Zusammenfassung
In Analogie zum Aufbau des theoretischen Teils der Arbeit gliedert sich der empirische Teil grundsätzlich in zwei Teile. Einerseits sollen die Hypothesen über die Determinanten der Flächenproduktivität empirisch überprüft werden, andererseits werden auf Basis empirischer Nachfrageelastizitäten Marktreaktionsmodelle entwickelt. Entsprechend der Zielsetzung und Grundkonzeption der Arbeit als Mehr-Ebenen-Ansatz sollen diese beiden Auswertungsschritte sowohl auf der Filial- als auch der Warengruppenebene durchgeführt werden, so daß sich insgesamt eine vierfache Untergliederung des empirischen Teils ergibt.
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Literatur
Vgl. Kube,C., Erfolgsfaktoren, a.a.O., S.52–53; Fritz,W., Unternehmensführung, a.a.O., S.116; Jacobs,S., Strategische Erfolgsfaktoren der Diversifikation, Wiesbaden 1992, S.195–196.
Vgl. Fritz,W., Unternehmensführung, a.a.O., S.115.
Statt von Kausalmodellen wird in der Literatur auch von Simultan-oder Strukturgleichungsmodllen, Dependenzmodellen, Pfadmodellen oder Kovarianzstrukturanalysen gesprochen. Vgl. Pfeifer,A., Schmidt, P., LISREL. Die Analyse komplexer Strukturgleichungsmodelle, Stuttgart 1987, S.S.
Vgl. zum konfirmatorischen Charakter kausalanalytischer Modelle Backhaus,K., Erichson,B., Plinke,W., Weiber,R., Multivariate Analysemethoden, 7.Auf I., Berlin et al. 1994, S.409–424 (im folgenden zitiert als Backhaus,K. et al., Multivariate Analysen).
SPSS (Superior Performing Statistical Software) stellt das in den Wirtschafts-und Sozialwissenschaften am weitesten verbreitete Softwareprogramm zur Datenverarbeitung und Datenanalyse dar. (C)NLR ist die einzige unter SPSS verfügbare Prozedur zur Schätzung nicht-linearer Modelle unter Verwendung metrischer Variablen. (C)NLR bietet dem Anwender zahlreiche Optionen zur flexiblen Anpassung des nicht-linearen Regressionsmodells an die spezifischen Zielsetzungen der jeweiligen Untersuchung. Aus diesem Grunde erfolgte die Entscheidung zugunsten der Prozedur (C)NLR. Vgl. Schubö,W., Uehlinger,H.M., Perleth,C., Schröger,E., Sierwald,W., SPSS Handbuch der programmversion 4.0 und SPSS-X 3.0, Stuttgart 1991, S.2 und 471–485 (im folgenden zitiert als Schubö,W.et.al., SPSS).
Vgl. bezüglich der Notwendigkeit von Kundenbefragungen auf Filialebene zur Aufdeckung von Erfolgsfaktoren im Handel Hildebrandt,L.et.al., Erfolgsfaktorenanalyse, a.a.O., S.18–19; Kube,C., Erfolgsfaktoren, a.a.O., S.57–58.
Die Befragung wurde als Grundlagenstudie konzipiert und umfaßt somit zahlreiche, über den Gegenstand der vorliegenden Arbeit hinausgehende Aspekte des Warenhaus-Marketing. Auf Grundlage der räumlichen Struktur des Filialnetzes sowie der Umsatzbedeutung der Filialen erfolgte eine bundesweit disproportional geschichtete Zufallsauswahl der Befragten. Vgl. zu den Merkmalen einzelner Auswahlverfahren im allgemeinen Meffert,H., Marketingforschung, a.a.O., S.189–195 sowie zur disproportional geschichteten Zufallsauswahl im besonderen Holm,K., Die Befragung, Band 1, München 1975, S.151.
Vgl. Tietz,B., Einzelhandelsperspektiven, a.a.O., S.23–27.
Vgl. o.V., Warenhaus-Konzerne: Der Bazillus des Pessimismus, a.a.O., S.63–64.
Vgl. zu den Auswertungsprozeduren der Faktoren-, Cluster-und Diskriminanzanalyse u.a. Schubö,W.et.al., SPSS, S.282–290, S.307–321, S.330–341; Backhaus,K.et al., Multivariate Analysen, a.a.O., S.90–163, S.188–321.
Das von Karl G. Jöreskog und Dag Sörbom entwickelte Auswertungsprogramm LISREL gilt als eines der wichtigsten und insbesondere leistungsfähigsten kausalanalytischen Verfahren. Vgl. hierzu Förster,F., Fritz,W., Silberer,G., Raffee,H., Der LISREL-Ansatz der Kausalanalyse und seine Bedeutung für die Marketing-Forschung, in: ZfB, 54.Jg., 1984, Nr. 4, S.346 f.; Jöreskog,K.G., Sörbom,D., LISREL 7 - A Guide to the Program and Applications, SPSS Inc.(Hrsg.), 2.Aufl., Chicago 1989 (im folgenden zitiert als Jöreskog,K.G., Sörbom,D., LISREL 7); o.V., SPSS LISREL 7 and PRELIS User’s Guide and Reference, SPSS Inc.(Hrsg.), Chicago 1990; Backhaus,K.et.al., Multivariate Analysen, a.a.O., S.322–432.
