Zusammenfassung
Nachdem bereits eine umfassende empirische Studie meta-analytisch durchgeführt wurde und damit die Befunde von 57 Primärstudien kumuliert wurden, ist es zur Überprüfung der vorne aufgestellten Hypothesen, die teilweise auf der Basis dieser Ergebnisse abgeleitet wurden, notwendig, eine eigene Primärstudie durchzuführen. Für die Datenerhebung wurde eine standardisierte, schriftliche Befragung bei Unternehmen mit Sitz in Deutschland durchgeführt. Diese waren entweder Auslandseinheiten ausländischer Unternehmen oder — meist — Unternehmenszentralen, die Angaben über eine ausgewählte Auslandseinheit in einem ausgewählten Gastland machten. Zeitraum der Befragung war Februar 2005 bis Mai 2005. Die Unternehmen wurden auf unterschiedlichen Wegen, vor allem per Brief und per E-Mail, kontaktiert. Es bestand die Möglichkeit, Fragebogen in Papierform auszufüllen oder alternativ auf einen interaktiven Internet-Fragebogen zuzugreifen. Bei dem Internet-Fragebogen wurden bei einer Reihe von Fragen die Antwortmöglichkeiten rotiert, um Reihenfolge-Effekte zu vermeiden.
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Literatur
Allerdings lag in etwa 100 dieser Fragebögen ein hoher Anteil von fehlenden Werten vor. Bei Internet-Befragungen sind hohe Abbruchquoten üblich (Bosnjak 1997), wobei vor allem Fragen im hinteren Teil des Fragebogens unbeantwortet blieben. Durch Rotation der Fragen im Fragebogen wurde dieser Nachteil etwas abgemildert, die nicht beantworteten Fragen also eher gleich verteilt. Für Partialmodelle konnten damit immer bis zu 350 Fragebögen verwendet werden.
Vgl. zur Diskussion formativer versus reflexiver Messmodelle ausführlich Bollen/ Lennox (1991, S. 305f.) und Eggert/Fassott (2003, S. 2ff.).
Hier ist zu beachten, dass die wahrgenommene kulturelle Distanz des Entscheidungsträgers im Unternehmen (i.S. der psychischen Distanz) von der „objektiven“ kulturellen Distanz abweichen kann (vgl. Müller 1991 zur psychisch-kulturellen Distanz). Um den Fragebogen in einer überschaubaren Länge zu halten wurde trotzdem auf das in anderen Analysen entwickelte, vereinfachte Verfahren zurück gegriffen und die so ermittelte kulturelle Distanz als Approximation für die wahrgenommene kulturelle Distanz (auf die sich die Hypothesenbegründung meist bezieht) herangezogen.
Bis Ende der 1990er Jahre waren im chinesischen Markt vollständige Tochtergesellschaften nur unter sehr strengen Auflagen möglich, im Wesentlichen für Auslandseinheiten, die dort nur produzierten, ihre Produkte aber weitestgehend in anderen Märkten absetzten. Seit der Deregulierung nimmt der Anteil der Tochtergesellschaften zu (Yan/ Warner 2002).
Das Vorhandensein von Interaktionen kann man an einem Plot der Faktorstufenmittelwerte überprüfen (Janssen/ Laatz 2005, S. 371ff.; Backhaus u.a. 2006, S. 131f.). Übersicht 64 zeigt die entsprechenden Kurven.
Kooperative Arrangements werden, wie erwähnt, in der ursprünglichen Variante der Establishment-Chain nicht betrachtet (vgl. z.B. Malhotra/ Agarwal/ Ulgado 2004, S. 9; Andersen 1997, S. 32). Da sie ein geringeres Commitment als Tochtergesellschaften und ein höheres als rein exportorientierte Formen mit sich bringen, können sie allerdings in diese theoretischen Stufenmodelle eingeordnet werden, da diese auf dem Commitment im Gastland beruhen.
