der Fall ist.
Vgl. Hofstede, G., 2001, S.171ff.
Vgl. Ford, J.B./Honeycutt, E.D.Jr., 1992, S.31f.
Vgl. Hofstede, G., 2001, S.173f.
Vgl. Lewin, A.Y. et al., 1995, S.92; Otto, S.-S., 2000, S.274.
Vgl. Ouchi, W.G., 1981, S.39ff; Tang, T.L.-P./Kim, J.K./O’Donald, D.A., 2000, S.540.
Vgl. Lusterman, S., 1988, S.10; Flath, D., 2000, S.312f. Im Gegensatz hierzu orientiert sich das individuelle Entgelt in Japan grundsätzlich an zwei Orientierungsgrößen. Zum einen gilt nach wie vor das Senioritätsprinzip, wonach das Gehalt sich an der Dauer der Beschäftigung bei dem derzeitigen Arbeitgeber orientiert. Hierzu kommt zum anderen eine nicht unerhebliche Bonuszahlung, die zweimal im Jahr ausgeschüttet wird und bis zur Höhe eines vierfachen Monatsgehaltes betragen kann. Die Höhe des Bonus bemisst sich an dem Gesamterfolg des Unternehmens (vgl. Flath, D., 2000, S.312ff).
Vgl. Bufka, J., 1997, S.135.
Vgl. hierzu auch Jun, J.S./Muto, H., 1995, S.131; Taka, I., 1998, S.325; Müller, S./Kommeier, M., 2002, S.499ff.
Vgl. Martinez, J.I./Jarillo, J.C., 1989, S.489ff; Kim, W.C./Mauborgne, R.A., 1993, S.15; Wolf, J., 1994, S.170f.
Vgl. Ouchi, W.G., 1981, S.43ff; Trompenaars, F., 1993, S.88f; Tang, T.L.-P./Kim, J.K./O’Donald, D.A., 2000, S.538.
Zu ähnlichen Ergebnissen kommt bereits Dobry in seiner Untersuchung zur Steuerung ausländischer Tochtergesellschaften (vgl. Dobry, A., 1983, S.127ff).
Auf diese Problematik verweist bereits Meznar (vgl. Meznar, M.B., 1993, S.138).
Zur Problematik der Weisungskompetenz von Stabsabteilungen vgl. z.B. Kieser, A./Kubicek, H., 1992, S.135ff; Frese, E., 2000, S.349ff.
Vgl. Berg, N., 2003, S.317ff.
Vgl. hierfür z.B. Dobry, A., 1983, S.81ff; Gates, S.R./Egelhoff, W.G., 1986, S.71ff; Wolf, J., 1994, S.192ff.
Vgl. Müller, S./Hoffmann, K., 2003, S.450.
Vgl. z.B. Doyle, P./Saunders, J./Wright, I., 1988, S.171ff; Garnier, G., 1984, S.57ff; Trompenaars, F., 1993, S.66 sowie S.237ff; Hampden-Turner, C./Trompenaars, F., 1994, S.106; Taka, I., 1998, S.326f; Hampden-Turner, C./Trompenaars, F., 2000, S.22. Trompenaars unterscheidet in diesem Zusammenhang zwischen universalistischen Kulturen, in denen gesetzes- und regelkonformes Handeln im Vordergrund steht, und partikularistischen Kulturen, die jeweils die besonderen Umstände der gegebenen Situation mit berücksichtigen (vgl. Trompenaars, F., 1993, S.52ff; Trompenaars, F., 1996, S.52ff).
Vgl. hierzu die Ausführungen in Abschnitt 3.5.2.5, S.99 der vorliegenden Arbeit.
Der japanische Pharmamarkt ist mit einem Umsatzvolumen von 46,9 Mrd. US-$ hinter den USA der zweitgröße weltweit (vgl. Walke, A., 2002, S.541f; BPI (Hrsg.), 2003, S.16f).
Vgl. zu dieser Praxis ausführlich z.B. Calder, K.E., 1989, S.379ff; Schaede, U., 1995, S.293ff; Moerke, A., 2000, S.4ff; Colignon, R., 2002, S.20ff.
Vgl. hierfür die Diskussion in Colignon, R., 2002, S.22f.
Vgl. o.V., 2002, S.318.