Vgl. zu nicht-linearen Regressionsmodellen Rönz,B., Förster,E., Regressions-und Korrelationsanalyse. Grundlagen - Methoden - Beispiele, Wiesbaden 1992, S.283–299 und zur Prozedur NLR Norusis,M.J., SPSS Advanced Statistics User’s Guide, SPSS Inc.(Hrsg.), Chicago 1990, S.208–225; Schubö,W.et.al., SPSS, a.a.O., S.471–485.
Vgl. zu den kausalanalytischen Standardsoftwarepaketen Fritz,W., Unternehmensführung, a.a.O., S.115.
Vgl. u.a. Bagozzi,R.P., Causal Models in Marketing, a.a.O.; Fritz,W., Marketing - ein Schlüsselfaktor des Unternehmenserfolges ? Eine kritische Analyse vor dem Hintergrund der empirischen Erfolgsfaktorenforschung, a.a.O.; Homburg,C., Exploratorische Ansätze der Kausalanalyse als Instrument der Marketingplanung, Frankfurt/Main, 1989, S.16 f..
Vgl. Jöreskog,K.G., Sörbom,D., LISREL 7, a.a.O., S.III-VI.
Vgl. Hildebrandt,L., Rudinger,G., Schmidt, P., Strukturgleichungsmodelle zur Kausalanalyse, in: Kausalanalysen in der Umweltforschung. Beiträge eines Methodenworkshops am Wissenschaftszentrum Berlin, Hildebrandt,L., Rudinger,G., Schmidt,P.(Hrsg.), Stuttgart 1992, S.3–14.
Dies wird in Abbildung 11 durch die Faktorladung von 1 und den Meßfehler (Epsilon) von Null deutlich. Vgl. zur Möglichkeit, Beziehungspfade und/oder Meßfehler aufgrund theoretischer Überlegungen ex ante vorzugeben Backhaus,K.et.al., Multivariate Analysen, a.a.O., S.358–362. Der neben den Strukturpfaden ebenfalls auf die Flächenproduktivität weisende Pfeil (Zeta) ist als Residualvariable der endogenen Flächenproduktivität ein Maß für die durch die exogenen Konstrukte des Strukturmodells nicht erklärte Varianz der Flächenproduktivität. Je kleiner dieser Wert ausfällt, desto höher ist die Bestimmungskraft der exogenen Konstrukte zur Erklärung der Flächenproduktivität.
Vgl. zu einer ähnlichen Vorgehensweise u.a. Hildebrandt,L.et.al., Erfolgsfaktorenanalyse, a.a.O., S.18–25 sowie Kirchgeorg,M., Ökologieorientiertes Unternehmensverhalten, Wiesbaden 1989, S.188 ff. In beiden Fällen werden LISREL-Gesamtmodelle durch Zerlegung entweder der exogenen oder der endogenen Variablenstruktur in Teilmodelle aufgespalten und anschließend bezüglich der aufgedeckten Wirkungsbeziehungen gegenübergestellt. Während Hildebrandt und Trommsdorff die exogene Variablenkonfiguration zerlegen, spaltet Kirchgeorg die endogene Variablenstruktur in zwei Teilmodelle auf.
Vgl. zur Berechnung der Freiheitsgrade sowie zum Problem der Identifizierbarkeit von LISRELModellen Backhaus,K. et.al., Multivariate Analysen, a.a.O., S.381 f.; Jöreskog,K.G., Sörbom,D., LISREL 7, a.a.O., S.16–18. Die Programmversion 7 prüft automatisch mehrere Bedingungen der Identifizierbarkeit eines LISREL-Modells und weist durch entsprechende Warnmeldungen auf Schwierigkeiten bei der Identifizierung hin. Aus diesem Grunde soll an dieser Stelle nicht näher auf Prüfkriterien der Identifizierbarkeit eingegangen werden.
Vgl. zu den Anwendungsvoraussetzungen sowie den Vor-und Nachteilen der unter LISREL 7 verfügbaren Schätzverfahren ausführlich Jöreskog,K.G., Sörbom,D., LISREL 7, a.a.O., S.2027; Fritz,W., Unternehmensführung, a.a.O., S.118–120.
Maximum-Likelihood (ML) und Generalized-least-Squares (GLS).
Vgl. zur Schiefe und Wölbung (Kurtosis) als Kriterien zur Beurteilung von Abweichungen von der Normalverteilung eines Parameters Sachs,L., Angewandte Statistik. Planung und Auswertung - Methoden und Modelle, Heidelberg 1974, S.81–86.
Die Überprüfung der Normalverteilungsprämisse anhand der Kriterien Schiefe und Kurtosis wurde im Rahmen der Prozedur PRELIS durchgeführt. Dieses Programm diente ebenfalls der Berechnung von Korrelationsmatritzen als Eingabedaten der LISREL-Analysen. Vgl. zur Prozedur PRELIS o.V., SPSS LISREL 7 and PRELIS User’s Guide and Reference, a.a.O., S.C1C14.
