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Merkmale hier betrachteter Verkaufsaußendienst-Studien

  • Manfred Krafft
Chapter
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Part of the Neue betriebswirtschaftliche Forschung book series (NBF, volume 212)

Zusammenfassung

Der überwiegende Teil bisher vorliegender empirischer Studien über die Entlohnung von VADM behandelt Entlohnungspraktiken in VAD nur deskriptiv. Zu diesen Erhebungen zählen in erster Linie kommerzielle Vergütungsstudien, aber auch explorative wissenschaftliche Arbeiten der vergangenen Jahre.619

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Literatur

  1. 619.
    Exemplarisch seien hier die regelmäßigen Umfragen der Dartncll Corporation in den USA sowie der Kienbaum Vergütungsberatung und des Verlags Norbert Müller in Deutschland genannt. Als explorative Arbeiten der universitären Forschung wären z.B. die Beiträge von Dubinsky/Barry, Sales Management Practices (1982); Jackson/Keith/Schlacter, Current Practices (1983), und Morris et al., Evaluating the Salesforce (1991), zu nennen.Google Scholar
  2. 620.
    Anderson, Outside Agent or Employee (1985).Google Scholar
  3. 621.
    Jolm/Weitz, Empirical Evidence (1988).Google Scholar
  4. 622.
    John/Weitz, Empirical Investigation (1989).Google Scholar
  5. 623.
    Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990).Google Scholar
  6. 624.
    Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992).Google Scholar
  7. 625.
    Vgl. Anderson, Outside Agent or Employee (1985). Derselbe Datensatz diente auch als Grundlage folgender Publikationen: Anderson, Darwinian Economics (1988), und Anderson/ Sclunittlein, Integration of the Sales Force (1984).Google Scholar
  8. 626.
    Siehe Anderson, Outside Agent or Employee (1985), S. 247. Einen weiteren Grund nennt die Autorin selbst: Selbst wenn ein Unternehmen eine eindeutige Absatzform wählt, kann es sein, daß nicht genügend viele geeignete Handelsvertreter bzw. Reisende angeworben werden können. Ein unzureichendes Angebot an VADM kann es erforderlich machen, einige Verkaufsgebiete mit VADM der nicht präferierten Absatzform zu besetzen. Ebenda, S. 252.Google Scholar
  9. 627.
    Siehe die Ausführungen in Abschnitt 3.2.Google Scholar
  10. 628.
    Vgl. Anderson, Outside Agent or Employee (1985), S. 242 f. Standards für akzeptable Werte der Internen Konsistenz liefert Nunnally, Psychometric Theory (1978), S. 245 f., der für erstmalig eingesetzte Skalen ein Cronbachs a von 0,7 oder höher fordert. Dieser Wert ist für breit angelegte Studien der Marketingforschung als relativ hoch anzusehen, so daß andere Wissenschaftler 0,5 als absoluten Mindestwert fordern und schon Maße über 0,6 als mäßig oder genügend einschätzen. Vgl. z.B. Churchill, Better Measures (1979), S. 68; Peter, Reliability (1979), S. 15.Google Scholar
  11. 629.
    Vgl. zur Logistischen Regression die Ausführungen in Abschnitt 7.1.Google Scholar
  12. 630.
    Vgl. Anderson, Outside Agent or Employee (1985), S. 246 ff.Google Scholar
  13. 631.
    Wie die ausführliche Erörterung der Logistischen Regressionsanalyse in Abschnitt 7.1. der vorliegenden Arbeit zeigt, deuten kleine Werte des “C.C. Brown Goodness of Fit”-Chi-SquareMaßes sowie Signifikanzniveaus nahe 1 auf ein gutes Modell hin. Der x2-Wert von 0,058 und das Signifikanzniveau von 0,972 der Arbeit von Anderson indizieren somit eine hohe Modell-Güte. Vgl. Anderson, Outside Agent or Employee (1985), S. 247.Google Scholar
  14. 632.
    Siehe dazu Tab. 1 in Abschnitt 3.2. sowie die dort zitierte Literatur.Google Scholar
  15. 633.
    Anderson/Coughlan, Independent or Integrated Channels (1987). Als Datenbasis dienten 94 persönliche Interviews, die von der “National Science Foundation” der USA zwischen 1978 bis 1980 durchgeführt worden waren. Betrachtet wurden Entscheidungen von 36 US-amerikanischen Unternehmen zur Absatzformwahl in ausländischen Märkten. Siehe ebenda, S. 74.Google Scholar
  16. 634.
    Siehe Anderson/Coughlan, Independent or Integrated Channels (1987), S. 78.Google Scholar
  17. 635.
    Weiss/Anderson, Perceived Switching Costs (1992). Die Autoren befragten 1.209 regionale Vertriebsleiter der Elektrotechnikbranche der USA und erhielten 258 verwertbare Antworten (Rücklaufquote 21,3%).Google Scholar
  18. 636.
    Vgl. Weiss/Anderson, Perceived Switching Costs (1992), S. 110 ff.Google Scholar
  19. 637.
    Anderson, Outside Agent or Employee (1985).Google Scholar
  20. 638.
    So schreiben Weiss/Anderson, Perceived Switching Costs (1992), S. 113: “.. one should be careful about generalizing the results of our study too broadly. The specific characteristics of the setting (the electronic components industry) should be considered when interpreting these results for other industries and products. The limitations suggest caution before concluding definitively that certain factors are not relevant.”Google Scholar
  21. 639.
    Vgl. Coughlan, Salesforce Compensation (1993), S. 639.Google Scholar
  22. 640.
    So schreiben Basu/Lal/Srinivasan/Staelin, Salesforce Compensation Plans (1985), S. 268: “... we take a fresh look at the problem of designing a compensation plan for a firm’s salesforcc. The emphasis is on developing a theory which explains the variations in the compensation plans used within and across industries.” Wie die Autoren abschließend argumentieren, gelten die Hypothesen des Modells tendenziell auch im Mehr-Produkt-Fall und (bei geringer Heterogenität des VAD) auch für Mehr-Personen-VAD. Ebenda, S. 288. Ein direkter Test des Grundmodells ist ohnehin kaum realisierbar, da in diesem Fall nur Ein-Personen-VAD betrachtet werden dürften, in denen lediglich ein Produkt verkauft wird. Vgl. Coughlan, Salesforce Compensation (1993), S. 639.Google Scholar
  23. 641.
    Vgl. z.B. John/Weitz, Empirical Evidence (1988), S. 7; Lal/Staelin, Asymmetric Information (1986), S. 180.Google Scholar
  24. 642.
    Der grundlegende Aufsatz zur TCA von Coase, Nature of the Firm (1937), analysiert ausdrücklich die Existenz von Unternehmen, nicht von individuellen Beziehungen.Google Scholar
  25. 643.
    Siehe Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 8 und S. 13.Google Scholar
  26. 644.
    Vgl. Abschnitt 6.2.1. In der eigenen Studie zeigte sich, daß über die Gestaltung der Entlohnungspläne und die Gewährung von Nebenleistungen in etwa 95% der Reisenden-VAD zentral von der Geschäfts-oder Vertriebsleitung entschieden wird.Google Scholar
  27. 645.
    John/Weiss/Weitz, Empirical Test (1987); John/Weitz, Empirical Evidence (1988); John/ Weitz, Empirical Investigation (1989). Der Aufsatz von John/Weiss/Weitz, Empirical Test (1987), liefert keine Informationen, die über die beiden anderen Beiträge hinausgehen. Daher wird dieser Aufsatz im weiteren generell nicht betrachtet.Google Scholar
  28. 646.
    Analog können in der Realität nicht bestehende Zusammenhänge in statistischen Analysen als signifikant ausgewiesen werden, weil dritte, nicht beobachtete Faktoren modifizierend wirken.Google Scholar
  29. 647.
    Vgl. John/Weitz, Empirical Evidence (1988), S. 8; John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 7.Google Scholar
  30. 648.
    Vgl. John/Weitz, Empirical Evidence (1988).Google Scholar
  31. 649.
    Vgl. dazu Backhaus/Erichson/PlinkelWeiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 225 ff. 650 Vgl. John/Weitz, Empirical Evidence (1988), S. 10 f. und S. 20; John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 13.Google Scholar
  32. 651.
    Siche auch Albers, Entlohnung bei Verkaufsaußendienstmitarbeitern (1993), S. 7.Google Scholar
  33. 652.
    Siehe John/Weitz, Empirical Evidence (1988), S. 11.Google Scholar
  34. 653.
    Vgl. John/Weitz, Empirical Evidence (1988), S. 15.Google Scholar
  35. 654.
    Vgl. John/Weitz, Empirical Evidence (1988), S. 12.Google Scholar
  36. 655.
    Siehe Abschnitt 4.2.1.Google Scholar
  37. 656.
    Vgl. John/Weitz, Empirical Evidence (1988), S. 12 f.Google Scholar
  38. 657.
    Es wird hier bewußt gegen die Konvention verstoßen, die Vorzeichen nicht signifikanter Parameter nicht zu interpretieren. Da John/Weitz nur wenige Unternehmen analysieren, sind nicht signifikante Resultate u.a. auf den kleinen Datensatz zurückzuführen. Die konträren Ergebnisse zur Unsicherheit und Effektivität werden erwähnt, um die Fragwürdigkeit der Hypothesen zu diesen Einflüssen zu unterstreichen.Google Scholar
  39. 658.
    Vgl. John/Weitz, Empirical Evidence (1988), S. 14 und S. 22.Google Scholar
  40. 659.
    Zwar wird kein F-Wert zur Beurteilung der Güte des Gesamtmodells berichtet, dieser kann aber näherungsweise aus dem korrigierten R2, der Anzahl der Beobachtungen und der Regressoren ermittelt werden. Zur Berechnung siehe Backhaus/Erichson/PlinkelWeiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 25 ff.Google Scholar
  41. 660.
    Der empirische F-Wert fälit höher aus, da das unkorrigierte R2 bei der Berechnung anzusetzen ist. Dieses Bestimmtheitsmaß ist generell größer als das hier verwendete korrigierte R2, so daß es bei der näherungsweisen Ermittlung des F-Wertes zu einer Unterschätzung kommt.Google Scholar
  42. 661.
    Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992).Google Scholar
  43. 662.
