Zusammenfassung
Die in diesem Kapitel dargelegten Befunde dokumentieren und analysieren die für die Problemstellung wichtigsten Ergebnisse. Obwohl damit die Auswertungsmöglichkeiten der Fragebogenerhebung keineswegs erschöpft sind, “waren wir zu einem Kompromiß zwischen dem Wunsch nach Vollständigkeit bzw. Detailliertheit und dem Anspruch an Übersichtlichkeit, Kompaktheit und Relevanz gezwungen.”1
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Literatur
Köhler, R./Uebele, H., Absatzbereich industrieller Großunternehmen (1977), S. 39.
Vgl. z. B. Schuchard-Ficher, Chr. u. a., Multivariate Analysemethoden (1982), S. 4 ff.;
Böhler, H., Marktsegmentierung (1977), S. 23 ff.
An dieser Stelle sei nur auf einige Standardwerke verwiesen. Vgl. z. B. Marinell, G., Multivariate Verfahren (1986);
Rüger, B., Induktive Statistik (1985);
Bleymüller, J./Gehlert, G./Gülicher, H., Statistik für Wirtschaftswissenschaftler (1985);
Hartung, J./Elpelt, B., Multivariate Statistik (1984);
Hartung, J./Elpelt, B./Klösener, K.-H., Statistik (1984);
Flury, B./Riedwyl, H., Angewandte multivariate Statistik (1983);
Kreyszig, E., Statistische Methoden und ihre Anwendungen (1982);
Schuchard-Ficher, Chr. u. a., Multivariate Analysemethoden (1982);
Sachs, L., Angewandte Statistik (1978);
Bortz, J., Lehrbuch der Statistik (1979);
Büning, H./Trenkler, G., Nichtparametrische statistische Methoden (1978).
Zur Durchführung der Clusteranalyse haben wir zugrundegelegt Schubö, W./Uehlinger, H.-M., SPSS (1984).
Vgl. Beutel, P. u. a., Statistik-Programm-System (1983).
Böhler, H., Marktforschung (1985), S. 158.
Mautz führte in der schriftlichen Befragung von Finanzanalysten zwei Stichproben zusammen, ohne diesen Schritt jedoch statistisch abzuprüfen. Vgl. Mautz, R. H., Financial Reporting by Diversified Companies (1968), S. 99 u. S. 322.
Vgl. für viele Schuchard-Ficher, Chr. u. a., Multivariate Analysemethoden (1982), S. 19.
Böhler, H., Marktforschung (1985), S. 170.
Vgl. Rüger, B., Induktive Statistik (1985), S. 241.
“Je kleiner der eine Fehler gehalten wird, desto größer ist notwendigerweise der andere Fehler.” Joost, N., Organisation in Entscheidungsprozessen (1975), S. 21. Vgl. hierzu auch Hartung, J./Elpelt, B./Klösener, K.-H., Statistik (1984), S. 133 ff.;
Kreyszig, E., Statistische Methoden (1982), S. 207 ff.
Sowohl der Mann-Whitney U-Test als auch der Median-Test sind bei ordinalskalierten abhängigen Variablen anwendbar. Der Median-Test ist vorzuziehen, wenn die Gruppen sehr klein sind. In diesem Falle weist der Mann-Whitney U-Test die größere Effizienz auf. Vgl. Bauer, F., Datenanalyse mit SPSS (1984), S.77.
Je höher die Effizienz eines Tests ist, desto geringer ist die Wahrscheinlichkeit eines Fehlers 2. Art, also der fälschlichen Beibehaltung der Nullhypothese. Vgl. Bauer, F., Datenanalyse mit SPSS (1984), S. 69 u. S. 76 f.
Bauer, F., Datenanalyse mit SPSS (1984), S. 58 f.
In dieser Zahl sind die telefonischen Reaktionen der Anlageberater nicht erfaßt. Insgesamt gmgen 212 Fragebogen ein; 3 Fragebogen konnten nicht mehr berücksichtigt werden, weil sie zu spät emtrafen.