Vgl. hierzu und im folgenden Backhaus,K.et.al., Multivariate Analysen, a.a.O., S.282–294.
Zur Sicherstellung einer ausreichenden Indikatiorreliabilität werden in der Literatur in Abhängigkeit von der Stichprobengröße unterschiedliche Mindestkorrelationen genannt. Für den Stichprobenumfang der Kundenbefragung von N=5.842 wird eine multiple Korrelation von mindestens 0,30 für ausreichend erachtet. Die wesentlich kleinere Stichprobengröße der Geschäftsführerbefragung (N=70) erfordert diesbezüglich eine Mindestkorrelation von 0,80. Vgl. Balderjahn,l., Das umweltbewußte Konsumentenverhalten, Berlin 1986, S.117.
Hinsichtlich einer Mindestgröße des DTC zur Gewährleistung einer noch ausreichenden Reliabilität der Strukturbeziehungen eines LISREL-Modells herrscht in der Literatur Uneinigkeit. Während beispielsweise Backhaus et al. einen DTC von 0,645 als gerade noch akzeptabel erachten, halten Hildebrandt und Trommsdorff die Gesamtmodellreliabilität, unter bestimmten Anwendungsbedingungen, auch bei einem DTC von lediglich 0,01 noch für ausreichend. Vgl. Backhaus,K.et.al., Multivariate Analysen, a.a.O., S.399; Hildebrandt,L.et.al., Erfolgsanalysen, a.a.O., S.21–25.
Die Anpassungsgüte von Kausalmodellen wird in der Literatur i.d.R. dann als ausreichend bewertet, wenn die GFI- und AGFI-Werte größer als 0,90 und der RMR-Wert kleiner als 0,10 ist. Vgl. Fritz,W., Unternehmensführung, a.a.O., S.126 sowie die dort zitierte Literatur.
Vgl. Jöreskog,K.G., Sörbom,D. LISREL 7, a.a.O., S.43; Backhaus,K.et.al., Multivariate Analysen, a.a.O., S.400.
Vgl. Kube,C., Erfolgsfaktoren, a.a.O., S.53.
Vgl. zu diesem und anderen Algorithmen zur Schätzung nicht-linearer Modelle Fox,J., Linear Statistical Models and related Methods, New York 1984; Draper,N.R., Smith,H., Applied Regression Analysis, 2.Aufl., New York 1981.
Vgl. hierzu und im folgenden Hartung,J., Elpelt,B., Klösener,K.H., Statistik. Lehr-und Handbuch der angewandten Statistik, 4.Aufl., München 1985, S.642–660; Gülicher,H., Zeitreihenanalyse, S.2/13–2/17.
Vgl. GOlicher,H., Zeitreihenanalyse, a.a.O., S.2/14. Zur Abbildung eines ähnlichen Funktionsverlaufs ohne die der logistischen Trendfunktion eigene Symmetrie kann auf eine Gompertz-Funktion zurückgegriffen werden. Da ex ante keine theoretisch fundierten Hypothesen zur Symmetrie der unterstellten Marktreaktionsfunktionen vorlagen, wurde für die entsprechenden Anwendungen in der vorliegenden Arbeit die Marktreaktionsfunktionen auf Basis beider Funktionstypen geschätzt. In allen Fällen ergaben sich auf Basis der GompertzFunktion schlechtere Bestimmtheitsmaße, so daß im folgenden lediglich die Ergebnisse auf Grundlage des logistischen Funktionstyps wiedergegeben werden.
Vgl. zur Interpretation des Bestimmtheitsmaßes bei der Prozedur NLR Norusis,M.J., SPSS Advanced Statistics User s Guide, a.a.O., S.213–214.
Vgl. zur Verwendung des LISREL-Ansatzes als exploratives Datenanalyseinstrument Backhaus,K.et.al., Multivariate Analysen, a.a.O., S.417–424 sowie zu einer empirischen Anwendung Kube,C., Erfolgsfaktoren, a.a.O., S.185–227.
Allen LISREL-Modellen dieser Arbeit liegen standardisierte, metrisch skalierte Variablen als Eingangsdaten zugrunde (vgl. hierzu die entsprechenden Fragebögen im Anhang 1 und 3). Bezüglich der verwendeten Rating-Skalen wird angenommen, daß die Befragten gleiche Abstände zwischen den Skalenwerten wahrnehmen, so daß faktisch von einer Intervallskalierung ausgegangen werden kann. Vgl. hierzu Meffert,H., Marketingforschung, a.a.0., S.185. Alle mittels Rating-Skalen erhobenen Variablen sind in den Abbildungen als subjektive Einschätzungen der Filialgeschäftsleitung bzw. der befragten Kunden gekennzeichnet.