    Eine Kopie des Fragebogens wurde mir von Anne T. Coughlan zur Verfügung gestellt. Die Liste der von Dartnell Corp. befragten Branchen reicht von “Aerospace” bis “Utilities” und ist relativ breit und allgemein gehalten.Google Scholar
  44. 663.
    Zu diesen und anderen Vorteilen von sekundären Informationsquellen siehe Böhler, Marktforschung (1992), S. 54 ff.; Churchill, Marketing Research (1991), S. 247 ff.; Green/ Tull/Albaum, Research (1988), S. 110 ff.; Hammann/Erichson, Marktforschung (1990), S. 60 ff.Google Scholar
  45. 664.
    Vgl. Bóhler, Marktforschung (1992), S. 55 f.; Churchill, Marketing Research (1991), S. 250 ff.; GreeniTull/Albaum, Research (1988), S. 111 f.Google Scholar
  46. 665.
    Vgl. Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 103. Aus der Tab. 2 ist dort zu entnehmen, daß 31 bzw. 15 Unternehmen ihre VADM ausschließlich über Provisionen bzw. Provisionen und Prämien entlohnen. Nach Angaben der Autoren zahlen über 60% der befragten Unternehmen ein kombiniertes Einkommen, 8% bis 9% bieten lediglich ein Festgehalt an und circa 25% bis 30% entlohnen ihre VADM nur über Provisionen oder Provisionen und Prämien. Ebenda, S. 102.Google Scholar
  47. 666.
    Die Fragwürdigkeit der unterstellten negativen Korrelation der “Anzahl der Besuche” mit dem Konstrukt Unsicherheit wird als Widerspruch in der Arbeit von Coughlan/Narasimhan offensichtlich, die umfangreich die Angemessenheit dieser Operationalisierung diskutieren und abschließend feststellen: “Thus, when the number of calls to close a sale increases .., the variance of the sales distribution increases, holding everything else constant.” Coughlan/ Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 117. Einige Seiten zuvor schrieben dieselben Autoren über diese Variable des Konstruktes “Variance in the sales effort/sales relationship”: “The longer it takes to close a sale, ... the less outside uncontrollable variation is due to other marketing efforts. Negative correlation with construct.” Ebenda, S. 106.Google Scholar
  48. 667.
    Vgl. Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 106.Google Scholar
  49. 668.
    Siehe Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 106.Google Scholar
  50. 669.
    Vgl. Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 106; John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 7.Google Scholar
  51. 670.
    Die Autoren schreiben: “The .. issue is the fact that, in the real world, proxies might be correlated with more than one theoretical construct. A good example ... concerns the marginal productivity of sales effort and opportunity cost of time constructs. Highly productive salespeople are likely to have a high opportunity cost of tine; a variable that is a positive proxy for one construct is therefore likely to proxy positively for the other as well.” Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 101.Google Scholar
  52. 671.
    Es entsteht insbesondere der Eindruck, daß die Zuordnung der Variablen zu den Konstrukten nachträglich nach Maßgabe der Regressionsergebmsse erfolgte, was bezüglich der Variablen Unternehmenszugehörigkeit an folgender Aussage deutlich wird: “Further, SERVICE performs more consistently with the notion of opportunity cost of time than marginal productivity of sales effort.” [ursprünglich nicht hervorgehoben] Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 116. Eine ähnliche Begründung findet sich bezüglich der Zuordnung des Bildungsniveaus zum Konstrukt “Mindestnutzen”: “Were EDUCATION a proxy purely for sales effort productivity, its coefficient in the salary-to-total-pay regressions of table 6 would be negative, not positive.” Ebenda, S. 115.Google Scholar
  53. 672.
    Als Kategorien waren vorgegeben “grade school”, “high school”, “some college”, “college degree” und “technical training”, die mit den Werten 1 bis 5 kodiert wurden. Siehe Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 107.Google Scholar
  54. 673.
    Vgl. Churchill/Ford/Hartley/Walker, Meta-Analysis (1985), S. 107.Google Scholar
  55. 674.
    Vgl. Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 107.Google Scholar
  56. 675.
    John/Weitz hatten das minimale Einkommen eines VADM im jeweils befragten Unternehmen als geeignete Operationalisierung angesehen. Siehe John/Weitz, Empirical Evidence (1988), S. 11.Google Scholar
  57. 676.
    Vgl. Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 111 ff.Google Scholar
  58. 677.
    Siehe Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 111 und S. 114.Google Scholar
  59. 678.
    Die Variable Brancheneinkommen weist in den ersten drei Regressionen t-Werte von 8,26 bis 13,69 auf. Lediglich die Koeffizienten der Parameter “Umsatz je Besuch” und “Unternehmenszugehörigkeit” sind im 5%-Intervall signifikant, während selbst die Konstante nicht signifikant verschieden von 0 ist. Die drei Modelle weisen ein konstantes korrigiertes Bestimmtheitsmaß von 0,496 auf. Sobald die Variable Brancheneinkommen entfernt wird, verschlechtert sich dieses Maß auf 0,355, der F-Wert sinkt von maximal 28,243 auf 16,22, und zahlreiche vorher nicht signifikante Parameter werden signifikant. Um Fehlschlüsse und Redundanzen zu vermeiden, erscheint es daher zwingend erforderlich, nur das vierte Regressionsmodell zu interpretieren, in der das Brancheneinkommen eliminiert wurde.Google Scholar
  60. 679.
    Vgl. Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 109 und S. 114.Google Scholar
  61. 680.
    Die Variable Unternehmenszugehörigkeit weist in den anderen drei Regressionsmodellen, in denen das Brancheneinkommen noch betrachtet wird, signifikante positive Koeffizienten auf. Mit der Eliminierung des Brancheneinkommens im Modell 4 ist dieser Einfluß nicht mehr signifikant. Die Variable “Bildungsniveau” zeigt dagegen keinen signifikanten Einfluß in den Modellen 1 bis 3, dafür aber im hier als interpretierbar eingestuften Modell 4 (t-Wert: 2,666, Irrtumswahrscheinlichkeit < 5%0). Vgl. Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 111 und S. 114.Google Scholar
  62. 681.
    Siehe John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 8 f.Google Scholar
  63. 682.
    Zu Fragen der vertikalen Steuerung von Handelsvertretern und der Optimalität von Provisionssätzen vgl. die Ausführungen von Albers, Steuerung von Handelsvertretern (1984), S. 21 ff.Google Scholar
  64. 683.
    Der empirische F-Wert wird von den Autoren nicht berichtet und wurde deshalb selbst errechnet. Vgl. John/Weitz, Empirical Evidence (1988), S. 14 und S. 23.Google Scholar
  65. 684.
    Siehe dazu Green/Tull/Albaum, Research (1988), S. 446.Google Scholar
  66. 685.
    Vgl. John/Weitz, Empirical Evidence (1988), S. 23.Google Scholar
  67. 686.
    Strenggenommen führt die Ablehnung des Gesamtmodells dazu, daß selbst signifikante einzelne Regressoren nicht interpretiert werden dürfen. Somit ist bereits die Diskussion des signifikanten Einflusses der Effektivität der VADM problematisch. Die Wiedergabe der nicht signifikanten Koeffizienten der anderen Regressoren des nicht signifikanten Gesamtmodells ist daher nur nachrichtlich zu verstehen. Siehe Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 25 ff.; Green/Tull/Albaum, Research (1988), S. 446.Google Scholar
  68. 687.
    John/Weitz, Empirical Investigation (1989).Google Scholar
  69. 688.
    Siehe John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 7 und S. 13.Google Scholar
  70. 689.
    Siehe John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 7 und S. 12.Google Scholar
  71. 690.
    Vgl. John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. B.Google Scholar
  72. 691.
    Vgl. John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 7 und S. 13.Google Scholar
  73. 692.
    Eine exzellente und wesentlich ausführlichere Erörterung der Notwendigkeit von “multi-item measures” findet sich bei Nunnally, Psychometric Theory (1978), S. 66 ff., und sehr ähnlich bei Churchill, Better Measures (1979), S. 68Google Scholar
  74. 693.
    Siehe John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 7 und S. 12.Google Scholar
  75. 694.
    Vgl. John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 7 und S. 12.Google Scholar
  76. 695.
    Siehe oben sowie Anderson, Outside Agent or Employee (1985), S. 242 ff.Google Scholar
  77. 696.
    Vgl. John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 7. Die gleiche Meßvariable sehen Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 106, als Operationalisierung des PAT-Konstruktes “Effektivität der VADM” an, da mit zunehmendem Humankapital vermutlich auch die Produktivität der VADM steigt.Google Scholar
  78. 697.
    Siehe John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 8 f.Google Scholar
  79. 698.
    Siehe John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 9. Vgl. auch die Ausführungen zum F-Test in Abschnitt 7.1. der vorliegenden Arbeit.Google Scholar
  80. 699.
    Vgl. John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 9. Der standardisierte Koeffizient betrug 0,11. Beta-Koeffizienten ab 0,12 waren in diesem Gesamtmodell signifikant auf dem 10%-Niveau.Google Scholar
  81. 700.
    Die Hypothesen F7 und F15 dieser Arbeit verwenden das Konstrukt “Ersetzbarkeit von VADM” und leiten aus der TCA einen negativen Zusammenhang dieses Konstruktes mit dem Festgehaltsanteil von Reisenden ab. John/Weitz formulieren dagegen ihre Hypothesen für das Konstrukt “Schwierigkeit der Ersetzbarkeit von VADM” und kommen dementsprechend zu gegenläufigen Aussagen.Google Scholar
  82. 701.
    Siehe John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 9.Google Scholar
  83. 702.
    Die Hypothese F16 wird hier als Interaktionseffekt formuliert, wobei zwischen der Variablen “Output als Leistungsmaß ungeeignet, Input geeignet” und dem Festgehaltsanteil ein positiver Zusammenhang postuliert wird. John/Weitz betrachten dagegen die Nichteignung von Inputbzw. Output-Maßen als isolierte Faktoren und unterstellen einen separaten negativen bzw. positiven Einfluß.Google Scholar
  84. 703.
    Vgl. John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 9.Google Scholar
  85. 704.
    Siehe John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 9.Google Scholar
  86. 705.