Liegt die Pensionierung beispielsweise mehr als zwei Jahre zurück oder geht es um private Unternehmen ohne Bezug zu dem Ministerium, bei dem der Betreffende die vergangenen fünf Jahre vor seiner Pensionierung tätig war, ist keine Genehmigung erforderlich (vgl. o.V., 2003c, S.133).
„Abstiege aus dem Himmel“ ist die wörtliche Übersetzung von Amakudari.
Vgl. Harrison, J.S./St. John, H., 1996, S.56.
Für ein analoges Ergebnis im Controllingbereich japanischer Unternehmen vgl. Lang, H.A., 2001, S.154.
Vgl. Choi, F.D.S., 1989, S.198ff; Wolf, J., 1994, S.128ff.
Vgl. Lewin, A.Y. et al., 1995, S.95f.
Auf eine detaillierte Auflistung der einzelnen Werte sei an dieser Stelle verzichtet und auf Anhang IV verwiesen.
Vgl. ausführlich zur multiplen Regressionsanalyse u.a. Pokropp, F., 1994, S.29ff; Albers, S./Skiera, B., 1999, S.203ff; Backhaus, K. et al., 2000, S.1ff; Brosius, F., 2002, S.519ff; Janssen, J./Laatz, W., 2003, S.379ff.
Vgl. Kennedy, P., 1998, S.233ff; Schnell, R./Hill, P.B./Esser, E., 1999, S.422.
Vgl. zu diesen Forderungen und ihren unbedingten Einhalt u.a. Krafft, M., 1999, S.244; Backhaus, K. et al., 2000, S.107.
So ergab beispielsweise Wilks’ Lambda für beide Funktionen keinen signifikanten Wert (p=0,500 bzw. p=0,971). Da hiermit die Nullhypothese, dass sich die Gruppen nicht unterscheiden, nicht abgelehnt werden kann, erscheint die Bildung von Diskriminanzfunktionen nutzlos (vgl. Backhaus, K. et al., 2000, S.174ff). Bestätigt wurde dieses Resultat durch die Durchführung einer schrittweisen Diskriminanzanalyse, auf deren Basis die Aufnahme keiner erklärenden Variablen empfohlen wurde.
Obgleich aufgrund des unzureichenden Signifikanzniveaus von Wilks’ Lambda und der NichtBerücksichtigung möglicher Interdependenzen zwischen den einzelnen Variablen mit entsprechender Vorsicht zu betrachten, sollte doch an dieser Stelle darauf hingewiesen werden, dass im Rahmen der univariaten Diskriminanzprüfung die Nationalitätsdimension als einzige Variable auf dem 10%-Signifikanzniveau zwischen den drei Gruppen trennte (Wilks’ Lambda: 0,908; F-Wert: 2,480; p<0,l).
Vgl. ausführlich zur Reliabilitätsanalyse Cronbach, L.J., 1951, S.297ff; Schnell, R./Hill, P.B./Esser, E., 1999, S.145ff; Janssen, J./Laatz, W., 2003, S.521ff. Je höher Cronbachs Alpha ist, desto höher ist die Validität der Gesamtskala (vgl. Brosius, F., 2002, S.764ff).
Vgl. Brosius, F., 2002, S.766; Janssen, J./Laatz, W., 2003, S.525.
Vgl. Bufka, J., 1997, S.151; Blumentritt, T.P., 1999, S.124ff; Schnell, R./Hill, P.B./Esser, E., 1999, S.147.
Vgl. zu diesem Verfahren Blumentritt, T.P., 1999, S.128.
Vgl. Backhaus, K. et al., 2000, S.2f.
Vgl. ausführlich zur Verwendung von Dummy-Variablen z.B. Kennedy, P., 1998, S.221ff; Assenmacher, W., 2002, S.301ff; Bleymüller, J./Gehlert, G./Gülicher, H., 2002, S.178f. Die 0/1-Werte wurden dabei als Prädiktor für “nicht im pharmazeutischen Bereich tätige Unternehmen” (=0) bzw. „im pharmazeutischen Bereich tätige Unternehmen“ (=1) verwendet.