Die Einwohnerzahlen zum 30.6.1989 wurden dem statistischen Jahrbuch des Statistischen Bundesamtes entnommen. Die Kaufkraftdaten stammen aus dem Kaufkraftbindungsatlas von Infas. Da sich die Kaufkraft auf das Basisjahr 1986 bezieht, wurde unter Zugrundelegung der Entwicklung des Preisniveaus sowie der Einwohnerzahl im Zeitraum 1986 bis 1989 eine Kaufkraftberechnung für das Jahr 1989 durchgeführt. Vgl. o.V., Statistisches Jahrbuch 1991 für das vereinigte Deutschland, Wiesbaden 1991, S.55–62; o.V., Kaufkraftbindungsatlas ‘88, Infas (Hrsg.), a.a.0.
Vgl. Mangold,H.G., Die Absatzpolitik der deutschen Warenhaus-Gesellschaften, Betriebswirtschaftliche Schriften, Heft 47, Berlin 1969, S.21.
Vgl.Simon,H., Preismanagement, a.a.O., S.346–356 und 526–539.
Die Korrelationen der exogenen Konstrukte liegen alle unter 0,20. In Abbildung 13 und allen folgenden Abbildungen empirischer LISREL-Modelle werden zur besseren Qbersichtlichkeit die Korrelationen zwischen den exogenen Konstrukten erst ab einer Mindestgröße von 0,40 eingezeichnet. Vgl. zu diesem Vorgehen Bolz,J., Wettbewerbsorientierte Standardisierung der internationalen Marktbearbeitung, Diss.Darmstadt 1992, S.86.
Vgl. Ahlert,D., Olbrich,R., Strategische Erfolgsforschung im Lebensmitteleinzelhandel und ihre Bedeutung für Handelsmanagement, Industrie und Wettbewerbspolitik, in: Handelsforschung 1993/94, Trommsdorff,V.(Hrsg.), Wiesbaden 1993, S.61–78.
Dieser Operationalisierung liegt das Lebenszykluskonzept für Betriebsformen im Einzelhandel im Sinne des Ladenverschleißes (store erosion) zugrunde. Vgl. Berger,S., Ladenverschleiß (Store Erosion). Ein Beitrag zur Theorie des Lebenszyklus von Einzelhandelsgeschäften, a.a.O., S.28–180.
Vgl. Ahlert,D., Schröder,H., “Erlebnisorientierung” im stationären Einzelhandel. Eine Aufgabe des evolutionären Handelsmanagements, in: Marketing ZFP, 12.Jg., 1990, Heft 4, S.221–229.
Vgl. zu den Effekten der Sonderangebotspolitik Berekoven,L., Einzelhandelsmarketing, a.a.O., S.208–212.
Zu diesem Ergebnis kommt auch Patt, der ebenfalls den Einfluß der Betriebstypenstrategie auf den Handelserfolg empirisch fundieren konnte. Vgl. Patt,P.J., Erfolgsfaktoren, a.a.O., S.144–154.
Die Erhebung differenzierter Zielgruppenmerkmale wird in dem Augenblick notwendig, wenn Warenhäuser diese Zielgruppen auch durch unterschiedliche Leistungsangebote differenziert bearbeiten können. Ein solchermaßen zielgruppenspezifisches Marketing ist beispielweise durch die konsequente Umsetzung eines Shop-in-the-Shop Konzeptes für die wesentlichen Warengruppen eines Warenhauses möglich. Das hierbei zu realisierende Angebot sehr heterogener Sortiments-und Ladenbaukonzepte unter einem Dach bei gleichzeitiger Verwendung eines einheitlichen Markennamens ist der differenzierten, zielgruppenspezifischen Produktpolitik im Konsumgüterbereich vergleichbar. Vgl. zur Umsetzung eines solchen Shop-in-theShop Konzeptes bei Warenhäusern Hasselgren,R., Retailing and Department Stores in Sweden: Local Problem or Global Opportunity for Renewal, in: Dimensions of International Business, o.Jg., 1992, No.7, S.65–72.
Vgl. Meffert,H., Marketing, a.a.O., S.443–444.
Bei der Operationalisierung des Einsatzes der kommunikationspolitischen Instrumente wurde mit Ausnahme des persönlichen Verkaufs ausschließlich auf den Aspekt der Intensität abgestellt. Die Erfassung der Qualität kommunikativer Aktivitäten hätte bei einer Messung auf der Geschäftsführungsebene nicht nur eine relativ geringe Validität aufgrund subjektiv verzerrter Wahrnehmungen zur Folge gehabt, sondern darüber hinaus den Erhebungsaufwand deutlich erhöht. Vgl. Kroeber-Riel,W., Konsumentenverhalten, a.a.O., S.267 ff..
Vgl. zu einer ähnlichen, wenngleich noch umfassender angelegten Operationalisierung des persönlichen Verkaufs Patt,P.J., Erfolgsfaktoren, a.a.O., S.176..
Vgl. zur Preiswahrnehmung und -verarbeitung im Einzelhandel ausführlich Müller-Hagedorn,L., Handelsmarketing, a.a.O., S.203–239.