    Dieser Ansicht sind offensichtlich auch Lal/Srinivasan, die den Beitrag von John/Weitz als empirischen Test der PAT diskutieren. Siehe Lal/Srinivasan, Single-and Multi-product Salesforces (1993), S. 787.Google Scholar
  87. 706.
    Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990).Google Scholar
  88. 707.
    Die Autoren haben jüngst einen Beitrag publiziert, in dem derselbe Datensatz verwendet wird, um Aussagen der praxisorientierten und deskriptiven VAD-Literatur zu testen. Da diese Publikation keine zusätzlichen Informationen liefert, wird hier der Arbeitsbericht diskutiert. Die bibliographischen Angaben der Veröffentlichung sind: Lal/Outland/Staelin, Salesforce Compensation Plans (1994).Google Scholar
  89. 708.
    Siehe Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 13.Google Scholar
  90. 709.
    Wie Wittink, Regression Analysis (1988), S. 186 ff., zeigt, kann Autokorrelation auch auf einer Fehlspezifikation des Regressionsmodells basieren, wenn z.B. relevante Einflugfaktoren ausgelassen oder eine falsche funktionale Beziehung unterstellt wird. Da zu vermuten ist, daß die Entlohnung innerhalb der drei separaten VAD ähnlich ist, erscheint die Nichtberücksichtigung von Dummy-Variablen, mit denen die Zugehörigkeit zu den jeweiligen VAD erfaßt wird, als problematisch.Google Scholar
  91. 710.
    Vgl. Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 9 f. Das zweite Modell betrachtet die Arbeitszufriedenheit der VADM als abhängige Variable und stellt keinen direkten Test des Grundmodells der PAT dar, in dem als endogene Variablen nur der Unternehmensgewinn, die Arbeitszeit der VADM sowie Komponenten der Entlohnung betrachtet werden. Vielmehr impliziert die Erfüllung der Mindestnutzen-Bedingung, daß die VADM durch die Wahl geeigneter Entlohnungspläne stets ein Mindestmaß an Zufriedenheit gestiftet bekommen.Google Scholar
  92. 711.
    Siehe Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 13 f.Google Scholar
  93. 712.
    Vgl. Outland/Lal/Staclin, Empirical Test (1990), S. 14 und S. 22.Google Scholar
  94. 713.
    Vgl. Outland/LaUStaelin, Empirical Test (1990), S. 22.Google Scholar
  95. 714.
    Siehe Outland/La1/Staelin, Empirical Test (1990), S. 14 und S. 23.Google Scholar
  96. 715.
    Vgl. Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 14 und S. 23.Google Scholar
  97. 716.
    Einen sehr aktuellen Überblick über den Stand der Forschung liefert das Sonderheft der Zeitschrift “Organizational Behavior and Human Decision Processes” zu Fragen der Nutzenmessung (Issues in Utility Measurement), Vol. 52 (1992), S. 319 ff. Der einleitende Artikel der Sonderausgabe von Birnbaum, Issues in Utility Measurement (1992), S. 319–330 zeigt zahlreiche Paradoxa bei der Messung von Risiko-und Nutzenpräferenzen auf sowie die Schwierigkeit, die unterschiedlichen Perspektiven von Nutzen und Risiko in Operationalisierungen zu erfassen.Google Scholar
  98. 717.
    Kahnemann/Tversky, Prospect Theory (1979).Google Scholar
  99. 718.
    Vgl. MacCrimmon/Wehrung, Taking Risks (1986), S. 196 ff. und S. 216 ff.Google Scholar
  100. 719.
    Vgl. Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 23.Google Scholar
  101. 720.
    Siehe Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 15.Google Scholar
  102. 721.
    Outland/Lal/Staclin, Empirical Test (1990), S. 15. Diese Anmerkung der Autoren legt die Vermutung nahe, daß diese Operationalisierung des Mindestnutzens in vorangegangenen Regressionen nicht erwartete Wirkungen zeigte.Google Scholar
  103. 722.
    Siehe Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 15.Google Scholar
  104. 723.
    Als weitere Variablen wurden die Bedeutung von Team-Selling und Kundenservice, der Einfluß der Werbung und des Rufs des Unternehmens auf den Verkaufserfolg sowie auf Produktqualität beruhende Wettbewerbsvorteile des Unternehmens einbezogen. Siehe Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 9, S. 14 f. und S. 27. Diese nicht PAT-typischen Einflußgrößen werden in dieser Arbeit im weiteren ignoriert.Google Scholar
  105. 724.
    Vgl. Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 15 ff. und S. 27.Google Scholar
  106. 725.
    Siehe dazu Hammann/Erichson, Marktforschung (1990), S. 129 f.; Hüttner, Marktforschung (1989), S. 35.Google Scholar
  107. 726.
    Vgl. Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 16 und S. 27.Google Scholar
  108. 727.
    Siehe Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 16 und S. 27.Google Scholar
  109. 728.
    Die Fragebogen für VADM und deren Vorgesetzte wurden dem Autor von Donald Outland zur Verfügung gestellt. Die vier Effektivitätskategorien lauten: “One of the best salespeople I have known”, “Better than most salespeople”, “An average salesperson”, “Below Average”. Vermutlich wurden die ersten beiden und letzten beiden Kategorien zusammengefaßt.Google Scholar
  110. 729.
    TOBIT-Analysen sind vorteilhaft, wenn die endogene Variable eine bzw. zwei Grenzen aufweist. Ein doppelt beschränktes TOB1T-Modell ist anzuwenden, wenn zwei Extrema vorliegen, die ungleich 0 und 1 sind. Der alternative Einsatz zu PROBIT und LOGIT dient offensichtlich eher dazu, ein kompliziertes Instrument anzuwenden. Da PROBIT und LOGIT in herkömmlicher Statistik-Software enthalten sind, ist deren Verwendung vorzuziehen. Zur Vorteilhaftigkeit von LOGIT-, PROBIT- und TOBIT-Modellen vgl. Maddala, Limited-Dependent (1983), S. 1 ff. und S. 22 ff.Google Scholar
  111. 730.
    Vgl. Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 110 ff.Google Scholar
  112. 731.
    Zur Vorgehensweise der Maximum-Likelihood-Methode und dem Likelihood-Quotienten-Test vgl. Andreß, GLIM (1986), S. 94 ff.; Fahrmeir/Hamerle, Schatz-und Testprobleme (1984), S. 59 ff., insbesondere S. 76 ff.Google Scholar
  113. 732.
    Siehe Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 110 ff.Google Scholar
  114. 733.
    Vgl. Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 110 ff.Google Scholar
  115. 734.
    Siehe Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 110 ff.Google Scholar
  116. 735.
    Die Ergebnisse der empirischen Untersuchungen zur PAT bzw. TCA wurden aus Gründen der Übersichtlichkeit in zwei separaten Tabellen (Tab. 20 bzw. 21) zusammengefaßt.Google Scholar
  117. 736.
    Vgl. Anderson, Outside Agent or Employee (1985), S. 252 f.; Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 118; John/Weitz, Empirical Evidence (1988), S. 14 ff.; John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 10 und S. 12.; Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 19.Google Scholar
  118. 737.
    Einen aktuellen Überblick über bisherige empirische Befunde zu Unterschieden zwischen Beschäftigten in Deutschland bzw. den USA geben Sattler/Schrader, USA and Germany (1993), insbesondere S. 27.Google Scholar
  119. 738.
    Vgl. Albers, Entscheidungshilfen (1989), S. 247.Google Scholar
  120. 739.
    Vgl. auch Wolf-Doettinchem, Fehler im System (1993), S. 161.Google Scholar
  121. 740.
    Zu den Begriffen Grundgesamtheit, Erhebungs-bzw. Auswahleinheiten siehe Böhler, Marktforschung (1992), S. 127 ff.Google Scholar
  122. 741.
    Im Anhang ist exemplarisch der Fragebogen für die Investitionsgüterindustrie abgedruckt.Google Scholar
  123. 742.
    Vgl. Verlag Hoppenstedt, Handbuch der Großunternehmen (1990). Unternehmen werden nur dann in dieses Nachschlagewerk aufgenommen, wenn sie mindestens 100 Mitarbeiter beschäftigen oder mindestens 10 Millionen DM Jahresumsatz erzielen. Banken müssen mehr als 500 Millionen Bilanzsumme aufweisen, Versicherungen mindestens 50 Millionen Prämieneinnahmen pro Jahr erzielen, um für dieses Handbuch ausgewählt zu werden. Siehe ebenda, S. VI.Google Scholar
  124. 743.
    Die Kooperationsbereitschaft von Anbietern von Seminaren und Schulungen für Vertriebsleiter bei der Bereitstellung von Adressen war - offensichtlich aus kommerziellen Interessen - leider äußerst gering.Google Scholar
  125. 744.
    Hanser, Die großen Vertriebsorganisationen (1991).Google Scholar
  126. 745.
    Der genaue Wortlaut der Frage ist in Abschnitt 6.2.2.2. wiedergegeben. Vgl. auch den im Anhang abgedruckten Fragebogen für die Investitionsgüterindustrie.Google Scholar
  127. 746.
    Die Finanzdienstleister waren nach dem Vertragsvolumen ihres VAD befragt worden.Google Scholar
  128. 747.
    Ähnlich ist die Struktur der Studie der Kienbaum Vergütungsberatung, Vergütung 1993 (1993), S. 11: 51% der befragten Unternehmen erzielen Jahresumsätze von mehr als 150 Millionen DM, 49% der Unternehmen realisieren Umsätze von bis zu 150 Millionen DM. In der Vergütungsstudie von Towers Perrin, VALREM 1992 (1992), S. 14 ff. wird berichtet, daß 17 von 93 Unternehmen (18,3%) bis 120 Millionen DM Jahresumsatz erzielen, die restlichen 76 Teilnehmer (81,7%) nannten Umsätze von mehr als 120 Millionen DM.Google Scholar
  129. 748.
    Zum Begriff und einer ausführlichen Aufarbeitung der relevanten Literatur des organisationalen Beschaffungsverhaltens siehe Backhaus, Investitionsgütermarketing (1992), S. 49 ff.Google Scholar
  130. 749.