Nohria/ Ghoshal (1997, S. 109) haben in ihrer Untersuchung lediglich die „top-performing subsidiaries“ in jedem Feld betrachtet. Allerdings konnten für die vorliegende Untersuchung hinsichtlich keiner der Variablen signifikante Unterschiede zwischen den Top-Performern und den anderen Auslandseinheiten festgestellt werden.
Bei genauer Betrachtung zeigt sich, dass Cluster 2 keine extremen Ausprägungen hat, also nicht sehr hohe Wissensströme zu der Auslandseinheit mit sehr niedrigen Wissensströmen von der Auslandseinheit verbindet, sondern bzgl. der Wissenszuflüsse leicht über der mittleren Ausprägung liegen, bzgl. der Wissenabflüsse leicht unter der mittleren Ausprägung, sodass eine Übereinstimmung mit der Typologie von Gupta/ Govindarajan (1991) zwar nicht vollständig, aber doch bzgl. der wesentlichen Überlegungen gegeben ist.
Scholz (1993, S. 82ff.) identifiziert in einer Untersuchung von Auslandseinheiten zwei Aktivitätencluster. Das den „vollen Wertschöpfungsketten“ der vorliegenden Untersuchung entsprechende Cluster bezeichnet er als „Breitaktivisten“, das den Vertriebseinheiten entsprechende nennt er „Verkäufer“. Reine Produktionseinheiten werden keine identifiziert, was mit den gewählten Gastländern, Großbritannien und Deutschland, zusammenhängen könnte, in denen es aufgrund der Faktorkosten nicht üblich ist, reine Produktionseinheiten zu errichten, wenn kein Interesse am jeweiligen Markt besteht.
Auch die Basiskonzeption von Bartlett (1986) ist lediglich auf drei Cluster ausgelegt gewesen und wenn man die Beschreibung des vierten Typs („internationale Branche“) in Lehrbüchern betrachtet, belegt dies häufig die Schwierigkeit einer adäquaten Charakterisierung. Die Tatsache, dass empirische Untersuchungen wiederholt lediglich drei Cluster identifizieren, konzeptionelle Beiträge aber vier Gruppen charakterisieren, kann auf die simplifizierende Logik der 4-Felder-Matrix zurückzuführen sein, die dazu verleitet, logisch vollständig alle Kombinationsmöglichkeiten zu diskutieren, unabhängig von ihrer empirischen Relevanz.
Einschränkend muss darauf hingewiesen werden, dass eine Prüfung des Zusammenhangs der Modelle von Bartlett/ Ghoshal (1989) und von Andersson/Forsgren (1994, S. 10) nicht vorgenommen wurde. Gupta/Govindarajan (1991, S. 772ff.) deuten aber eine entsprechende Verbindung zwischen den Modellen an.
Eine Validierung dieser Cluster-Lösung erfolgte mithilfe einer auf alternativem Wege gewonnen, zweiten Cluster-Lösung. Hier wurde die Zugehörigkeit einer Auslandseinheit zu den bisher im Verlaufe der Arbeit bereits ermittelten Clustern bzgl. Leistungsströmen, Wissensstsrömen und Aktivitäten als kategoriale Variablen verwendet. Zudem wurden die metrischen Einzelvariablen lokale Anpassung, Internationale Leistungsdiversifikation, Center-of-Excellence-Funktion, Auslandsumsatzanteil und Produktspektrum herangezogen. Aus dieser Vielzahl von Variablen — als Cluster-bildende Variablen — wurde erneut eine Cluster-Analyse berechnet. Es handelt sich damit um ein Verfahren, dass der segregierenden Musterextraktion (ohne sukzessiv gesplittete Datenbasis) (vgl. z.B. Scholz 1993, S. 16ff.) methodisch ähnlich ist, mit dem Unterschied, dass die Cluster-Zugehörigkeit hinsichtlich der verschiedenen Strategie-Dimensionen nicht als feste gruppierende Variable betrachtet wird, sondern als eine kategoriale Cluster-Variable in einer Cluster-Analyse „zweiter Ordnung“. Eine Kreuztabellierung der 5-Cluster-Lösung nach diesem Verfahren mit der 5-Cluster-Lösung nach dem zuerst dargestellten Verfahren zeigt eine sehr gute Übereinstimmung der beiden Lösungen. Ein ϰ2-Wert von 89,669 (p=0,000) belegt einen sehr engen Zusammenhang.