Dieser Zusammenhang ist nicht zuletzt eine Folge der im Rahmen der Werbebudgetierung im Einzelhandel weit verbreiteten “Prozent vom Gewinn” Methode. Bei dieser Methode wird die Höhe des Kommunikationsbudgets in Abhängigkeit von der Ertragslage der Vorperiode bestimmt. Vgl. Hansen,U., Einzelhandelsmarketing, a.a.O., S.398–402.
Vgl. Menge,R.G., Geschäftsraumnutzung, a.a.O., S.23–27.
Vgl. Menge,R.G., Geschäftsraumnutzung, a.a.O., S.23–27. Insbesondere die bei Menge zitierten Flächenproduktivitäten im Lebensmittel-, Drogerie-, Uhren und Schmuck-sowie Möbeleinzelhandel zeigen, daß zumindest in diesen Branchen die Produktivitätswirkung der Verkaufsflächengröße differenziert beurteilt werden muß. Im Rahmen einer kategorialen Branchendurchschnittsbetrachtung zeigen kleinere Verkaufsflächen bei Menge jeweils eine höhere Flächenproduktivität als große Outlets. Den Analysen liegen die Betriebsvergleichsergebnisse des Instituts für Handelsforschung an der Universität Köln zugrunde.
Die zentralisierte Entscheidungsstruktur in Warenhäusern ist in erster Linie auf den engen Zusammenhang zwischen der generellen Sortimentsstrategie und der Preislagenstrategie zurückzuführen. Vgl. Wehrle,F., Marketingplanung, a.a.O., S.213–215.
Grundlegendes Merkmal der Sonderangebotspolitik ist das preislich reduzierte, zeitlich und mengenmäßig begrenzte Angebot einer oder mehrerer Waren. Vgl. hierzu sowie zu den relevanten Bestimmungsfaktoren der Sonderangebotspolitik im Handel Tietz,B., Der Handelsbetrieb, a.a.O., S.370.
Vgl. Falk,B.R., Wolf,J., Handelsbetriebslehre, a.a.O., S.193.
Vgl. Müller-Hagedorn,L., Handelsmarketing, a.a.O., S.215–219.
Vgl. zu diesen Studien Müller-Hagedorn,L., Handelsmarketing, a.a.O., 5.249 f. sowie die dort zitierte Literatur.
Vgl. Hasselgren,R., Retailing and Department Stores in Sweden: Local Problem or Global Opportunity for Renewal?, a.a.O., S.70–73; Meffert,H., Warenhäuser, a.a.O., S.27–28.
Vgl. Leismann,U., Integrationstendenzen in Warenwirtschaftssystemen, a.a.O., S.43–47; Groß-Blotekamp,D., Aufbau eines Informationssytems im Einzelhandel, in: ZO, Jg.49, Nr.7, 1980, S.230–234; Biethan,J., Konzeption eines ganzheitlichen Informationssystems für kleine und mittlere Einzelhandelsbetriebe, in: ZfP, Nr.1, 1990, S.127–144.
Vgl. Patt,P.J., Erfolgsfaktoren, a.a.O., S.68–71.
Vgl. Patt,P.J., Erfolgsfaktoren, a.a.O., S.194–198.
Vgl. Leismann,U., Integrationstendenzen in Warenwirtschaftssystemen, a.a.O., S.46.
Vgl. Wehrle,F., Marketingplanung, a.a.O., S.239–259 sowie Bruckhaus,M., Die Organisation der Kaufhof AG, a.a.0., S.492–501.
Vgl. Meffert,H., Warenhäuser, a.a.O., S.27–28.
Vgl.Hildebrandt,L.et.al., Erfolgsfaktorenanalyse,a.a.0., S.16–17.
Unter Carrover-Effekten wird allgemein der Einfluß des Absatzniveaus der Vorperiode auf das aktuelle Absatznieveau verstanden. In diesem Sinne beeinflußt der Einsatz der Marketinginstrumente der Vorperiode indirekt auch die Flächenproduktivität der kommenden Perioden. Vgl. o.V., Vahlens Großes Marketing Lexikon, Diller,H.(Hrsg.), a.a.O., S.140, Sp.1.
Vgl. Müller-Hagedorn,L., Das Konsumentenverhalten. Grundlagen für die Marktforschung, Wiesbaden 1986, S.66–72.
Für diese Itembatterie wurde ein Reliabilitätstest auf der Grundlage von Cronbach’s Alpha durchgeführt. Dieses Zuverlässigkeitsmaß kann Werte zwischen 0 und 1 annehmen. Koeffizienten nahe 1 signalisieren nur geringe Meßfehler. Der Test ergab einen sehr guten Wert von 0,914. Vgl. Heidenreich,K., Grundbegriffe der Meß-und Testtheorie, in: Sozialwissenschaftliche Methoden, Roth,E. (Hrsg.), München 1984, S.365 ff..
Vgl. zur Anwendung dieses Verfahrens ausführlich Backhaus,K.et.al., Multivariate Analysen, a.a.0., S.188–259.
Vgl. zur Anwendung des Kaiser-Kriteriums Meffert,H., Marketingforschung, a.a.0., S.264.
Vgl. zu dieser Einschätzung die empirischen Ergebnisse bei Meffert,H., Marketingforschung, a.a.O., S.265.