    Die Studie vom Verlag Norbert Müller, Gehälter und Spesen (1992), S. 9 faßt die Beobachtungen der Bereiche Chemie, Pharma und Kosmetik zu einer Branche zusammen. In der Vergetungsstudie von Towers Perrin, VALREM 1992 (1992), S. 13, liegen für den Pharmasektor nur 14 Beobachtungen vor.Google Scholar
  131. 750.
    Als nicht nebenberufliche Tätigkeit wurde im Fragebogen eine Wochenarbeitszeit von mehr als 20 Stunden definiert. Beachten Sie dazu den Wortlaut der Hinweise an die Probanden zu Beginn des Fragebogens. Der Fragebogen für die Investitionsgüterindustrie ist im Anhang abgedruckt.Google Scholar
  132. 751.
    Ein Indiz für die beiden letztgenannten Gründe ist der in der Vergütungsstudie des Norbert Müller Verlags berichtete Befund, daß 41% der befragten Unternehmen neben ihren Reisenden auch Handelsvertreter einsetzen, wobei in knapp der Hälfte dieser Unternehmen nur 1–2 Handelsvertreter zusätzlich tätig sind. Vgl. Verlag Norbert Müller, Gehälter und Spesen (1993), S. 11.Google Scholar
  133. 752.
    Vgl. Klenger/Metzner, Vertriebsorganisation und Marktbearbeitung (1993), S. 40 f.Google Scholar
  134. 753.
    Zur Beschreibung dieses Verfahrens vgl. Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 58 ff.; Böhler, Marktforschung (1992), S. 193 ff.; Green/Tull/ Albaum, Research (1988), S. 471 ff.Google Scholar
  135. 754.
    Zu den Prämissen zur Verwendung der Varianzanalyse siehe Backhaus/Erichson/Plinke/ Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 84 f.; Böhler, Marktforschung (1992), S. 193; Green/Tull/Albaum, Research (1988), S. 475 f.; Hair/Anderson/Tatham/Black, Multivariate Data Analysis (1992), S. 159 f.Google Scholar
  136. 755.
    Den Kolmogorov-Smirnov-Test beschreibt Churchill, Marketing Research (1991), S. 780 f., sowie Norulis, Statistics (1990), S. B-54.Google Scholar
  137. 756.
    Die t-Statistik sowie das Signifikanzniveau sind gegensätzlich zur sonstigen Vorgehensweise zu interpretieren: Hohe z-Werte bzw. Signifikanzniveaus nahe 0 deuten darauf hin, daß die unterstellte Verteilung nicht gegeben ist. Siehe Norutis, Statistics (1990), S. B-54. In die Berechnung des z-Wertes gehen die Anzahl der Beobachtungen sowie die maximalen Abweichungen der beobachteten Werte von der unterstellten Verteilung ein. Vgl. Norulis, Statistical Algorithms (1991), S. 166.Google Scholar
  138. 757.
    Siehe Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 84 f.; Green/Tull/Albaum, Research (1988), S. 475 f.; Hair/Anderson/Tatham/Black, Multivariate Data Analysis (1992), S. 159.Google Scholar
  139. 758.
    Vgl. Green/Tull/Albaum, Research (1988), S. 475 f.; Hammann/Erichson, Marktforschung (1990), S. 131.Google Scholar
  140. 759.
    Ein hoher zu vermutender Alpha-Fehler sollte dazu führen, daß ein höheres Signifikanzniveau angesetzt wird. Da der F-Wert selbst bei einer Vertrauenswahrscheinlichkeit von 1%“ signifikant ist, ist die Gefahr, die (richtige) Nullhypothese fälschlicherweise abzulehnen, vermutlich äußerst gering.Google Scholar
  141. 760.
    Vgl. Hair/Anderson/Tatham/Black, Multivariate Data Analysis (1992), S. 159 f.Google Scholar
  142. 761.
    Der Beta-Fehler (Fehler 2. Art) bleibt von Verletzungen der Prämissen nahezu unberührt, d.h. es kann davon ausgegangen werden, daß die Nicht-Ablehnung der Nullhypothese (H0: keine Varianzhomogenität) nicht durch die Prämissenverletzung fälschlicherweise erfolgt.Google Scholar
  143. 762.
    Siehe Hair/Anderson/Tatham/Black, Multivariate Data Analysis (1992), S. 170 f.; Norutis, Statistics (1990), S. B-28.Google Scholar
  144. 763.
    Vgl. Norutis, Statistics (1990), S. B-57 f.Google Scholar
  145. 764.
    Verletzungen der Prämissen normalverteilter Prädiktoren und homogener Varianzen führen nach einhelliger Meinung der Literatur dazu, daß die endogenen Variablen zu transformieren sind. Siehe z.B. Green/ ull/Albaum, Research (1988), S. 475 f.; Hair/Anderson/Tatham/Black, Multivariate Data Analysis (1992), S. 159 f.Google Scholar
  146. 765.
    Vgl. John/Weitz, Empirical Evidence (1988), S. 7 und S. 10; John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 7.Google Scholar
  147. 766.
    Vgl. Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 101 ff. 216Google Scholar
  148. 767.
    Zusätzlich sei darauf hingewiesen, daB die maximal drei Beobachtungen je Unternehmen nicht unabhängig voneinander sind. In der Analyse von Coughlan/Narasimhan wird den gepaarten Daten aber nicht durch Anwendung entsprechender statistischer Techniken Rechnung getragen.Google Scholar
  149. 768.
    Dort wird eine Regressionsanalyse durchgeführt, die u.a. die Prämisse fordert, daß die durch die Regression nicht erklärte Streuung (d.h. der Fehlerterm) multivariat normalverteilt sein soll. Ein Test dieser Annahme kann aber erst erfolgen, nachdem die erklärte Streuung bekannt ist, also nach Durchführung der Regressionsanalyse.Google Scholar
  150. 769.
    Ähnlich gingen auch John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 7, und Outland/Lal/ Staelin, Empirical Test (1990), S. 13 f. vor.Google Scholar
  151. 770.
    Eine Analyse des Teilsamples “Reisenden-VAD” zeigt, daß in den 166 Reisenden-VAD keine VADM tätig sind, die ausschließlich über Provisionen oder Provisionen und Prämien entlohnt werden.Google Scholar
  152. 771.
    Hier kann entgegengehalten werden, daß VADM, die über ein Drawing Account entlohnt werden, wegen des ausschließlich variablen Einkommens Handelsvertreter sind. Nach Auskunft von VAD-Leitern wird aber diese Form der Vergütung überwiegend für neue VADM eingesetzt. Nach einer kurzen Bewährungsperiode wird erfolgreichen Mitarbeitern dann ein Angestelltenverhältnis angeboten. Im betrachteten Datensatz wurden lediglich drei Beobachtungen als Reisenden-VAD eingestuft, in denen 10% bis 20% der VADM ein DrawingGoogle Scholar
  153. 772.
    Als linearer Prädiktor wird der gemeinsame Einfluß aller unabhängigen Parameter der linearen Regressionsanalyse bezeichnet. Vgl. Andreß, GLIM (1986), S. 28.Google Scholar
  154. 773.
    Eine ausführliche Erörterung der statistischen Probleme, die bei Regressionsanalysen mit verhältnisskalierten endogenen Variablen auftauchen, ist zu finden in Cohen/Cohen, Applied Multiple Regression (1975), S. 254 f.Google Scholar
  155. 774.
    Als gleichwertig sind die Probit-bzw. Arcsin-Transformation anzusehen, jedoch bietet die Logit-Transformation den Vorteil, daß die Koeffizienten einer Logit-Regressionsanalyse leichter interpretiert werden können. Siehe auch Cohen/Cohen, Applied Multiple Regression (1975), S. 255 f.Google Scholar
  156. 775.
    John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 8 f., rechnen sowohl direkt mit dem fixen Entlohnungsanteil als auch mit einem Logit-transformierten Regressanden. Die generelle Struktur der Ergebnisse blieb in dieser Studie von der Transformation unberührt. In der Studie von Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 108 ff., wird dagegen ein Tobit-Modell getestet, das aber ebenfalls normalverteilte Residuen erfordert. Ob diese Annahme erfüllt ist, bleibt unbeantwortet und nach Ansicht des Autors fraglich.Google Scholar
  157. 776.
    Siehe Cohen/Cohen, Applied Multiple Regression (1975), S. 259. Eine gesonderte Transformation fir Beobachtungen nut Festgehaltsanteilen von 0 ist nicht erforderlich, da in der Untergruppe der Reisenden-VAD keine derartige Beobachtung vorliegt.Google Scholar
  158. 777.
    Vgl. Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 108 ff.; John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 8 f.Google Scholar
  159. 778.
    Vgl. John/Weitz, Empirical Evidence (1988), S. 14 und S. 23; John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 8 f.; Oliver/Weitz, Salesperson Motivation (1991), S. 11; Outland/Lal/ Staelin, Empirical Test (1990), S. 9 ff.; Ray/Cushing, Field Test (1989), S. 10 f.Google Scholar
  160. 779.
    Siehe Kienbaum Vergütungsberatung: Vergütung 1993 (1993), S. 47 und S. 53. In dieser Studie zeigte sich, daß 18% bzw. 4% der befragten Unternehmen Prämien bzw. Provisionen auf Umsatzzuwächse gewähren.Google Scholar
  161. 780.
    Vgl. Stephenson/Cron/Frazier, Delegating Pricing Authority (1979), S. 21 ff. Der Umfang der Preisfestsetzungskompetenz war dort über eine offene Frage gemessen worden, wobei die Autoren die Beobachtungen in die Klassen “Low Pricing Authority”, “Medium Pricing Authority” und “High Pricing Authority” einteilten. Siehe ebenda, S. 23. Diese Klassen entsprechen inhaltlich der Einteilung in der dieser Arbeit zugrundeliegenden Studie.Google Scholar
  162. 781.
    Vgl. Stephenson/Cron/Frazier, Delegating Pricing Authority (1979), S. 22 f.Google Scholar
  163. 782.
    Vgl. Anderson, Outside Agent or Employee (1985), S. 246.Google Scholar
  164. 783.
    Bei dieser Frage handelt es sich um eine Rating-Skala mit sieben Antwortkategorien, wobei “relativ klein” bzw. “relativ groß” die Endpunkte der Skala darstellen. Siehe Weiss/Anderson, Perceived Switching Costs (1992), S. 107 f.Google Scholar
  165. 784.