Der an sich ordinale Charakter der Messwerte hätte eigentlich die Darstellung einer nicht-parametrischen Korrelationsanalyse erfordert Angesichts der metrischen Interpretation der Variablen wurde jedoch bewusst auf den Korrelationskoeffizienten nach Pearson zurückgegriffen. Eine Durchführung der Korrelationsberechnung nach Spearman ergab allerdings keine gänzlich unterschiedlichen Resultate. Dies kann als Bestätigung der Annahme eines metrischen Skalenniveaus gewertet werden. Die Ergebnisse der Korrelationsanalyse nach Spearman finden sich in Anhang VI (vgl. Brosius, F., 2002, S.495ff).
Vgl. Janssen, J./Laatz, W., 2003, S.414ff.
Die Homoskedastizitätsbedingung verlangt, dass die Fehlervariablen (Residuen) eine konstante Varianz aufweisen. Weist die Streuung der Residuen hingegen keine Konstanz auf, liegt Heteroskedastizität vor, was nicht nur zur Ineffizienz der gesamten Schätzung führt, sondern gleichzeitig auch den Standardfehler des Regressionskoeffizienten verfälscht (vgl. z.B. Albers, S./Skiera, B., 1999, S.229f; Backhaus, K. et al., 2000, S.38f).
Vgl. zu dieser Vorgehensweise u.a. Kennedy, P., 1998, S. 120; Janssen, J./Laatz, W., 2003, S.401f sowie S.416f.
Vgl. zu diesem Testverfahren ausführlich Giejser, H., 1969, S.316ff; Backhaus, K. et al., 2000, S.39.
Der Durbin/Watson-Wert kann Werte zwischen 0 und 4 annehmen, wobei Werte deutlich kleiner als 2 darauf hindeuten, dass eine positive Autokorrelation der Residuen vorliegt, während Werte deutlich über 2 auf eine negative Autokorrelation hindeuten. Da von einzelnen Ausnahmen abgesehen sämtliche Werte in der vorhegenden Untersuchung nahe 2 lagen, konnte die Prämisse einer Kovarianz der Zufallsvariablen für verschiedene Beobachtungen von 0 als gegeben angesehen werden (vgl. Kennedy, P., 1998, S.121ff; Albers, S./Skiera, B., 1999, S.225ff).
Dabei handelte es sich um die Regressionsgleichungen zur Bedeutung eines direkten Kontaktes, der Bedeutungsveränderung sowie der Spezialisierung. Die Einteilung in Annahme-, Indifferenz- und Ablehnungsbereich erfolgte mit Hilfe der von Savin/White herausgegebenen unteren und oberen Grenzwerte (vgl. Savin, N.E./White, K.J., 1977, S. 1992ft).
Vgl. zu dieser Faustregel Brosius, F., 2002, S.559f. Des Weiteren sollte darauf hingewiesen werden, dass es sich bei Autokorrelation hauptsächlich um ein Problemfeld handelt, das bei Zeitreihen auftritt. Albers/Skiera weisen bei Querschnittsanalysen — worum es sich auch bei der vorliegenden Untersuchung handelt — gar gänzlich auf die Bedeutungslosigkeit der Autokorrelation hin (vgl. Albers, S./Skiera, B., 1999, S.226).
Vgl hierzu Heil, J., 2000, S.183ff; Brosius, F., 2002, S.555ff.
Unter Multikollinearität versteht man die lineare Abhängigkeit der unabhängigen Variablen untereinander (vgl. Backhaus, K. et al., 2000, S.33).
Vgl. z.B. Albers, S./Skiera, B., 1999, S.222; Backhaus, K. et al., 2000, S.42.
Vgl. Farrar, D.E./Glauber, R.R., 1967, S.98. Werner nennt einen Wert von |0,85| als Grenze, während beispielsweise Steffens bereits ab |0,8| auf Probleme hinweist (vgl. Steffens, A., 1994, S.11f; Werner, J., 1997, S.179f).
Der Toleranzwert errechnet sich, indem der Korrelationskoeffizient der i-ten unabhängigen Variablen durch die übrigen unabhängigen Variablen von 1 abgezogen wird. Eine sehr kleine Toleranz deutet somit auf das Vorliegen von Kollinearität hin (vgl. Albers, S./Skiera, B., 1999, S.222).
