Zusammenfassung
In Unterkapitel 7.3 ist das Verfahren DCC vorgestellt worden, das eine konjunktiv-kompensatorische Entscheidungsregel unterstellt und dekompositionell vorgeht. Aufgrund der theoretischen Überlegungen weist es verschiedene Vorteile auf. Seine Güte kann aber letztlich nur durch empirische Studien bestimmt werden. Als drittes Kernziel der vorliegenden Arbeit wird daher die neu entwickelte Methode einem empirischen Vergleich mit etablierten Verfahren unterzogen. Als Referenzpunkt für die Ergebnisgüte der neuen Methode dient die wahlbasierte Conjoint-Analyse in verschiedenen Varianten. Sie ist die Präferenzstrukturmessungsmethode, die inzwischen in der Marktforschungspraxis am häufigsten eingesetzt wird,1 und kann daher als die relevanteste Methode für einen Verfahrensvergleich angesehen werden. Als weitere Vergleichsmethode wird die Stapelverarbeitung RSS herangezogen, die in Unterkapitel 6.1 vorgestellt wurde. Damit wird überprüft, ob auch ein rein nicht-kompensatorischer Ansatz statt des zweistufigen DCC schon für eine zufrieden stellende Validität ausreicht.
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Notes
Vgl. Unterkapitel 5.4.
Ermittelt aus GfK (2001).
Ermittlelt aus GfK (2001 ), dabei wurde Kim als Marke von Aldi-Süd mit eingerechnet.
Ermittelt aus GfK (2001).
Ja! wird u. a. in den Märkten Rewe, nahkauf, HL, miniMAL, toom und KAFU angeboten.
Ermittelt aus GfK (2001). Eine Näherung war wegen der zwischenzeitlichen Umstellung von DM in Euro erforderlich.
Im Interview waren die Abbildungen farbig.
Quellen dieser Marktanalyse waren das Zahncreme-Angebot in diversen Drogerien und Supermärkten unterschiedlicher Größe, die Websites der Anbieter-Firmen und Produktbeurteilungen durch Verbraucher bei www.doyoo.de.
Vgl. GfK (2001).
Anders als bei Tomatenketchup wurde auf eine vierte Preisstufe verzichtet, da eine solche in der Konstellation der übrigen Attributsausprägungen zu 6*3*3=54 zusätzlichen möglichen Stimuli geführt hätte.
Vgl. Hensel-Börner (2000), S. 32, und die dort angegebene Literatur.
Haushaltsführende Personen (14 bis 65 Jahre) in Deutschland nach Geschlecht, Alter und Haushaltsgröße, vgl. Axel Springer Verlag (2001); Haushaltsgröße und Altersgruppen im früheren Bundesgebiet, vgl. Statistisches Bundesamt (2000); Schulbildung der Hamburger Wahlbevölkerung, vgl. Statistischem Landesamt Hamburg (1997); Schulbildung der erwachsenen Wohnbevölkerung in Deutschland, vgl. ZUMA (2000).
Vgl. Sattler/Hensel-Börner/Krüger (2001 ).
Bei Tomatenketchup könnten die Präferenzen im Sommer (Grillsaison) eventuell anders ausgeprägt sein. Bei Zahncreme ist kein Saison-Effekt zu vermuten.
Vgl. Wittink/Bergestuen (2001), bspw. angewendet von Albrecht (2000), S. 228.
Bspw. wenden Strebinger/Hoffmann/Schweiger/Otter (2000) ein pareto-optimales Holdout-Set an. Zufällig konstruierte Holdouts wurden bspw. von Voeth (2000), S. 242, und in der Pay-TV-Studie (vgl. Kapitel 6) eingesetzt.
Nur jeweils ein Holdout-Set legen bspw. Hensel-Bömer (2000) und Ernst (2001) vor, deren Schwerpunkt nicht auf der Validierung der Kaufentscheidungsprognose liegt. Albrecht (2000) untersucht zwei. Es sei daraufhingewiesen, dass insbesondere in nicht methodisch orientierten Untersuchungen häufig ganz auf Holdouts verzichtet wird, vgl. bspw. Swoboda (2000) oder Müller/Kesselmann (1994).
Kaufentscheidungsinvolvement wurde unter Verwendung einer eigenen Übersetzung der von Ratchford (1987) validierten Skala erhoben, vgl. Abschnitt 2.4.1. Ratchford weist ein Cronbachs a von 0,77 aus. Hier wurden allerdings deutlich niedrigere Reliabilitätswerte erreicht: bei Tomatenketchup 0,52 und bei Zahncreme 0,47. Diese Werte können aufgrund der geringen Anzahl an Items als gerade noch akzeptabel angesehen werden, vgl. Völckner (2003), S. 174, und die dort angegebene Literatur.