Ursprünglich haben wir 427 Bankinstitute angeschrieben. Von der Zentrale einer Bank wurde uns jedoch mitgeteilt, daß der Fragebogen von den Mitarbeitern aus zeitlichen Gründen nicht beantwortet w,rd. Die Adressen-Gesamtheit von 427 ist zur Berechnung der Antwortquote und der Rücklaufquote um d.ese 20 Fragebogen zu bereinigen.
Im Vergleich zu anderen Befragungsaktionen kann die Rücklaufquote als sehr gut bezeichnet werden. Die von Eberts durchgeführte Befragung bei Mitgliedern der DVFA zum Berufsbild des Finanzanalysten erreichte eine Rücklaufquote von 33,2 %, während die im Kapitel B.III.1.3. referierte Befragung von Mautz bei Finanzanalysten eine “disappointing” Rücklaufquote von 22,0 % ergab. Witte/Kallmann/Sachs erhielten bei einer Führungskräftebefragung von ca. 10.000 versandten Fragebogen 2.490 auswertbare Exemplare zurück. Eine schriftliche Befragung von Thom/Brölingen bei Organisatoren ergab e.ne Rücklaufquote von ca. 34 % (von 793 Befragungsteilnehmern antworteten 269). Vgl. ausführhcher Eberts M, Berufsbild des Finanzanalysten (1985), S. 49; Mautz, R. K, Financial Reporting by D.vers.-fied Companies (1968), S. 99; Witte, E./Kallmann, A./Sachs, G., Führungskräfte der Wirtschaft (1981), S 28 f.; Thom, N./Brölingen, B., Berufsbild des Organisators (1982), S. 23.
Deshalb haben wir in den statistischen, Auswertungen die Institutsgruppe der genossenschaftlichen Zentralbanken der Gruppe der Genossenschaftsbanken zugeordnet.
Zu den vorgegebenen Größenklassen von Städten und Dörfern vgl. Burisch, H.-R., Städte in Zahlen (1985).
Einkommensklasse 1 = Anleger mit einem Einkommen bis zu 2.000,- DM. Einkommensklasse 2 = Anleger mit einem Einkommen von 2.001,- bis 3.000,- DM. Einkommensklasse 3 = Anleger mit einem Einkommen von 3.001,- bis 5.000,- DM. Einkommensklasse 4 = Anleger mit einem Einkommen von mehr als 5.000,-DM.
Bauer, F., Datenanalyse mit SPSS (1984), S. 79; vgl. auch Bortz, J., Statistik (1979), S. 344 ff.
Cochran’s C. kann interpretiert werden, wenn man eine annähernd gleiche ruppenbesetzung vorliegen hat. Vgl. hierzu Bauer, F., Datenanalyse mit SPSS (1984), S. 83.
Vgl. z. B. Schuchard-Ficher, Chr. u. a., Multivariate Analysemethoden (1982), S. 44.
Vgl. Bauer, F., Datenanalyse mit SPSS (1984), S. 85; Schuchard-Ficher, Chr. u. a., Multivariate Analysemethoden (1982), S. 28 u. S. 46, Fußnote 12 mit weiteren Literaturangaben.
Bei dieser Variablen sind die Annahmen der Normalverteilung und der gleichen Gruppenbelegung nicht erfüllt.
In diesem Falle sind die Annahmen’ der Varianzhomogenität und der gleichen Gruppenbelegung nicht erfüllt.
Vgl. die Übersicht der Anlageregeln im Kapitel C.III.2.3.
Eigentlich sind die Merkmale Sicherheit, Rendite, Altersvorsorge etc. schon im Merkmalskatalog enthalten. Weil diese Merkmale allerdings oftmals ausdrücklich erwähnt werden, erscheint es notwendig, sie noch einmal explizit aufzuführen.
In beiden untersuchten Fällen liegt eine Mehrgipfeligkeit vor.
Wir geben die Annahme der Varianzhomogenität bereits dann auf, wenn der Signifikanzwert des Cochran’s C kleiner ist als 0,10.
Die Voraussetzungen der zweifaktoriellen Varianzanalyse entsprechen denen der einfachen Varianzanalyse. Vgl. hierzu Bortz, J., Statistik (1979), S. 401 f.