Der Konditionsindex ergibt sich aus der Relation des größten in der Schätzung vorkommenden Eigenwerts der Kreuzproduktmatrix mit dem jeweiligen Eigenwert der Variablen (vgl. hierzu ausführlich Steffen, A., 1994, S.20f; Brosius, F., 2002, S.564f). Belsley/Kuh/Welsch zufolge kann bei Werten zwischen 5 und 10 von schwacher Multikollinearität, bei Werten über 30 von mittlerer bis starker Multikollinearität gesprochen werden (vgl. z.B. u.a. Belsley, D.A./Kuh, E./Welsch, R.E., 1980, S.105; Brosius, F., 2002, S.564). Insofern liegen o.g. Werte im akzeptablen Bereich. Die Differenzen obiger Werte ergeben sich durch die Integration unterschiedlicher Gesamtwerte für den wahrgenommenen Druck.
Vgl. hierfür im Einzelnen z.B. Belsley, D.A./Kuh, E./Welsch, R.E., 1980, S.31ff; Aiken, L.S./West, S.G., 1991, S.9ff.
Da der Fit der Regressionsgleichung sich durch das Hinzufügen weiterer erklärender Variablen niemals verschlechtern kann, würde dies fast zwangsläufig zu der Strategie führen, möglichst viele unabhängige Variablen in das Modell aufzunehmen. Das korrigierte Bestimmtheitsmaß R2 berücksichtigt die Anzahl der verwendeten erklärenden Variablen, so dass es für die Erklärung des Modells die wesentliche Größe darstellt (vgl. Brosius, F., 2002, S.545).
Die F-Statistik überprüft das Gesamtmodell auf Signifikanz und testet die Nullhypothese, inwieweit die Regressionskoeffizienten alle Null sind. Überschreitet die empirische F-Größe einen kritischen Wert, kann die Nullhypothese abgelehnt werden. Ist der empirische Wert hingegen zu klein, ist die postulierte Regressionsbeziehung als nicht signifikant zu bezeichnen (vgl. Backhaus, K. et al., 2000, S.24ff).
Vgl. Tabelle 13, S.153 für eine Übersicht über die Größenordnungen der befragten Unternehmen.
Vergleicht man diese Ergebnisse nochmals mit der komparativ-analytischen Betrachtungsebene, so zeigt sich zwar bei einzelnen Interessengruppen eine signifikant unterschiedliche Bedeutungseinschätzung in Abhängigkeit des jeweiligen Heimatlandes, eine allgemein gültig divergierende Einstellung konnte hingegen ebenso nicht festgestellt werden (vgl. Abschnitt 6.2.2.1, S. 167ff der vorliegenden Arbeit).
Vgl. hierzu bereits die Diskussion in Abschnitt 6.3.1, S.249ff der vorliegenden Arbeit
Vgl. Krafft, M., 1999, S.240; Decker, R./Temme, T., 1999, S.299; Berekoven, L./Eckert, W./Ellenrieder, P., 2001, S.213. Die Diskriminanzanalyse untersucht im Kern das Problem, inwiefern Unterschiede zwischen zwei oder mehr a priori definierten nominalskalierten Gruppenvariablen auf eine Linearkombination von mindestens zwei metrisch skalierten unabhängigen Prädiktorvariablen zurückgeführt werden kann (vgl. Decker, R./Temme, T., 1999, S.297; Backhaus, K. et al., 2000, S.146).
Vgl. ausführlich zur Diskriminanzanalyse z.B. McLachlan, G.J., 1992, S.1ff; Läuter, J., 1992, S.9ff.
Vgl. Decker, R./Temme, T., 1999, S.301.
Mit Ausnahme der Residuen gleicht die obige Gleichung (7’) formal dem dargestellten Regressionsmodell. Modelltheoretisch ergeben sich jedoch gravierende Divergenzen, da im Gegensatz zur Regressionsanalyse nicht mehr die abhängige Variable eine Zufallsvariable und die unabhängigen Variablen fix sind, sondern es sich genau umgekehrt verhält (vgl. Backhaus, K. et al., 2000, S.167). Für weitere Berechnungsdifferenzen vgl. Brosius, F., 2002, S.681.
Vgl. hierzu ausführlich u.a. Backhaus, K. et al., 2000, S.154ff; Brosius, F., 2002, S.681ff; Janssen, J./Laatz, W., 2003, S.441ff. Die Extraktion der Diskriminanzfunktion stellen Decker/Temme ausführlich dar (vgl. Decker, R./Temme, T., 1999, S.302).