    Siehe Anderson/Coughlan, Independent or Integrated Channels (1987), S. 72.Google Scholar
  166. 785.
    Vgl. John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 4 bzw. S. 8.Google Scholar
  167. 786.
    Vgl. Verlag Norbert Müller, Gehälter und Spesen (1992), S. 11.Google Scholar
  168. 787.
    Die in 6.1.3. diskutierte Analyse von John/Weitz, Empirical Evidence (1988), S. 21, ergab einen vergleichbaren Median von 26 VADM.Google Scholar
  169. 788.
    Anderson stellte zwei direkte Fragen zur Länge des Verkaufszyklus sowie zum Zeitraum, der für die Entscheidung des Kunden vergeht. Die dritte Frage, ob Kunden langsame Kaufentscheidungen treffen, war auf einer 7-Punkte-Skale zu beantworten. Der genaue Wortlaut der Fragen ist dem Arbeitsbericht von Anderson, Transaction Cost Analysis (1984), S. 27, zu entnehmen.Google Scholar
  170. 789.
    Vgl. Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 107.Google Scholar
  171. 790.
    Der Wortlaut dieser Frage variierte geringfügig für die einzelnen Branchen. So wurden der Anteil der Arbeitszeit für Agenturadministration nur in der Finanzdienstleistungs-und Leasing-branche erfragt sowie die Formulierungen den Branchengegebenheiten angepaßt.Google Scholar
  172. 791.
    Anderson erfragte den Anteil der Arbeitszeit für After-Sales-Service als Prozentsatz der gesamten Arbeitszeit. Zusätzlich wurden vier Fragen zum Umfang von Non-Selling-Aktivitäten gestellt, zu denen die Befragten auf 7-Punkte-Skalen Stellung nehmen sollten. Vgl. Anderson, Transaction Cost Analysis (1984), S. 26.Google Scholar
  173. 792.
    Vgl. Schubert, Reisende (1965), S. 87. Der Autor macht keine Angaben über den Umfang und die Qualität seiner Untersuchung, die sich auf die Elektrobranche beschränkt.Google Scholar
  174. 793.
    Diese Angaben beruhen auf einer schriftlichen Befragung von 274 Unternehmen verschiedener Branchen, wobei ein Rücklauf von nur 41 Fragebogen zu verzeichnen war. Siehe Deppe, Leistungsbeurteilung von Außendienstmitarbeitern (1979), S. 112 ff.Google Scholar
  175. 794.
    Siehe Churchill/Ford/Walker, Sales Force Management (1993), S. 37.Google Scholar
  176. 795.
    Vgl. O’Connell, Sales Force Compensation (1989), S. 3 und S. 9 f.Google Scholar
  177. 796.
    Siehe Williamson, Transaction Cost Economics (1979), S. 246.Google Scholar
  178. 797.
    Vgl. Anderson, Outside Agent or Employee (1985), S. 245.Google Scholar
  179. 798.
    Vgl. Lal/Staelin, Asymmetric Information (1986); Rao, Compensating Heterogeneous Salesforces (1990).Google Scholar
  180. 799.
    Vgl. Lal/Staelin, Asymmetric Information (1986), S. 181; Rao, Compensating Heterogeneous Salesforces (1990), S. 326.Google Scholar
  181. 800.
    Diese Typisierung findet sich auch in der Vergütungsstudie der Kienbaum Vergütungsberatung, Vergütung 1993 (1993), S. 11 ff.Google Scholar
  182. 801.
    Dies entspricht dem Ausdruck in geschweiften Klammern (“ { I”) in Tab. 35.Google Scholar
  183. 802.
    Siehe dazu die eckige Klammer (“1 ]” )in Tab. 35.Google Scholar
  184. 803.
    Zwar liegen keine direkten Vergleichswerte zur Beurteilung dieser Verteilung vor, es kann aber aus dem hohen Anteil von 59,1% durchschnittlichen VADM in der Vergütungsstudie der Kienbaum Vergütungsberatung geschlossen werden, daß bundesdeutsche Unternehmen eher homogene VAD aufweisen. Siehe Kienbaum Vergütungsberatung, Vergütung 1993 (1993), S. 11 ff. Die dort betrachteten 1.762 VADM stellen zu 59,1% durchschnittliche VADM dar, zu 26,7% Spitzenkräfte und zu 14,2% Anfangsverkäufer.Google Scholar
  185. 804.
    Die einzigen dem Autor bekannten direkten Tests der TCA im VAD sind die Arbeiten von Anderson, Outside Agent or Employee (1985), und von John/Weitz, Empirical Investigation (1989). In beiden Studien werden Mehrfachfragen verwendet, um den Umfang der Transaktionsspezifität zu messen.Google Scholar
  186. 805.
    Vgl. Anderson, Outside Agent or Employee (1985), S. 243 f.Google Scholar
  187. 806.
    Siehe Abschnitt 2.5.Google Scholar
  188. 807.
    Vgl. John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 7.Google Scholar
  189. 808.
    Die Koirelationskoeffizienten für die Reisenden-VAD betragen 0,487 (KUNDETSA), 0,852 (PRODKTSA), 0,760 (UNTERTSA) und 0,529 (VERKFANT). Vgl. dazu die Korrelationsmatrix, die als Tab. 62 in Abschnitt 7.2. wiedergegeben ist.Google Scholar
  190. 809.
    Sofern Zinseffekte berücksichtigt werden, zeigen die Auszahlungen für Einarbeitungs‑ maßnahmen gegenüber denen für Trainingsmaßnahmen deutlich höhere Kapital-Barwerte.Google Scholar
  191. 810.
    Vgl. Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 106; John/Weitz, Empirical Evidence (1988), S. 12.Google Scholar
  192. 811.
    Beispielsweise wirken neben dem Arbeitseinsatz der VADM andere Marketing-MixInstrumente wie Werbung oder Verkaufsförderung auf den Gesamtumsatz. Daher äußern die Autoren selbst erhebliche Bedenken bezüglich der Güte dieser Operationalisierung. Vgl. John/ Weitz, Empirical Evidence (1988), S. 12. Siehe auch Albers, Entlohnung bei VerkaufsauBendienstmitarbeitern (1993), S. 7.Google Scholar
  193. 812.
    Siehe Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 15.Google Scholar
  194. 813.
    Der Betrag der Zusatzaufwendungen basiert auf Zahlen der VAD-Studie des Verlags Norbert Müller, Gehälter und Spesen (1992), S. 74, S. 87 und S. 94. Im einzelnen wurden für Sozialleistungen DM 13.464, für Spesen DM 18.631 und für Pkw-Aufwand DM 19.000 angesetzt. Eine Berücksichtigung der Zusatzaufwendungen über einen einheitlichen prozentualen Aufschlag erscheint nicht sinnvoll, da die Sozialbeiträge nur bis zum (berücksichtigten) Höchstsatz proportional sind. Auch Spesen und PKW-Kosten entwickeln sich eher nicht proportional mit dem Gesamteinkommen der VADM.Google Scholar
  195. 814.
    Zu den Eigenschaften dieses Funktionstyp siehe Gedenk/Skiera, Marketing-Planung (1993), S. 639 f.; Lilien/Kotler/Moorthy, Marketing Models (1992), S. 655 und S. 657 f.Google Scholar
  196. 815.
    Es wird vereinfachend davon ausgegangen, daß die Besuchselastizität des Umsatzes und des Deckungsbeitrages gleich sind. Dies entspricht der gängigen Annahme, daß der Deckungsbeitrag einen konstanten Prozentsatz vom Umsatz darstellt.Google Scholar
  197. 816.
    In diese Regressionsanalyse gingen 100 vollständige Beobachtungen des gesamten Datensatzes ein. Die Güte des Gesamtmodells (F-Wert von 5,50, Signifikanzniveau 0,0005; Rz 19%) ist vor dem Hintergrund der breit angelegten Querschnittsanalyse als gut anzusehen.Google Scholar
  198. 817.
    Der standardisierte Beta-Koeffizient von +0,2726 weist einen t-Wert von 2,842 (Signifikanz-niveau 0,0055) auf.Google Scholar
  199. 818.
    Siehe Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 101.Google Scholar
  200. 819.
    Der Beta-Koeffizient beträgt +0,2390 bei einem t-Wert von 2,451 (Signifikanzniveau 0,0161).Google Scholar
  201. 820.
    So z.B. Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 106, und Coughlan/Sen, Salesforce Compensation: Theory (1989), S. 331. Die mehrfach zitierte Meta-Analyse von Churchill/Ford/Hartley/Walker, Meta-Analysis (1985), S. 107 f., zeigte, daß Verkaufsfertigkeiten den zweithöchsten Erlärungsanteil an Leistungsvarianzen aufwies. Verkaufsfertigkeiten wiederum variieren über die Zeit mit zunehmender Erfahrung der VADM. Siehe Churchill/ Ford/Walker, Sales Force Management (1993), S. 435.Google Scholar
  202. 821.
    Vgl. u.a. Cron/Dubinsky/Michaels, Career Stages (1988); Cron/Slocum, Influence of Career Stages (1986); Hafer, Career Stage Perspective (1986); Jolson, Career Cycle (1974). Die Studie von Carroll/Lee/Rao, Salesforce Productivity (1986), zeigt eine deutliche kürzere Produktivitätskurve für den Prozeß der Rekrutierung in der US Navy, allerdings mit dem typischen umgekehrt U-förmigen Verlauf. Siehe ebenda, S. 1374.Google Scholar
  203. 822.
    Siehe Cron/Dubinsky/Michaels, Career Stages (1988), S. 81; Cron/Slocum, Influence of Career Stages (1986), S. 120 und S. 125 f.; Dalrymple/Strahle, Career Path (1990), S. 61 f.; Hafer, Career Stage Perspective (1986), S. 1 f.; und insbesondere Kirchner/McElwain/Dunnette, Age and Sales Effectiveness (1960), die im Rahmen einer Untersuchung von 539 VADM eines Unternehmens herausfanden, daß “... ratings of sales effectiveness ... increase with age up to age 40 and then start to decrease after that age.” Ebenda, S. 92.Google Scholar
  204. 823.
    Vgl. Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 97 f.Google Scholar
  205. 824.
    Vgl. Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 98.Google Scholar
  206. 825.