Vgl. Zaichowsky (1985), S. 345; Ratchford (1987), S. 31.
Dies entspricht dem Vorgehen von Alba (1983).
Alba (1983) bezeichnet Werte ab 5 als hohe Vertrautheit.
Als Vergleich wurden die Kategorien Eiscreme, Tiefkühlgemüse, Körperpflege, Düfte, Röstkaffee und Schokolade aus Hallermann (2001) herangezogen.
Gemäß den Erkenntnissen aus Unterabschnitt 3.3.1.2 ist dies eine sehr hohe Zahl. Da aber nicht nur aggregierte, sondern auch individuelle Schätzungen durchgeführt werden sollen, ist sie dennoch sinnvoll.
Vgl. Orme (2000c).
Diese Schulnoten-Skala wurde für die Auswertung umgedreht, um eine intuitive Belegung der Teilnutzen (mehr ist besser) zu erhalten.
Vgl. Böcker (1986), S. 569; Gensch/Soofi (1995).
Der Nutzen derartiger Information soll beispielhaft anhand zweier Auswertungen illustriert werden: a) Die 210 Probanden, die Gel nicht als inakzeptabel eingestuft haben, unterscheiden sich nicht wesentlich von der gesamten Stichprobe bezüglich der Akzeptanz der Marken. Dies ist eher überraschend, da Signal stark den Gel-Bereich bewirbt (aber keine höhere Akzeptanz unter den Gel-akzeptierenden Personen hat) während Elmex/Aronal bisher kein Gel anbietet (aber keine geringere Akzeptanz innerhalb dieser Gruppe hat). Unterschiede gibt es aber in der Verpackungsform: nur 35 % der Gel-Akzeptierer haben alle Spender-Konzepte aussortiert, während es 69 % in der Gegengruppe waren. Die Akzeptanz von Gel geht demnach überdurchschnittlich oft mit einer Akzeptanz von Spendern einher. b) Von der überwiegenden Mehrheit der Probanden, die classic akzeptiert, schließt nur 9 % den hohen Preis immer aus. Bei den 30 Probanden, die classic ablehnen, sind es dagegen 37 %. Ein hoher Preis ist also nur in einem Spezialsegment ein Ausschlusskriterium.
Vgl. Böhler (1992), S. 91.
Die Dimensionen sind eine Auswahl auf Basis der auf S. 99 dargestellten Quellen.
Auch eine Auswertung der offen erhobenen Anmerkungen zum Interviewverlauf (vgl. Seite 169) zeigen ein ähnliches Bild. Am DCC-Interview wird zwar von mehreren Befragten die hohe Anzahl an Karten kritisiert, es kommen aber bei dieser Erhebungstechnik deutlich mehr spontane positive Anmerkungen zum Interview als bei der CBC-Variante.
Test beschrieben in Keller/Warrack/Bartel (1990), S. 403. Der McNemer-Test ist wegen der getrennten Teilstichproben hier nicht anwendbar.
Vgl. Hensel-Börner (2000), S. 172 f.
Vgl. z. B. Lenk/DeSarbo/Green/Young (1996); Allenby/Arora/Ginter (1995) und die Ergebnisse der Pay-TV-Studie (Unterkapitel 6.4).
Für die Bereitstellung der Daten bedankt sich die Autorin bei der GfK-Marktforschung, namentlich bei Herrn Siegfried Högl.
Vgl. Hammann/Erichson (2000), S. 462 f.
Vgl. Srinivasan/deMaCarty (1998), S. 3.
Vgl. Orme (2000b), S. 12-5.
Vgl. Little (1975), S. 650 ff.
Anteil an verkauften Einheiten in 2001 ermittelt aus GfK (2001) (Basis: 13.320 Einheiten).
Laut Lebensmittelzeitung vom 20. 3. 2003 ist Heinz in 2002 in der Tat Marktfuhrer, es wird aber nicht angegeben, ob sich dies auf Einheiten, Volumen oder Umsatz bezieht. Letzteres erscheint aufgrund des Artikelkontextes am wahrscheinlichsten. Daher ist diese Information zur Klärung des Einheitsmarktanteils nicht hilfreich.
Anteil an verkauften Einheiten in 2001 (Basis: 40.052 Einheiten) ermittelt aus GfK (2001).
Zusätzliche Kriterien außer den empirischen Maßen (Komplexität, erforderliche Technik, Auswertungsmöglichkeiten) werden in der abschließenden Diskussion in Kapitel 9 in die Ableitung von Empfehlungen integriert.
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Hartmann, A. (2004). Empirischer Vergleich. In: Kaufentscheidungsprognose auf Basis von Befragungen. Marken- und Produktmanagement. Deutscher Universitätsverlag. https://doi.org/10.1007/978-3-322-81742-6_8
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DOI: https://doi.org/10.1007/978-3-322-81742-6_8
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