Im Falle der Nicht-Existenz einer Public Affairs Abteilung wurden 100% richtig klassifiziert, bei Existenz einer derartigen Abteilung lag die Trefferquote bei 87,5%. Inwieweit diese Trefferquoten als befriedigend angesehen werden, kann mit Hilfe unterschiedlicher Konzepte überprüft werden. So besagt das Gleich-verteilungskriterium, dass die Trefferquote aus der Diskriminanzanalyse im Zweigruppen-Fall größer sein muss als 50%. Selbst das strengste, als Größte-Gruppe-Kriterium bezeichnete Maß, das fordert, dass die Trefferquote aus der Diskriminanzanalyse größer sein muss als der Quotient aus der größten Gruppe durch die Gesamtbeobachtungszahl, ist im vorhegenden Fall erfüllt (40/52=0,77<0,904). Vgl. zu diesen Prüfverfahren u.a. Morrison, D., 1969, S.157f; Decker, R./Temme, T., 1999, S.310f. Hinzugefügt werden muss an dieser Stelle allerdings, dass die Prüfung der Voraussetzung gleicher Kovarianz-Matrizen der Gruppen zur Anwendung der Diskriminanzanalyse sowohl bei Anwendung des sog. Box-M-Tests als auch der Analyse der Kovarianzmatrizen eine Ungleichheit ergab. Um keine fehlerhaften Klassifizierungsergebnisse zu erhalten, wurde daher mit Hilfe des Eingriffs in die SPSS-Syntax eine zweite Analyse unter Berücksichtigung der ungleichen Gruppenstreuungen durchgeführt. Es ergaben sich allerdings keine Verschiebungen der Resultate, so dass die Ergebnisse als robust angesehen werden können (vgl. zu diesem Verfahren Backhaus, K. et al., 2000, S.203ff sowie S.211). Zu betonen ist weiterhin, dass die gemäß o.g. Verfahren berechnete Trefferquote immer überhöht ist, wenn sie, wie im Rahmen dieser Arbeit geschehen und allgemein üblich, auf Basis derselben Stichprobe berechnet wird, die auch für die Schätzung der Diskri-minanzfunktion verwendet wurde. Dieser Stichprobeneffekt vermindert sich zwar mit zunehmendem Umfang der Stichprobe, dennoch lässt sich eine bereinigte Trefferquote z.B. dadurch gewinnen, indem die Stichprobe in eine Mehrzahl von k Unterstichproben aufgeteilt wird, von denen man k-1 Unterstichproben für die Schätzung einer Diskrimmanzfunktion verwendet. Damit werden die Elemente der k-ten Unterstichprobe klassifiziert. Insgesamt erhält man k Diskrimanzfunktionen, deren Koeffizienten miteinander zu kombinieren sind. Auf ein derartiges Verfahren wurde im Rahmen dieser Arbeit jedoch verzichtet (vgl. hierzu ausführlich z.B. Crask, M.R./Perreault, W.D., 1977, S.60ff; Gebhardt, G., 1979, S.211ff; Backhaus, K. et al., 2000, S.171f).
Der kanonische Korrelationskoeffizient misst die Strenge des Zusammenhangs zwischen den Funktionswerten der Diskrimmanzfunktion und den Gruppen der abhängigen Variablen und somit den Anteil der Streuung zwischen den Gruppen an der gesamten Streuung (vgl. Brosius, F., 2002, S.690f).
Wilks’ Lambda ist ein inverses Gütemaß, so dass kleinere Werte eine höhere Trennkraft bedeuten. Wilks’ Lambda lässt sich dabei in eine probabilistische Variable transformieren, wodurch Wahrscheinlichkeits-aussagen über die Unterschiedlichkeit von Gruppen ermöglicht werden. Die statistische Signifikanzprüfung findet mit Hilfe des χ2-Wertes statt (vgl. Backhaus, K. et al., 2000, S.173f).
Gleichwohl ist die Interpretation der β-Gewichtung in der Regressionsanalyse nicht unproblematisch (vgl. hierzu ausführlich z.B. Werner, J., 1997, S.87ff).
Die standardisierten Koeffizienten sind analog zu den β-Werten der Regressionanalyse lediglich als Anhaltspunkte für die relative Bedeutung der Variablen zu verstehen (vgl. Janssen, J./Laatz, W., 2003, S.446).