    Siehe Kienbaum Vergütungsberatung, Vergütung 1993 (1993), S. 16.Google Scholar
  207. 826.
    Vgl. Kienbaum Vergütungsberatung, Vergütung 1993 (1993), S. 15. In der in 6.1.3. erwähnten Vergleichsstudie von John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 7, wird ein sehr ähnliches Durchschnittsalter von 39 Jahren berichtet. Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 104, geben das Durchschnittsalter ihres Sekundärdatensatzes mit 36 Jahren an.Google Scholar
  208. 829.
    In die Regressionsanalyse gingen 261 vollständige Beobachtungen des gesamten Datensatzes ein. Die Güte des Gesamtmodells (F-Wert von 27,47, Signifikanzniveau < 0,0001; R2 30%) ist vor dem Hintergrund des heterogenen Datensatzes als gut anzusehen. Zwischen den unabhängigen Variablen besteht keine nennenswerte Interkorrelation, und auch die Toleranz als Maß für Multikollinearität deutet nicht auf eine Verletzung dieser Prämisse der Regressionsanalyse hin.Google Scholar
  209. 830.
    Die standardisierten Beta-Koeffizienten der Variablen Unternehmenszugehörigkeit, Außendiensterfahrung bzw. Alter (transformiert) wiesen Werte von -0,0037, 0,0331 bzw. -0,0490 bei t-Werten von -0,070, 0,618 und -0,926 auf. Der nicht signifikante Zusammenhang der Operationalisierungen der Effektivität mit dem direkten Maß des Mindestnutzens indiziert zugleich eine hohe diskriminierende Validität der Variablen.Google Scholar
  210. 831 .
    Der Beta-Koeffizient der Variablen Bildungsniveau von 0,5508 (t-Wert 10,341; Signifikanz‑niveau < 0,0001) zeigt, daß diese Variable fast vollständig die Variation der abhängigen Variablen “branchenübliches Einkommen” erklärt. Sofern nur das Bildungsniveau als Regressor eingeht, ändern sich die Gütemaße des Regressionsmodells nur unwesentlich (F-Wert von 108,27, Signifikanzniveau < 0,0001; R2 29,5%).Google Scholar
  211. 832.
    Vgl. Coughlan/Narasimhan, Empirical Analysis (1992), S. 107.Google Scholar
  212. 833.
    Siehe Kienbaum Vergütungsberatung, Vergütung 1993 (1993), S. 17. Sofern die dort berichtete Ausbildungsstruktur von Durchschnittsverkäufern nach der in Tab. 34 angeführten Formel umgerechnet wird, ergibt sich ein Bildungsindex von 136.Google Scholar
  213. 834.
    Vgl. Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 14 und Appendix.Google Scholar
  214. 835.
    Vgl. MacCrimmon/Wehrung, Taking Risks (1986), S. 196 ff. und S. 216 ff.Google Scholar
  215. 836.
    Als branchenübliche mittlere Einkommen wurden für die fünf Bereiche Finanzdienstleistungen, Pharma, Konsumgüter, Investitionsgüter und Leasing DM 70.000, DM 90.000, DM 80.000, DM 100.000 und DM 70.000 angesetzt, die in Pretest-Gesprächen als branchentypisch genannt wurden und den in der Studie ermittelten Einkommen relativ nahe kommen. Die Mittelwerte der Jahreseinkommen sind in Tab. 23 wiedergegeben. Die Absolutabweichungen der Antwortkategorien vom Erwartungswert waren dagegen einheitlich gestaltet worden und gehen aus Tab. 46 hervor.Google Scholar
  216. 837.
    Vgl. Oliver/Weitz, Salesperson Motivation (1991), S. 8.Google Scholar
  217. 838.
    Vgl. Ross, Performance Against Quota (1991), S. 305.Google Scholar
  218. 839.
    Vgl. Basu/Lal/Srinivasan/Staelin, Salesforce Compensation Plans (1985), S. 272.Google Scholar
  219. 840.
    Vgl. Albers, Entscheidungshilfen (1989), S. 264. Analog kann auch die Literatur zur Risikostreuung im Beschaffungs-und Absatzmarketing herangezogen werden. Siehe Porter, Wettbewerbsstrategie (1990), S. 153 ff. und S. 169 f.Google Scholar
  220. 841.
    So z.B. von Anderson, Outside Agent or Employee (1985), S. 245.Google Scholar
  221. 842.
    Siehe Anderson/Olivcr, Salesforce Control Systems (1987), S. 79; Anderson/Weitz, Make-orBuy Decisions (1986), S. 10 ff. und S. 14.Google Scholar
  222. 843.
    Vgl. Albers, Entlohnung bei Verkaufsaußendienstmitarbeitern (1993), S. 7.Google Scholar
  223. 844.
    Vgl. John/Weitz, Empirical Evidence (1988), S. 20; John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 13. John/Weitz haben dabei teilweise Maße verwendet, die schon von Anderson, Transaction Cost Analysis (1984), S. 24, eingesetzt wurden. Auch die Operationalisierung von Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 22, beinhaltet sehr ähnliche Fragen zur Prognosemöglichkeit zukünftiger Umsätze, wie “I have a pretty good idea of the relationship between how hard I work and how much I will sell” und “If I put in my time, I get my sales”.Google Scholar
  224. 845.
    Die Abweichungen des Marktvolumens, der Umsätze und der Erfolgserwartungen nach oben und unten können als Varianz interpretiert werden. Da inbesondere die PAT die Unsicherheit der Umwelt über die Streuung der Umsatzreaktionsfunktion modelliert, besitzen diese Meßvariablen theoretische Fundierung.Google Scholar
  225. 846.
    Vergütungspraxis beitragen. Da erhebliche Unterschiede zwischen dem Verkauf im stationären Handel und im VAD bestehen und die Unsicherheit der Umwelt das einzige von ihr getestete PAT-bzw. TCA-Konstrukt darstellt, wurde diese Studie nicht für einen Vergleich mit VADUntersuchungen herangezogen. Siehe auch Lal/Srinivasan, Single-and Multi-product Salesforccs (1993), S. 787.Google Scholar
  226. 847.
    Die Bedeutung von Interaktionseffekten der Produkte unterstreichen Coughlan/Sen, Salesforce Compensation: Theory (1989), S. 334, sowie Rangaswamy/Sinha/Zoltners, Sales Force Structuring (1990), S. 282.Google Scholar
  227. 848.
    Hier dienten Items von Anderson, Transaction Cost Analysis (1984), S. 17, als Maßstab, wobei die dort zur Messung produktspezifischer Kenntnisse und Fertigkeiten (TSA) eingesetzten Fragen an die andersartige Problemstellung angepaßt wurden.Google Scholar
  228. 849.
    Vgl. John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 7 bzw. S. 12.Google Scholar
  229. 850.
    Vgl. Anderson, Outside Agent or Employee (1985), S. 244. Dort wurden die Fragen zur ‘customer loyalty’ als Operationalisierung eines idiosynkratischen Guts der VADM (TSA) angesehen.Google Scholar
  230. 851.
    Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 22, formulierten dazu folgende zwei Fragen: “My salespeople can estimate sales potential as well as I can” und “My salespeople have a better feel for sales potential than I do”.Google Scholar
  231. 852.
    Dafür setzten Outland/Lal/Staelin folgende zwei Items ein: “As a sales manager I have better information on factors that can affect sales than my salespeople do” sowie “Many things can affect successful selling. I have a better knowledge of these factors than my salespeople”. Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 22.Google Scholar
  232. 853.
    Das Statement lautete “My salespeople know more about the selling conditions for their potential customers than I do”. Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 22. Die fünf Fragen wiesen ein moderates bis gutes Maß der Internen Konsistenz von Cronbachs a=0,68 auf.Google Scholar
  233. 854.
    Der zweite Interaktionseffekt “Unsicherheit*Ersetzbarkeit der Reisenden” setzt sich aus Meßvariablen zusammen, die bereits diskutiert wurden.Google Scholar
  234. 855.
    Vgl. Basu/Lal/Srinivasan/Staelin, Salesforce Compensation Plans (1985), S. 270 f.; Coughlan/ Sen, Salesforce Compensation: Theory (1989), S. 330 f.Google Scholar
  235. 856.
    Vgl. Anderson, Transaction Cost Analysis (1984), S. 23; Anderson, Outside Agent or Employee (1985), S. 244 f.; Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 14.Google Scholar
  236. 857.
    Siehe z.B. Anderson, Outside Agent or Employee (1985), S. 244 f.; Anderson/Weitz, Make-or‑ Buy Decisions (1986), S. 11 und S. 15; John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 13.Google Scholar
  237. 858.
    Die Fragen zur Output-Messung konnten im Fragebogen nicht mit anderen vermischt werden, da die spezifische Form der Rating-Skalen mit unterschiedlich benannten Extrema nur hier und bei den Fragen zur Unsicherheit eingesetzt wurde. Um Artefakte zu vermeiden, wurden die beiden ähnlich lautenden Fragen zur Output-Messung daher konträr formuliert, d.h. für die erste Frage wurde eine negative Korrelation mit dem Konstrukt unterstellt, für die zweite Frage eine positive Korrelation.Google Scholar
  238. 859.
    Vgl. Anderson/Oliver, Salesforce Control Systems (1987), S. 80 ff.; Eisenhardt, Control (1985), S. 143.Google Scholar
  239. 860.
    Vgl. Anderson/Oliver, Salesforce Control Systems (1987), S. 80 ff.; Anderson/Weitz, Make-orBuy Decisions (1986), S. 11 und S. 15.Google Scholar
  240. 861.
    Siehe Anderson, Transaction Cost Analysis (1984), S. 23; Anderson/Weitz, Make-or-Buy Decisions (1986), S. 11 und S. 15.Google Scholar
  241. 862.
    Zur Likert-Technik (oder “Methode der summierten Einschätzungen”) vgl. Böhler, Marktforschung (1992), S. 111 ff.; Green/ ll/Albaum, Research (1988), S. 305 ff. Entsprechend der üblichen Vorgehensweise wurden die Fragen in zufälliger Reihenfolge in den Fragebogen aufgenommen und teilweise ‘positiv’ bzw. ‘negativ’ formuliert. Siehe dazu auch den Fragebogen für die Investitionsgüterindustrie im Anhang.Google Scholar
  242. 863.