Zur Messung der Imagefaktoren im LISREL-Modell aus Abbildung 22a/b wurden nicht die Faktorwerte der Faktorenanalyse verwendet, weil insbesondere die zwischen den 5 Imagefaktoren bestehenden Wechselwirkungen durch das LISREL-Modell aufgedeckt werden sollten. Bei einer Verwendung der Faktorwerte als Meßindikatoren hätten diese Korrelationen definitionsgemäß den Wert Null angenommen. Vgl. zum Fundamentaltheorem der Faktorenanalyse und der Unabhängigkeit der extrahierten Faktoren Backhaus,K.et.al., Multivariate Analysen, a.a.O., S.207–209.
Vgl. hierzu und im folgenden Meffert,H., Marketing, a.a.O., S.151–153.
Vgl. die Ergebnisse der LISREL-Analysen in Abb.15 (Kap.C.2.21) und Abb.16 (Kap.C.2.31).
Der geringe Einfluß sowohl der Imagefaktoren als auch der Kompetenz ist gegebenenfalls auf nicht-lineare Wirkungsstrukturen zurückzuführen. In Analogie zu den Erkenntnissen der Zufriedenheitsforschung erscheint es plausibel, daß das Image und insbesondere die wahrgenommene Kompetenz einer Einkaufsstätte erst beim Überschreiten bestimmter Schwellenwerte (im positiven oder negativen Sinne) zu Verhaltenswirkungen führt. Vgl. Day,R.L., Towards a Process Model of Consumer Satisfaction, in: Conceptualisation and Measurement of Consumer Satisfaction and Dissatisfaction, Hunt,H.K.(Hrsg.), Cambridge/Mass. 1977, S.153185. Vor diesem Hintergrund wurde bezüglich der Kompetenz für ausgewählte Warengruppen überprüft, in welcher Weise sich die Kompetenz bei Vergrößerung der Verkaufsfläche einer Warengruppe verändert. Diese Untersuchungen bestätigten die Annahme einer nicht-linearen Kaufverhaltenswirkung der wahrgenommenen Kompetenz. Vgl. hierzu Anhang B.
Vgl. Kube,C., Erfolgsfaktoren, a.a.O., S.158–161 sowie die dort zitierte Literatur.
Vgl. ausführlich zum Einfluß situativer Einflußfaktoren auf das Kaufverhalten der Konsumenten Monhemius,K.Ch., Umweltbewußtes Kaufverhalten der Konsumenten, Frankfurt/Main 1993, S.90–159.
Der LISREL-Ansatz geht grundsätzlich von linearen Abhängigkeitsstrukturen aus. Werden die zu untersuchenden realen Sachverhalte dieser Linearitätsprämisse nicht gerecht (vgl. Anhang 8), kann es trotz einer tatsächlich engen kausalen Abhängigkeitsbeziehung zu niedrigen Koeffizienten kommen. Vgl. Pfeifer,A., Schmidt,P., LISREL. Die Analyse komplexer Strukturgleichungsmodelle, a.a.O., S.7–8.
Vgl. Hildebrandt,L.et.al., Erfolgsanalysen, a.a.O., S.18–25.
Vgl. hierzu die Ergebnisse der LISREL-Analysen bei Kube,C., Erfolgsfaktoren, a.a.O., S.204227, insbesondere S.212–213. Beispielsweise verändert sich bei Kube der LISREL-Strukturkoeffizient für den Einfluß des exogenen Konstruktes Standortqualität auf die zu erklärende Wettbewerbsintensität zwischen Teil-und Gesamtmodell von 0,406 zu 0,601.
Vgl. Simon,H., Preismanagement, a.a.O., S.93–94.
Vgl. Bolton,R.N., The Robustness of Retail-Level Price Elasticity Estimates, in: JoR, Vol.65, 1989, No.2, S.195–196.
Unter sachlichen Interdependenzen werden die Wechselwirkungen zwischen einzelnen Marketinginstrumenten verstanden, während zeitliche Interdependenzen in Carryover-Effekten zum Ausdruck kommen. Vgl. Barzen,D., Marketing-Budgetierung, Marktorientierte Unternehmensführung, Bd.9, Freter,H.(Hrsg.), Frankfurt/Main 1990, S.230.
Vgl. zur ceteris-paribus Bedingung bei der Messung von Nachfrageelastizitäten Tellis,G.J., The Price Elasticity of Selective Demand: A Meta Analysis of Econometric Models of Sales, in: JoM, Vol.25, 1988, No.4, 331–341.
Der konkrete Zeitbedarf richtet sich nach der Art der untersuchten Marketingparameter. So ist beispielsweise bei Untersuchungen der Nachfrageelastizität aufgrund von Preisänderungen im Einzelhandel mit einem geringerem Zeitbedarf zu rechnen. Vgl. zu den Anwendungsproblemen experimenteller Versuchsanlagen Meffert,H., Marketingforschung, a.a.O., S.212.