Vgl. für dieses Verfahren ausführlich Brosius, F., 2002, S.696f. Des Weiteren wurde ein Signifikanztest (F-Test) auf Gleichheit der Gruppenmittelwerte vorgenommen, wobei mit Ausnahme der Krisenerfahrung und der wahrgenommenen Besonderheiten sämtliche Variablen hoch-signifikante Mittelwertunterschiede aufwiesen (vgl. Brosius, F., 2002, S.697f).
Vgl. zu diesem Verfahren ausführlich u.a. Backhaus, K. et al., 2000, S.212ff; Janssen, J./Laatz, W., 2003, S.450ff. Im Rahmen der vorliegenden Arbeit wurde als Selektionskriterium für die Aufnahme einer unabhängigen Variablen in das Modell das hierfür übliche Maß Wilks’ Lambda gewählt. Zu den Beschränkungen der automatischen Auswahlverfahren vgl. u.a. Brosius, F., 2002, S.714.
Vgl. Decker, R./Temme, T., 1999, S.314. Problematisch ist allerdings, dass auf jeder Auswahlstufe nur eine Variable aufgenommen bzw. eliminiert werden kann, wodurch mögliche Interaktionen zwischen noch nicht in der Diskriminanzfunktion enthaltenen Variablen keine Berücksichtigung finden. Für weitere Beschränkungen automatischer Auswahlverfahren vgl. u.a. Brosius, F., 2002, S.714.
Vgl. die Fragen 7.4 sowie 7.5 des zu Grunde liegenden Erhebungsinstrumentariums. Eine separate Durchführung einer weiteren multiplen Regressionsanalyse für die übrigen Unternehmen konnte ebenso nicht erfolgen, da eine vernünftig interpretierbare Gleichung zumindest doppelt so viele Beobachtungen wie einbezogene Variablen in der Regressionsgleichung erfordert (vgl. Backhaus, K. et al., 2000, S.61).
Vgl. hierfür die Ausführungen in Abschnitt 6.2.4.2.1, S.222ff der vorliegenden Arbeit.
Ähnlich argumentieren auch Wolf und Bufka, die zu analogen Ergebnissen kommen, wobei ihre Analysen sich allerdings auf Auslandsgesellschaften konzentrieren (vgl. Wolf, J., 1994, S.385f; Bufka, J., 1997, S.197ff sowie die dort jeweils angegebene Literatur).
Vgl. Hofstede, G., 2001, S.171ff.
Vgl. Hofstede, G., 2001, S.86ff.
Dabei wurde der Einfluss der Regressoren auf die Nutzungsintensität der Selbstabstimmungsinstramente getestet, wobei ein zu obiger Tabelle 32 analoges Resultat zum Vorschein kam. Die Modellvoraussetzungen für die Anwendung der Regressionsanalyse waren auch in diesem Fall gegeben. Für die detaillierten Ergebnisse dieser Rechnung sei auf Anhang IX verwiesen.
Vgl. Kieser, A./Kubicek, H., 1992, S.110.
Vgl. hierzu z.B. Greening, D.W./Gray, B., 1994, S.485ff; Meznar, M.B., 1996, S.164ff; Blumentritt, T.P., 1999, S.134ff. Berg kommt im Rahmen ihrer Untersuchung — in die sie lediglich bivariate Korrelationsbeziehungen mit einbezieht — bei einigen Public Affairs Instrumenten zwar zu positiven Beziehungen. Bei mehreren positiv postulierten Zusammenhängen ergeben sich bei ihr hingegen auch keine signifikanten Ergebnisse (vgl. Berg, N., 2003, S.291ff sowie 342ff).
Vgl. Greening, D.W./Gray, B., 1994, S.490.
Vgl. Meznar, M.B., 1993, S.168. Dabei sei an dieser Stelle nochmals daran erinnert, dass Bridging-Aktivitäten v.a. durch den Aufbau partnerschaftlicher Verknüpfungen — zu denen der direkte Kontakt gezählt werden kann — zur Vermeidung negativer Interventionen von Seiten verschiedener Interessengruppen dienen (vgl. hierzu die Ausführungen in Abschnitt 3.4, S.72ff der vorliegenden Arbeit). Zu einem analogen Ergebnis wie Meznar kommt Lusterman in seiner Analyse des internationalen Public Affairs Managements (vgl. Lusterman, S., 1985, S.25f).
Vgl. Meznar, M.B., 1993, S.89.
Vgl. Wolf, J., 1994, S.385ff; Bufka, J., 1997, S.196ff.