    Siehe John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 12.Google Scholar
  243. 864.
    Dem in der Marktforschung üblichen Sprachgebrauch folgend wird Cronbachs a auch in dieser Arbeit synonym als “Maß der Internen Konsistenz” und als “Reliabilitätsmaß” bezeichnet. Cronbachs a stellt aber nur eine Dimension der Reliabilität von Skalen dar, nämlich deren Inte rn e Konsistenz. Vgl. Nunnally, Psychometric Theory (1978), S. 229 ff., der alternative Formen der Reliabilität sowie deren Messung diskutiert.Google Scholar
  244. 865.
    So gehen auch die in Abschnitt 6.1. diskutierten Vergleichsstudien vor, z.B. Anderson, Outside Agent or Employee (1985), S. 242 ff.; John/Weitz, Empirical Evidence (1988), S. 10 ff.; John/Weitz, Empirical Investigation (1989), S. 7 ff.; Outland/Lal/Staelin, Empirical Test (1990), S. 13 ff. und S. 22 f.Google Scholar
  245. 866.
    Vgl. Gerbing/Anderson, Scale Development (1988), S. 190.Google Scholar
  246. 867.
    Eindimensionalität wird definiert als “... the existence of one construct underlying a set of items”. Steenkamp/van Trijp, Validating Marketing Constructs (1991), S. 286.Google Scholar
  247. 868.
    Wie Gerbing/Anderson, Scale Development (1988) treffend feststellen, besteht die Schwäche des Reliabilitätsmaßes darin, “... that the item-total method does not account for external consistency. By not accounting for the relations of posited alternate indicators with indicators of different factors, an item-total analysis may fail to discriminate between sets of indicators that represent different, though correlated, factors.” Ebenda, S. 188.Google Scholar
  248. 869.
    So z.B. Churchill, Better Measures (1979), S. 69; Gerbing/Anderson, Scale Development (1988), S. 189; Steenkamp/van Trijp, Validating Marketing Constructs (1991), S. 286 f.; Stewart, Factor Analysis (1981), S. 51 und S. 56.Google Scholar
  249. 870.
    Zur Beurteilung der Eignung der Ausgangsdaten für faktoranalytische Auswertungen siehe Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 205 f.; Stewart, Factor Analysis (1981), S. 56 ff., die auch kritische Werte des KMO-Maßes für das Gesamtmodell und der MSA-Werte für einzelne Variablen nennen.Google Scholar
  250. 871.
    Die alternativen Optionen des Statistik-Paketes SPSS, bei fehlenden Werten nur die Nennung der jeweiligen Variablen auszuschließen bzw. diese “missing values” durch Durchschnittswerte zu ersetzen, bieten Manipulationsspielräume und werden daher hier nicht betrachtet. Vgl. Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 248.Google Scholar
  251. 872.
    Dieses Verfahren wird erläutert in Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 221 ff.; Bühler, Marktforschung (1992), S. 222 ff.; GreenlTulliAlbaum, Research (1988), S. 565 ff.; Hammann/Erichson, Marktforschung (1990), S. 203.Google Scholar
  252. 873.
    Die endgültigen Kommunalitäten der Variablen ergeben sich aus den quadrierten Faktorladungen einer Variablen. Dieses entspricht der Summe der Ladungsquadrate je Zeile, wie sie in Tab. 56 wiedergegeben werden. Die Eigenwerte der Faktoren ergeben sich aus der spaltenweisen Addition der quadrierten Faktorladungen. Vgl. auch Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 225.Google Scholar
  253. 874.
    Siehe Green/Tull/Albaum, Research (1988), S. 573 f.Google Scholar
  254. 875.
    Vgl. Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 225; Stewart, Factor Analysis (1981), S. 58.Google Scholar
  255. 876.
    Vgl. Backhaus/Erichson/Plinke/Weibcr, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 226.Google Scholar
  256. 877.
    Die Unterdrückung von Faktorladungen < 0,2 erfolgt aus zwei Gründen: Zum einen gilt die Konvention, daß nur Faktorladungen ab 0,5 als hoch angesehen werden und für die inhaltliche Interpretation heranzuziehen sind. Zum anderen können Faktorladungen hinsichtlich ihrer Signifikanz wie Korrelationskoeffizienten behandelt werden. Für Stichproben mit mehr als 200 Beobachtungen sind dann erst Ladungen von > 0,18 bei einer Irrtumswahrscheinlichkeit von I% signifikant. Vgl. Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 228, sowie Hair/Anderson/Tatham/Black, Multivariate Data Analysis (1992), S. 239.Google Scholar
  257. 878.
    Die Bildung inhaltlich nicht plausibler Faktoren führt Churchill, Better Measures (1979), S. 69 darauf zurück, daß dieser Effekt “... is partly due to the ‘garbage items’ which do not have the common core but which do produce additional dimensions in the factor analysis.”Google Scholar
  258. 879.
    Z.B. lädt ADMANWER, also die Leichtigkeit, neue VADM anzuwerben, positiv mit dem Faktor 5, der die Unsicherheit der Umwelt erfaßt. Inhaltlich verständlicher wäre eine negative Korrelation gewesen, da bei unsicheren Verkaufssituationen eher qualifizierte Mitarbeiter benötigt werden, die schwerer zu rekrutieren sind.Google Scholar
  259. 880.
    Die positive Ladung von EXTFAKTO auf den Faktor 2, der die Volatilität (“Flatterhaftigkeit”) der Umwelt abbildet, kann dadurch erklärt werden, daß bei stärkeren Erfolgsschwankungen der Einfluß von Faktoren außerhalb der Kontrolle der VADM als stärker empfunden wird. Auch die positive Korrelation der Frage zur Wettbewerbsintensität mit dem Faktor 7, der im wesentlichen die Substituierbarkeit der vertretenen Produkte erfaßt, ist plausibel, da der Konkurrenzdruck zwischen Unternehmen, die nicht einzigartige und leicht ersetzbare Produkte vertreiben, vermutlich höher ist, weil dem Persönlichen Verkauf aufgrund der fehlenden Produktvorteile ein stärkeres Gewicht zukommt, was einer von der VAD-Leitung höheren wahrgenommenen Wettbewerbsintensität gleichzusetzen ist.Google Scholar
  260. 881.
    Zum Begriff der Einfachstruktur siehe Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 228; Böhler, Marktforschung (1992), S. 226Google Scholar
  261. 882.
    Bei erstmaliger Verwendung von Skalen werden Werte von 0,5 bis 0,6 als genügend eingeschätzt. Vgl. Churchill, Better Measures (1979), S. 68; Peter, Reliability (1979), S. 15. Nunnally, Psychometric Theory (1978), S. 245 f., und Rust/Cooil, Reliability Measures (1994), S. 7 ff., bezeichnen dagegen erst a-Werte ab 0,7 als genügend, wobei sie ihre Faustregel nicht als kritischen Wert ansehen, sondern als Richtwert.Google Scholar
  262. 883.
    Vgl. Albers, Entlohnung bei Verkaufsaußendienstmitarbeitern (1993), S. 7.Google Scholar
  263. 884.
    Siehe Steenkamp/van Trijp, Validating Marketing Constructs (1991), S. 283.Google Scholar
  264. 885.
    Vgl. Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 207 ff.Google Scholar
  265. 886.
    Orthogonale Faktorenextraktionen und -rotationen stellen lediglich sicher, daß die resultierenden Faktoren orthogonal und damit nicht korreliert sind.Google Scholar
  266. 887.
    Diese Empfehlung findet sich bei Anderson/Engledow/Becker, Evaluating the Relationships (1979), S. 396 f.; Churchill, Better Measures (1979), S. 69; Gerbing/Anderson, Scale Development (1988), S. 189; Hair/Anderson/Tatham/Black, Multivariate Data Analysis (1992), S. 453; Hildebrandt, Validierung (1984), S. 41; Steenkamp/van Trijp, Validating Marketing Constructs (1991), S. 287; Stewart, Factor Analysis (1981), S. 56.Google Scholar
  267. 888.
    Vgl. Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 347; Dillon/ Kumar/Mulani, Covariance Structure Analysis (1987), S. 127; Förster/Fritz/Silberer/Raffée, Der LISREL-Ansatz (1984), S. 350; Gerbing/Anderson, Scale Development (1988), S. 187; Hildebrandt, Validierung (1984), S. 45; Jöreskog/Sörbom, LISREL 7 (1989), S. 134 f.; Steenkamp/van Trijp, Validating Marketing Constructs (1991), S. 287.Google Scholar
  268. 889.
    Die Begriff der Kausalität ist dahingehend zu verstehen, daß ein theoretisch fundiertes Modell statistische Bestätigung findet. Ein experimenteller Charakter kommt den “Kausalmodellen” dagegen nicht zu. Vgl. Htittner, Marktforschung (1989), S. 267.Google Scholar
  269. 890.
    Zum Begriff der Null-Ladungen siehe Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 410.Google Scholar
  270. 891.
    Zum Begriff vgl. Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 207 ff.Google Scholar
  271. 892.
    Siehe Anderson/Engledow/Becker, Evaluating the Relationships (1979), S. 397; Backhaus/ Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 347; Dillon/Kumar/Mulani, Covariance Structure Analysis (1987), S. 127; Hildebrandt, Validierung (1984), S. 46; Jöreskog/Sörbom, LISREL 7 (1989), S. 135.Google Scholar
  272. 893.
    PRELIS und LISREL 7 sind Produkte der Scientific Software, Inc.Google Scholar
  273. 894.
    Vgl. u.a. Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 322 ff.; Förster/Fritz/Silberer/Raffée, Der LISREL-Ansatz (1984); Hildebrandt, Konfirmatorische Analysen (1983).Google Scholar
  274. 895.
    Als Ausgangsdaten dienten die Pearsonschen Produkt-Moment-Korrelationen der 21 Items, die ordinales Skalenniveau aufweisen und wie intervallskalierte Variablen behandelt wurden. Zur generellen Eignung dieser Form der Korrelationsmatrix vgl. die Monte-Carlo-Simulation alternativer Korrelationsmaße in Jöreskog/Sörbom, PRELIS (1986), S. 1–8 bis S. 1–11.Google Scholar
  275. 896.