Als Distanzmaß wurde die quadrierte Euklidische Distanz auf Basis standardisierter Daten verwendet. Als Cluster-Algorithmus wurde deshalb das hierarchisch-agglomerative Verfahren nach Ward gewählt, weil einerseits bei nur 68 Fällen zur Sicherung einer noch ausreichenden Fallzahl innerhalb der Gruppen möglichst aleichgroße Cluster erzeugt werden sollten. Andererseits gilt das Verfahren von Ward im allgemeinen als eines der zuverlässigsten Algorithmen. Vgl. zur Clusterananlyse ausführlich Backhaus,K.et.al., Multivariate Analysen, a.a.O., S.260–321; Bergs,S., Optimalität bei Cluster-Analysen. Experimente zur Bewertung klassischer Klassifikationsverfahren, Münster 1981, S.96 f..
Zur Berücksichtigung der ungleichen Gruppengröße wurden bei der Klassifikation a priori Wahrscheinlichkeiten entsprechend der Gruppengröße vorgegeben. Darüber hinaus wurde die Annahme gleicher Streuungen in den Gruppen durch Berechnung von Box’s M überprüft. Die Falsifikation dieser Annahme führte zur Verwendung von Kovarianzmatrizen der Merkmalsvariablen bei der Bestimmung der Gruppenzugehörigkeits-Wahrscheinlichkeit. Insoweit wird von der standardmäßigen Distanzberechnung auf Basis der gepoolten Innerhalb-Gruppen-Kovarianzmatrizen abgewichen. Vgl. Backhaus,K.et.al., Multivariate Analysen, a.a.O., S.134; Schubö,W.et.al, SPSS, a.a.O., S.314. Vgl. zu den Ergebnissen der Diskriminanzanalyse ausführlich Anhang 10.
Vgl. zur statistischen Fundierung dieser Aussage die Berechnung der Variationskoeffizienten in Anhang 11. Variationskoeffizienten werden für einen Vergleich der Streuung bei Merkmalen mit unterschiedlicher Skalierung verwendet. Sie werden durch die Division der Standardabweichung einer Variablen durch ihren arithmetischen Mittelwert berechnet. Vgl. Bleymüller,J., Gehlert,G., Gülicher,H., Statistik für Wirtschaftswissenschaftler, 5.Aufl., München 1988, S.22.
Bei der Schätzung der Marktreaktionsfunktionen wurden neben einer logistischen Funktion alternativ auch eine Gompertzfunktion getestet, die jedoch zu schlechteren Bestimmtheitsmaßen als bei der Verwendung einer logistischen Funktion führte. Vgl. Gülicher,H., Statistik für Fortgeschrittene V. Zeitreihen-und Varianzanalyse, a.a.O., S.2/9–2/19. Vgl. zur Notwendigkeit des Tests mehrerer Funktionstypen Bolton,R.N., The Robustness of Retail-Level Price Elasticity Estimates, a.a.O., S.193–219.
Vgl. zur Personalintensität in verschiedenen Einzelhandelsbranchen die Betriebsvergleichsergebnisse des Instituts fur Handelsforschung bei Menge,R.G., Geschäftsraumnutzung, a.a.O., S.23–27.
Vgl. Achenbach,C., Die Nutzung von Kundenverkehrsuntersuchungen für die standortbezogene Unternehmenspolitik der Warenhäuser, Schriften zur Handelsforschung, Band 78, Klein-Blenkers,F.(Hrsg.), Göttingen 1989, S.48–49 (im folgenden zitiert als Achenbach,C., Kundenverkehrsuntersuchung).
Vgl. z.B. die Verwendung ertragsorientierter Flächenproduktivitätskennzahlen im Rahmen des Image-Ertragskraft-Portfolios bei Meffert,H., Warenhäuser, a.a.O., S.24 sowie Unkelbach,W., Wiegmann,V.T., Sortimentssieb für Warenhäuser, a.a.O., S.62.
Die Funktion der Grenzproduktivität des Personals gibt hier an, wie sich der Deckungsbeitrag pro qm verändert, wenn an einer bestimmten Stelle der Marktreaktionsfunktion die Personalintensität um eine “Einheit” erhöht wird. Vgl. Adam,D., Produktionspolitik, a.a.O., S.72.
Diese Annahme erscheint vor dem Hintergrund der Untersuchung von Achenbach plausibel, der bei Warenhäusern mit abnehmender Ortsgröße eine sinkende Besucherfrequenz feststellen konnte. Die in Cluster 2 gegenüber Cluster 1 wesentlich niedrigere durchschnittliche Einwohnerzahl (vgl. Abb.27) deutet demzufolge auf eine erheblich geringere Besucherfrequenz der Filialen in Cluster 2 hin. Vgl. Achenbach,C., Kundenverkehrsuntersuchung, a.a.O., S.48–49.
Vgl. hinsichtlich der hier unterstellten Kausalität zwischen wahrgenommener Attraktivität einer Einkaufsstätte und der Besucherfrequenz Falk,B.R., Methodische Ansätze und empirische Ergebnisse der Kundenforschung in Einkaufszentren (shopping-center) unter besonderer Berücksichtigung der Beobachtungsmethode, Berlin 1975, S.107 f.; Zur Nieden, W., Möglichkeiten der Marktforschung in westdeutschen Warenhausunternehmen, Erlangen 1968, S.79 f..