Vgl. Meznar, M.B., 1996, S.164ff.
Vgl. Wolf, J., 1994, S.385ff.
Vgl. Berg, N., 2003, S.344ff.
Vgl. Berg, N., 2003, S.345ff.
Vgl. Berg, N., 2003, S.295f.
Vgl. Miles, R.H., 1987, S.2ff.
Sonnenfeld, J.A., 1981, S.1ff; Bhambri, A., 1984, S.1ff; Bhambri, A./Sonnenfeld, J., 1984, S.334ff; Bhambri, A./Sonnenfeld, J., 1988, S.642ff.
Vgl. Bhambri, A./Sonnenfeld, J., 1984, S.336f.
So betrachtet Miles beispielsweise den koordinierenden Aspekt lediglich am Rande, die Kontrollebene fließt in seine Betrachtungen überhaupt nicht ein (vgl. Miles, R.H., 1987, S.1ff). Auch bei Bhambri/Sonnenfeld findet der Kontrollbereich keine Berücksichtigung (vgl. Bhambri, A./Sonnenfeld, J., 1984, S.334ff). Fleisher, der den Kontrollbereich intensiv analysiert, thematisiert die branchenspezifischen Besonderheiten in seiner Untersuchung ebenso nicht näher (vgl. Fleisher, C.S., 1992, S.1ff; Fleisher, C.S., 1993, S.139ff).
Vgl. Meznar, M.B., 1996, S.158f; Berg, N., 2003, S.104ff. Da Meznar lediglich die Frage der Dezentralisierung thematisiert, kann seine Untersuchung als Vergleichsmaßstab an dieser Stelle nicht herangezogen werden.
Vgl. Wolf, J., 1994, S.367ff.
Gleichwohl mögen die Ergebnisse v.a. im Hinblick auf den Vergleich zur Analyse der rein landesspezifischen Nutzung der Koordinationsinstrumente in Abschnitt 6.2.4.2.3, S.226ff auf den ersten Blick überraschen. Aufgrund der wesentlich höheren Streuung seitens der deutschen Unternehmen sowie der Tatsache, dass es sich im Rahmen des Gesamtmodells um eine aggregierte Betrachtung handelte, sind analoge Resultate nicht zwangsläufig zu erwarten. Außerdem sei wiederholt daran erinnert, dass die Operationalisierung im Rahmen des Gesamtmodells von der Nationalitätsbetrachtung der komparativanalytischen Überprüfung abwich.
Vgl. Wolf, J., 1994, S.192ff sowie die dort angegebene Literatur.
Vgl. hierfür z.B. Josephs, R., 1990, S.18; Taguchi, J., 1995, S.35f.
Vgl. stellvertretend hierfür Inoue, T., 2003, S.68ff.
Auf nationalitätsbezogene Differenzen bei einzelnen sozio-politischen Interessengruppen wurde bereits ausführlich im Rahmen des komparativ-analytischen Teilbereiches eingegangen (vgl. hierfür den Abschnitt 6.2, S. 164ff der vorliegenden Arbeit).
Vgl. Greening, D.W./Gray, B., 1994, S.477f; Greening, D.W./Johnson, R.A., 1997, S.334ff.
Vgl. Oliver, C., 1991, S.166ff; Greening, D.W./Gray, B., 1994, S.489.
Mitroff, I.I./Shrivastava, P./Udwadia, F.E., 1987, S.285.
Vgl. Greening, D.W./Gray, B., 1994, S.489f.
Vgl Walker, J.L., 1983, S.390ff; Greening, D.W./Gray, B., 1994, S.476.
Vgl. Greening, D.W./Gray, B., 1994, S.487. Die beiden Autoren fanden allerdings keine Bestätigung ihrer Konfigurationshypothese, so dass ihren Ausführungen zufolge der wahrgenommene Druck keinen Einfluss auf die Institutionalisierung ausübt (vgl. Greening, D.W./Gray, B., 1994, S.488).
Vgl. Meznar, M.B., 1993, S.164ff.
Vgl. Katz, D./Kahn, R.L., 1978, S.131; Meznar, M.B., 1993, S.86f.
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Weiser, A. (2004). Darstellung der Untersuchungsergebnisse. In: Public Affairs Management in Japan. Wirtschaftswissenschaft. Deutscher Universitätsverlag, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-322-81146-2_6
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