    Vgl. Hair/Anderson/Tatham/Black, Multivariate Data Analysis (1992), S. 442.Google Scholar
  276. 897.
    Vgl. Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 329 f.Google Scholar
  277. 898.
    Siehe Dillon/Kumar/Mulani, Covariance Structure Analysis (1987), und Hair/Anderson/ Tatham/Black, Multivariate Data Analysis (1992), S. 442, sowie die Diskussion von Kovarianzund Korrelationsmatrizen bei Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 329 ff.Google Scholar
  278. 899.
    Vgl. Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 379 ff.; Bagozzi, Causal Models (1980), S. 98; Förster/Fritz/Silbcrer/Raflée, Der LISREL-Ansatz (1984), S. 353; Hildebrandt, Konfirmatorische Analysen (1983), S. 76 ff. Das fir die Parameterschätzung verwendete Maximum-Likelihood-Verfahren liefert auch zusätzliche Informationen über die Identifikation des Modells aus der sogenannten Informationsmatrix. Sofern diese Matrix positiv definit ist, ist eine hinreichende Bedingung für die Identifizierbarkeit des Modells gegeben.Google Scholar
  279. 900.
    Die Anzahl der zu ermittelnden Parameter ergibt sich aus den je 21 Koeffizienten der Matrizen Ax, 43 und Og und entspricht der Anzahl der Pfeile in Abb. 21.Google Scholar
  280. 901.
    Vgl. Bagozzi, A Comment (1981), S. 380.Google Scholar
  281. 902.
    Vgl. Bagozzi, Causal Models (1980), S. 103; Hildebrandt, Konfirmatorische Analysen (1983), S. 88; Jöreskog/Sörbom, Structural Equation Modeling (1982), S. 405. Einen Überblick über das ML- und andere Schätzverfahren geben Förster/Fritz/Silberer/Raffe, Der LISREL-Ansatz (1984), S. 354 f.Google Scholar
  282. 903.
    Die Implikationen dieser auch als Heywood-Fall bezeichneten unsinnigen Werte werden von Dillon/Kumar/Mulani, Covariance Structure Analysis (1987), S. 126 ff.; Förster/Fritz/Silberer/ Raffe, Der LISREL-Ansatz (1984), S. 354, und Schewe, Imitationsmanagement (1992), S. 205 f., diskutiert. Zu sonstigen Formen der Fehlspezifikation siehe Bagozzi, Causal Models (1980), S. 96; Hildebrandt, Konfirmatorische Analysen (1983), S. 115 ff.Google Scholar
  283. 904.
    Die für den X2-Test empfohlene Stichprobengröße ist 100–200 Beobachtungen. Kleinere Stichproben führen tendenziell zu einer Annahme von Modellen, die eigentlich abzulehnen wären, größere Stichproben dagegen zu einer Ablehnung eigentlich guter Modelle. Vgl. Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 400 f.; Bagozzi, Causal Models (1980), S. 106; Homburg, Kausalanalyse (1989), S. 189; Jöreskog/Sörbom, Structural Equation Modeling (1982), S. 407 f.Google Scholar
  284. 905.
    Vgl. zu den strengen Kriterien Hair/Anderson/Tatham/Black, Multivariate Data Analysis (1992), S. 492, und zu den großzügigen Intervallen Fritz, Unternehmensführung (1992), S. 126 und S. 140, sowie Hildebrandt, Konfirmatorische Analysen (1983), S. 105. Das Normierte X2 errechnet sich aus dem Quotienten (X2/Freiheitsgrade des Meßmodells), beträgt also hier (224,88/168).Google Scholar
  285. 906.
    Siehe Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 401 f.; Hildebrandt, Konfirmatorische Analysen (1983), S. 105; Jöreskog/Sörbom, Structural Equation Modeling (1982), S. 408. GFI und Adjusted GFI entsprechen inhaltlich den Bestimmtheitsmaßen der Regressionsanalyse (R2 und korrigiertes R2).Google Scholar
  286. 907.
    Vgl. Fritz, Unternehmensführung (1992), S. 126 und S. 140; Hair/Anderson/Tatham/Black, Multivariate Data Analysis (1992), S. 492.Google Scholar
  287. 908.
    Wie schon beim GFI können hier keine klaren kritischen Werte genannt werden. Als empfehlenswert werden in der Literatur RMR-Maße angegeben, die kleiner 0,1 sind. Siehe Fritz, Unternehmensführung (1992), S. 126 und S. 140; Jöreskog/Sörbom, Structural Equation Modeling (1982), S. 408.Google Scholar
  288. 909.
    Siehe Hair/Anderson/Tatham/Black, Multivariate Data Analysis (1992), S. 458.Google Scholar
  289. 910.
    Vgl. Hildebrandt, Konfirmatorische Analysen (1983), S. 103; Homburg, Kausalanalyse (1989), S. 193; Marsh/Balla/McDonald, Goodness-of-Fit Indexes (1988), S. 393. In der Literatur wird der NFI auch als Bentler-Bonett-Index bezeichnet.Google Scholar
  290. 911.
    Der x2-Wert des Nullmodells beträgt 1.137,92, der des Meßmodells 224,88.Google Scholar
  291. 912.
    Vgl. Bagozzi, Causal Models (1980), S. 106; Marsh/Balla/McDonald, Goodness-of-Fit Indexes (1988), S. 393. Marsh/Balla/McDonald zeigen für reale und simulierte Datensätze, daß einzig das TLM im Gegensatz zu allen sonstigen hier diskutierten Gütemaßen von der Stichprobengröße unbeeinflußt und daher generell vorzuziehen ist. Vgl. ebenda, S. 408.Google Scholar
  292. 913.
    Siehe Tucker/Lewis, Maximum Likelihood Factor Analysis (1973).Google Scholar
  293. 914.
    Vgl. Hair/Anderson/Tatham/Black, Multivariate Data Analysis (1992), S. 492; Marsh/Balla/ McDonald, Goodness-of-Fit Indexes (1988), S. 393.Google Scholar
  294. 915.
    Des weiteren überschreiten fast alle Indikator-Ladungen den von Steenkamp/van Trijp, Validating Marketing Constructs (1991), S. 289, empfohlenen Wert von 0,5 deutlich.Google Scholar
  295. 916.
    Vgl. Bagozzi, Causal Models (1980), S. 106; Gerbing/Anderson, Scale Development (1988), S. 190; Hildebrandt, Konfirmatorische Analysen (1983), S. 115 ff.; Steenkamp/van Trijp, Validating Marketing Constructs (1991), S. 289.Google Scholar
  296. 917.
    Die genaue Berechnung der einzelnen Reliabilitätsmaße ist dem Anhang zu entnehmen.Google Scholar
  297. 918.
    Vgl. Hair/Anderson/Tatham/Black, Multivariate Data Analysis (1992), S. 449 f.; Homburg, Kausalanalyse (1989), S. 198.Google Scholar
  298. 91.
    Es wird hier auf die in LISREL standardmäßig berichteten t-Werte der (p-Koeffizienten zurückgegriffen. Andere Autoren empfehlen die Beachtung von 9-Koeffizienten ab Werten von 0,2, was für die hier diskutierte große Stichprobe ein sehr liberales Maß darstellt. Vgl. z.B. Fritz, Untemehmensführung (1992), S. 126.Google Scholar
  299. 921.
    Die Summe der vier siebenstufigen Rating-Skalen des Konstrukts “Input als Leistungsmaß ungeeignet” (INPUT) kann Werte zwischen 4 und 28 annehmen. Um eine Transformation zu erreichen, bei der die neue Variable den Wert 1 (0) annimmt, wenn Input-Maße zur Leistungsbeurteilung geeignet (ungeeignet) sind, wird folgende Umrechnung vorgenommen: 1-[(INPUT4)428–4)]. Die Skala OUTPUT wird ähnlich umgerechnet, nämlich: [(OUTPUT-3)/(21–3)]. Die Subtraktion von 1 entfällt, da OUTPUT bereits so kodiert ist, daß höhere Werte von OUTPUT einer Nichteignung von Output-Maßen zur Leistungsbeurteilung entsprechen. OUTPUT wird bekanntlich als Summe aus drei siebenstufigen Einzelfragen gebildet. Der Interaktionseffekt entspricht dem Produkt der beiden transformierten Skalen.Google Scholar
  300. 922.
    Die Transformation für den Interaktionseffekt wurde analog zur eben diskutierten Umrechnung für das Konstrukt INPUT nach der Formel [(INPUT-4)/(28–4)] und für OUTPUT nach der Formel [(OUTPUT-3)/ (21–3)] vorgenommen. Die Quadratwurzel des Produktes der so umgeformten Skalen stellt den Interaktionseffekt dar, der für alle Reisenden-VAD einen Mittelwert von 0,43 und eine Standardabweichung von 0,18 aufweist bei einem Minimalwert von 0 und einem Maximum von 1.Google Scholar
  301. 923.
    Siehe Tab. 56 zur verbesserten Lösung der Explorativen Faktorenanalyse.Google Scholar
  302. 924.
    Einzige Ausnahme ist der Test zur Delegation der Preisfestsetzungskompetenz, da PRODSUBS in dieser Analyse als Operationalisierung der Produktkomplexität angesehen wird, der ein positiver Einfluß auf den Umfang der Preisfestsetzungskompetenz nachgesagt wird.Google Scholar
  303. 925.
    Vgl. Backhaus/Erichson/Plinke/Weiber, Multivariate Analysemethoden (1994), S. 425; Förster/ Fritz/Silberer/Raffée, Der LISREL-Ansatz (1984), S. 364.Google Scholar
  304. 926.
    Summierte Skalen sind somit dem Rechnen mit Faktorwerten vorzuziehen, da Skalen replizier-bar sind und einen Vergleich von Studien ermöglichen, in denen identische Skalen verwendet wurden. Für bereits validierte Skalen entfällt auch generell die hier umfangreich dokumentierte Konstrukt-Validierung. Vgl. Nunnally, Psychometric Theory (1978), S. 86 ff.; Spiro/Weitz, Adaptive Selling (1990), S. 64 f. und S. 67.Google Scholar

Copyright information

© Springer Fachmedien Wiesbaden 1995

Authors and Affiliations

  • Manfred Krafft

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