Vgl. auch Böhler, H., Marktsegmentierung (1977), S. 195 ff. mit weiteren Literaturhinweisen zu den Anwendungsmöglichkeiten der mehrfaktoriellen Varianzanalyse.
Schuchard-Ficher, Chr. u. a., Multivariate Analysemethoden (1982), S. 34.
Zur Begründung vgl. Schuchard-Ficher, Chr. u. a., Multivariate Analysemethoden (1982), S. 35 ff.
eta2 Einkommen + eta2 Zeithorizonte = Multiple R squared.
04 % +16,81 % = 39,85 %.
Zur Transformation einer nominalskalierten Variablen mit zwei Ausprägungen (dichotome Variable) auf Intervallskalenniveau vgl. Böhler, H., Marktsegmentierung (1977), S. 24 f. Vgl. auch Hartung, J./ Elpelt. B./ Klösener, K.-H., Statistik (1984), S. 378.
Die Zahlenangaben der Tabellen 46 und 47 sind inhaltlich identisch. Aufgrund des Untersuchungszweckes sind sie allerdings wegen der Übersichtlichkeit unterschiedlich angeordnet.
Vgl. Kaufmann, H./Pape, H., Clusteranalyse (1984), S. 371;
Böhler, H., Multivariate Verfahren, (Marketing 1979), S. 76.
So sprechen z. B. Flury und Riedwyl von “willkürlichen Annahmen”. Vgl. Flury, B./Riedwyl, H., Angewandte multivariate Statistik (1983), S. 166;
Böhler, H., Multivariate Verfahren, (Marketing 1979), S. 77.
Vgl. auch Gabele, E./Niemeyer, R., Führungspraxis divisionalisierter Unternehmen, (JfB 1980), S. 120.
Vgl. z. B. Hartung, J./Elpelt, B., Multivariate Statistik (1984), S. 72 ff.;
Böhler, H., Marktsegmentierung (1977), S. 278 ff.
Vgl. hierzu Böhler, IL, Marktsegmentierung (1977), S. 280.
Die Euklid-Distanz wird auch als L2-Norm bezeichnet. Vgl. Böhler, H., Marktsegmentierung (1977), S. 278.
Vgl. z. B. Marineil, G., Multivariate Verfahren (1986), S. 87; Schuchard-Ficher, Chr. u. a., Multivariate Analysemethoden (1982), S. 117.
Vgl. z. B. Gordon, A. D., Classification (1981), S. 33 ff.
Durch die Verlagerung (den Austausch) von Objekten aus einer Gruppe in eine andere Gruppe versucht man, mit den partitionierenden Verfahren zu einer besseren Clusterung zu gelangen. Vgl. z. B. Schuchard-Ficher, Chr. u. a., Multivariate Analysemethoden (1982), S. 141; vgl. ebenso Steinhausen, D./LAnger, K., Clusteranalyse (1977), S. 75.
Vgl. Schuchard-Ficher, Chr. u. a., Multivariate Analysemethoden (1982), S. 127.
Siehe dazu z. B. die abwägende Gegenüberstellung der Algorithmen bei Wishart, D., Clustan (1984), S. 35 f.;
Schuchard-Ficher, Chr. u. a., Multivariate Analysemethoden (1982), S. 127 ff.
Es handelt sich hierbei um quadrierte euklidische Distanzen.
Vgl. Schubö, W./Uehlinger, H.-M., SPSSX (1984), S. 214 f.
Die Single-Linkage-Methode ist die einfachste Version dieser Verfahren. Vgl. Böhler, H., Multivariate Verfahren, (Marketing 1979), S. 78.
Vgl. auch Böhler, H., Marktforschung (1985), S. 232 f.;
Böhler, H., Multivariate Verfahren, (Marketing 1979), S. 79 ff.
Nach der Clusterzahl 7 bringt eine zusätzliche Aufteilung in weitere Cluster keine wesentliche Besserung der Homogenität mehr.
Böhler, H., Multivariate Verfahren, (Marketing 1979), S. 80.
Vgl. Bauer, F., Datenanalyse mit SPSS (1984), S. 167.
Wir können hierbei nur Aussagen für den vorgegebenen Risikograd der Portefeuilles von 1 (risikolos) bis 5 (risikoreich) machen.