Vgl. Meffert,H., Warenhäuser, a.a.O., S.27–28; Bruckhaus,M., Die Organisation der Kaufhof AG, a.a.O., S.492–494.
Vgl. zur Regressionsanalyse sowie zur der entsprechenden SPSS-Prozedur Backhaus,K.et.al., Multivariate Analysen, a.a.O., S.1–55; Schubö,W.et.al., SPSS, a.a.O., S.550–563.
An dieser Stelle sind beispielhaft nur diejenigen Erfolgsfaktoren der Filiale aufgeführt, die den größten Einfluß auf die Flächenproduktivität ausüben (vgl. Abb. 25 und 26 in Kap.C.2.5).
Zur Berechnung der als Eingangsdaten für die LISREL-Modelle verwendeten Korrelationsmatritzen wurden hinsichtlich dieses ordinalen Meßindikators polyseriale Korrelationskoeffizienten ermittelt. Vgl. zur Verarbeitung ordinaler Daten im Rahmen von LISREL-Modellen in Kombination mit der Prozedur PRELIS o.V., SPSS LISREL 7 and PRELIS User s Guide and Reference, SPSS Inc.(Hrsg.), a.a.0., S.B1–B9.
Der Begriff des Trading-Up bezeichnet die “Erweiterung, Vertiefung und/oder qualitative Anhebung des Leistungssortimentes eines Handelsbetriebes”. Hiermit ist regelmäßig eine Erhöhung der Kosten, der Handelsspanne und des Preisniveaus verbunden. Vgl. Tietz,B. Der Handelsbetrieb, a.a.O., S.62; Haedrich,G., Tomczak,T., Strategische Markenführung. Planung und Realisierung von Marketingstrategien für eingeführte Produkte, Bern 1990, S.106,109,152.
Vgl. zur Entstehung und Dynamik des Anspruchsniveaus Heemeyer,H., Psychologische Marktforschung, a.a.O., S.92 f.; Weiner,B., Motivationspsychologie, 2.Aufl., München 1988, S.134 ff..
Vgl. hierzu die Ergebnisse einer Erfolgsfaktorenuntersuchung im US-amerikanischen Einzelhandel bei Aufreiter,N., Karch,N., Smith Shi,C., The engine of success in retailing, in: The Mk-Kinsey Quarterly, 30.Jg., 1993, No.3, S.101–116.
Bei der Bestimmung der optimalen Clusterzahl wurden aufgrund der starken Ausstrahlungseffekte der Betriebsgröße auf die Produktivität der Warengruppen die Ergebnisse der Clusteranalyse auf Filialebene zugrundegelegt. Demzufolge wurde auch auf der Warengruppenebene von der Annahme signifikanter Unterschiede in den Erfolgsfaktorausprägungen kleiner, mittlerer und großer Warengruppen ausgegangen. Die Entwicklung der Fehlerquadratsumme zeigte bei allen ausgewählten Warengruppen mit Ausnahme von DOB (hier wäre eine 2-Cluster-Lösung ausreichend gewesen), daß bei 3 Clustern von einer relativ guten Clusterlösung ausgegangen werden kann. Bei DOB wurde aus Gründen der besseren Vergleichbarkeit der Clusterlösungen in den verschiedenen Warengruppen ebenfalls eine 3-Cluster-Lösung gewählt. Vgl. Backhaus,K.et.al., Multivariate Analysen, a.a.O., S.260–321.
Bei dieser und allen folgenden warengruppenspezifischen Diskriminanzanalysen wurde zur Anpassung an die unterschiedlichen Gruppengrößen der ermittelten Cluster bei der Klassifikation a priori Wahrscheinlichkeiten entsprechend der Fallzahl in den Gruppen vorgegeben. Vgl. hierzu Backhaus,K.et.al., Multivariate Analysen, a.a.O., S.128–132.
Vgl. Tietz,B., Der Handelsbetrieb, a.a.O., S.547.
Außerökonomische Ziele (Arbeitsfrieden, Zufriedenheit am Arbeitsplatz, Identifikation und Engagement des Personals, etc.) sowie die sich aus der Personalentwicklungsplanung im Sinne einer individuellen Karriereplanung ergebenden Einflußfaktoren der Personaleinsatz-und Personalbedarfsplanung werden an dieser Stelle aus der Betrachtung ausgeschlossen. Vgl. u.a. Remer,A., Personalmanagement. Mitarbeiterorientierte Organisation und Führung von Unternehmungen, Mensch und Organisation, Bd.6, Staehle,W.H.(Hrsg.), Berlin 1978, S.317–347.
Vgl. hierzu und im folgenden Adam,D., Produktionspolitik, a.a.O., S.23–95.
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Burmann, C. (1995). Empirische Analyse der Flächenproduktivität und Nachfrageelastizität. In: Fläche und Personalintensität als Erfolgsfaktoren im Einzelhandel. Unternehmensführung und Marketing. Gabler Verlag, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-322-94443-6_3
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