Zusammenfassung
Die methodische Aufgabe der Marktbeobachtung besteht in der Erfassung von Veränderungen im Zeitablauf. Daraus ergibt sich schon der wichtigste Unterschied ihrer Erhebungsweise gegenüber derjenigen der Marktuntersuchung (s. darüber im 7. Kap.): sie stellt eine planmäßig wiederholte, fortlaufende Erfassung gleicher Erscheinungen und Vorgänge zu verschiedenen Zeitpunkten oder in verschiedenen Zeitabschnitten dar, während die Marktuntersuchung jeweils nur eine einmalige Erhebung erforderlich macht. Wird eine Marktuntersuchung wiederholt, so geschieht es weniger, um den inzwischen eingetretenen Veränderungen als solchen nachzugehen, als vielmehr, um die neue Marktstruktur kennen zu lernen. Daher ist bei wiederholten Marktuntersuchungen auch der Erhebungsgegenstand durchaus nicht genau der gleiche wie beim ersten Male (es werden neue Fragen oder neue Gebiete einbezogen, andere weggelassen), wogegen bei der fortlaufenden Erhebung für Zwecke der Marktbeobachtung gerade auf genaue Beibehaltung der Fragestellung und damit des Erhebungsobjektes geachtet werden muß. Dies gilt selbst für die noch junge „Panel“-Methode (s. u.), die äußerlich gesehen zwischen Marktuntersuchung und Marktbeobachtung zu stehen scheint.
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Literatur
Vgl. dazu C. Hundhausen, „Marktforschung als Grundlage der Wirtschaftsführung in den Vereinigten Staaten“ im 10. Jg. (1938) der Dt. Fertigware (Teil A S. 91-110).
Vgl. Memorandum über die Notwendigkeit des Ausbaus amtlicher Statistiken zur Nutzbarmachung in der industriellen Absatzwirtschaft. Der Deutschen Gruppe der Internationalen Handelskammer überreicht von Dr. C. Hundhausen-Solingen.
Ober die Technik der Chronik in der Konjunkturbeobachtung s. Mitchell, Der Konjunkturzyklus, S. 360 ff.
O. Bickel, Das Problem der Modebeobachtung. Ein Beitrag zur Erforschung der „Konsnmwandlungen“. Markt d. Fertigware, 3. Jg. (1931) S. 11-31. S. ferner: O. Bickel, Amerikanische Beiträge zur Modebeobachtung, ebenda S. 303-308, sowie C. Sandig, Bedarfsforschung, Stuttgart 1934.
Auch bei E. Wagemann, Einf. i. d. Konjunkturlehre, Leipzig 1929, S. 89, findet sich der Begriff „Methoden des formalen Bewegungsvergleichs“. Er wird dort jedoch nicht streng als Gegenbegriff zu den Methoden des materiellen Vergleichs behandelt, wie dort auch die besondere Benennung dieser zweiten Gruppe fehlt. Die zugrunde liegenden numerischen Werte finden sich in Tafel XXVII S. 350.
Siehe auch das Beispiel S. 324.
Unter einem „Index“ wird vielfach eine Kombination von Reihen verstanden, die entweder vor oder nach der Kombination in Indexform gebracht sind (z. B. Lebenshaltungsindex, Aktienindex). Methodisch gesehen muß jedoch jede zeitliche Reihe als Indexreihe bezeichnet werden, die auf die oben beschriebene Weise umgeformt ist. Zur besseren Unterscheidung kann man von einfachen Indices und kombinierten Indices sprechen.
Vgl. hierzu die methodische Bemerkung S. 348 über die Bedeutung der Mittelwerte im Rahmen der Marktbeobachtung.
H. Fischer. Die Anwendung von Kumulativzahlen und Durchschnitten daraus in der Betriebsstatistik. Dt. Fertigware 1934, Heft 6 Teil B S. 99 ff.
Für Zwecke der zeitlichen Korrelation, bei der es im allgemeinen einer besonderen Bestimmung der Beziehungslinie (s. S. 280) nicht bedarf, ist diese Formel praktisch vorzuziehen gegenüber der an sich vielseitigeren Formel r =-1 1 — SEyZ Siebe dazu Anh. B.
Über die Standardabweichung s. S. 271.
Es ist zu beachten, daß für das Zustandekommen eines sehr hohen Korrelationskoeffizienten keine Identität (oder geometrisch: Kongruenz) der beiden Kurven gegeben zu sein braucht; es genügt relative Übereinstimmung (geometrisch: Ähnlichkeit). Nur für den Fall, daß beide Reihen bereits in Einheiten ihrer Standardabweichung ausgedrückt sind, müßte auch äußere Identität zwischen den so umgeformten Reihen bestehen.
Für derartige Untersuchungen muß unbedingt mit kleinen Zeiteinheiten, möglichst mit monatlichen Beobachtungen, gearbeitet werden, da größere Werte die Sequenz nicht genau oder gar nicht erkennen lassen.
Statistical Methods applied to Economics and Business, New York 1925, S. 421 ff.
IfW, Prognosemöglichkeiten im Markt der Hausratware. Markt d. Fertigware, 2. Jg. (1930) g. 183 u. 232.
Review of Economic Statistics Vol. V.
Zur Vereinfachung hier auf 1000er-Einheiten bezogen wie in Tabelle S. 375.
Näheres s. Anhang A. Sämtliche Angaben in 1000 Stück. ** Über die Berechnung a. S. 376.
Am einfachsten durch Ermittlung der durchschnittlichen Trendabweichung; sie beträgt beim geradlinigen Trend ± 33,3, beim parabolischen Trend ± 30,3.
Der Index für Januar hat hier nur zufällig den Wert 100,0. In unserem Beispiel: siehe Tafel XXXII. Auf die in der letzten Spalte enthaltenen Durchschnitte kommen wir nachher zurück. Der in Tafel XXXI nicht enthaltene Wert für Dezember 1930 beträgt 116,7.
Da sich infolge der Kettenmultiplikation die Differenzen multiplikativ kumulieren, müßte die Korrektur eigentlich im Sinne einer geometrischen Reihe vorgenommen werden. Wie Persons selbst angibt, weichen jedoch in den praktisch vorkommenden Fällen die Ergebnisse nach den beiden Korrekturberechnungen nicht wesentlich voneinander ab. Daher ist das einfachere arithmetische Verfahren vorzuziehen (vgl. hierzu W. M. Persons, Korrelation von Zeitreihen in: Rietz-Baur, Handbuch der mathematischen Statistik, Leipzig 1930, S. 202 ).
Anderson, Zur Problematik der empirisch-statistischen Konjunkturforschung. Kritische Betrachtung der Harvard-Methoden, Bonn 1928, S. 10 ff., und Rietz-Baur, Handbuch der mathematischen Statistik, S. 216.
Näheres darüber s. S. Kuznets, Seasonal variations in industry and trade. New York • 1933, S. 27.
E. Schmalenbach, Dynamische Bilanz, 4. Aufl., Leipzig 1926, S. 274 ff.
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© 1953 Westdeutscher Verlag, Köln und Opladen
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Schäfer, E. (1953). Die Verfahren der Marktbeobachtung. In: Grundlagen der Marktforschung. VS Verlag für Sozialwissenschaften, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-663-02526-9_10
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