Auch in diesem Falle lassen sich nur Aussagen für den vorgegebenen Risikograd der Portefeuilles treffen.
Zu Kontrollzwecken haben wir auch jeweils eine Rangfolge nach der Berechnungsversion 2, wie sie im Kapitel E.III.1.2 vorgestellt wird, gebildet. Die Unterschiede zwischen den beiden Versionen sind vernachlässigbar gering.
Vgl. hierzu Hauschildt, J., Entscheidungsziele (1977), S. 56.
Hauschildt, J., Entscheidungsziele (1977), S. 56.
In diesem Zusammenhang ist zu berücksichtigen, daß die Zieleigenschaften “Sicherheit” und “Rendite” durch die Nennung anderer — sie zum Teil widerspiegelnde — Zieleigenschaften wie z. B. nominale und reale Geldwerterhaltung/langfristiger Wertzuwachs und gute Ausschüttungsrendite noch an Gewicht gewinnen.
Smith, K. V., Individual Investor, (JOCB 1974), S. 53.
Als Distanzmaße lassen sich z. B. anführen: Die Euklid-Distanz, der Tschebyscheffsche Abstand und die City-Block-Distanz. Vgl. u. a. Marineil, G., Multivariate Verfahren (1986), S. 87 f.;
Böhler, H., Marktforschung (1985), S. 229;
Hartung, J./Elpelt, B., Multivariate Statistik (1984), S. 72 ff. 63 Vgl. hierzu auch die Ausführungen im Abschnitt V.1.1 dieses Kapitels.
Vgl. auch die Ausführungen im Kapitel C.V.2.3.2.
Weitere heuristische Auswahlregeln sind z. B. die konjunktive Regel und die disjunktive Regel. Vgl. hierzu Kroeber-Riel, W., Konsumentenverhalten (1984), S. 353 ff.
24,9 % der von Hauschildt und Hamel ausgewerteten Zielartikulationen waren negativ formuliert, d. h. “der Artikulant schließt negative, von ihm ausdrücklich nicht gewünschte Zustände aus oder gibt Begründungen, warum er etwas unterlassen hat.” Hauschildt, J./Hamel, W., Codierung der Ziele (1974), S. 141; vgl. auch Hauschildt, J., Artikulation von Unternehmenszielen, (ZfbF 1970), S. 554. Die Negation im Zielsystem des Anlegers kann auch ausgerichtet sein auf “das Zielobjekt, d. h. es erfolgt eine negative Abgrenzung des Entscheidungsfeldes,...”. Hauschildt, J., Negativ-Kataloge in Entscheidungszielen, (ZgS 1978), S. 606.
Allerdings muß auch der einzelne, gut informierte Anleger damit rechnen, daß es noch andere Gleichinformierte gibt. Allein in den USA arbeiten mehr als 15.000 Finanzanalysten, die sich häufig auf das gleiche Datenmaterial stützen. Vgl. ICFA, Candidate Program (1983), S. 27. 68 Vgl. auch die Befunde im Abschnitt IV. dieses Kapitels.
Vgl. hierzu die Tabelle 55.
Wir deuten durch einen Pfeil an, daß die Aktienindizes in der Einkommensklasse 3 und die Umlaufsrendite für festverzinsliche Wertpapiere in der Einkommensklasse 4 mit 19,4 % bzw. 19,6 % der Nennungen bedacht werden und damit schon fast zur Gruppe der zentralen Erfolgsmaßstäbe zu rechnen sind.
Wossidlo, P. R., Empirische Entscheidungstheorie (1975), S. 112.
Wossidlo, P. R., Empirische Entscheidungstheorie (1975), S. 113.
Wir müssen berücksichtigen, daß Aussagen bezüglich der erwarteten Jahresrendite nur für den zur Beantwortung vorgegebenen Risikograd eines Portefeuilles von 1 (risikolos) bis 5 (risikoreich) getroffen werden können.
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Ruda, W. (1988). Befunde zu den Zielen Privater Kapitalanleger. In: Ziele privater Kapitalanleger. Gabler Verlag, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-663-12850-2_5
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