Die Tatsache der hohen lokalen Anpassung bei geringen Leistungszuflüssen aber zumindest moderaten Leistungsabflüssen in durchschnittlich 6,7 Ländermärkte (außerhalb des Gastlandes) und substanziellen Auslandsumsätzen kann daher entstehen, dass — wie es bei Centers of Excellence häufig zu beobachten ist (Surlemont 1998; Benito/Grøgaard/Narula 2003) — es sich hier um ein regionales Zentrum handelt. Lokal angepasste Produkte werden entwickelt und produziert und entsprechen teilweise auch den Wünschen von Nachfragern in angrenzenden Ländern.
Auch Schmid (2000b, S. 196) identifiziert ein solches Strategiecluster, basierend auf seiner Untersuchung zu Center of Excellence, und stellt sowohl für japanische als auch für deutsche MNU fest, dass regionale Produktmandate häufiger sind als weltweite Produktmandate. Obwohl seine Klassifizierung auf wesentlich weniger Variablen beruht und damit den entsprechenden Typ weitaus weniger umfassend charakterisiert, bestätigt dies den Zusammenhang zwischen Centers of Excellence und Produktmandaten und kann zugleich als externe Validierung der beiden Rollen angesehen werden.
Anders als bei Perlmutter, der seine „polyzentrische“ Orientierung (Perlmutter 1969) in einem späteren Beitrag (Wind/Douglas/Perlmutter 1973) durch eine „regiozentrische“ Orientierung ergänzt hat, welche die Grundidee eines differenzierten Vorgehens von der Länderebene auf die regionale Ebene bündelt, wird im I/R-Modell (vgl. z.B. c eine solche Aggregation nicht thematisiert.
Die mittleren Diskriminanzkoeffizienten ergeben sich dabei aus den mit den Eigengewichten der jeweiligen Diskriminanzfunktionen gewichteten absoluten Werten der standardisierten kanonischen Diskriminanzkoeffizienten (Backhaus u.a. 2006, S. 187f.; Heinemann 1989, S. 86f.).
Einige Autoren weisen darauf hin, dass Unternehmen innerhalb der gleichen Institutionalisierungsform bzw. einem einheitlichen Grad vertikaler Integration eine sehr unterschiedliche Koordinationsintensität ausüben können (Heide/ John 1992; Erramilli/Rao 1993). Allerdings wird in der Regel unterstellt, dass kooperative Arrangements auch mit einer niedrigeren Koordinationsintensität einhergehen.
Der Levene-Test auf Homogenität der Fehlervarianzen zeigt mit einem signifikanten Ergebnis, dass die Varianzhomogenität nicht gegeben ist. Für diesen Fall wird empfohlen, die Signifikanzschranke auf 0,01 zu senken (Bühl/ Zöfel 2002, S. 402f.), aber auch dieser Wert wird unterschritten.
Die korrekte Klassifikationsrate bei einer zufälligen Einordnung der Fälle berechnet sich nach der Formel a2 + (1−a) 2, wobei a den Anteil des Eintretens der mit 1 kodierten Situation angibt (Hildebrandt/Weiss 1997, S. 15). Hier sind 104 Fälle als Tochtergesellschaft und 66 Fälle als Kooperation im Gastland in die Untersuchung eingeflossen, sodass sich eine zufällig korrekte Klassifikationsrate von 52,5% ergibt.
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Morschett, D. (2007). Ergebnisse der empirischen Untersuchung — Analyse der Institutionalisierung und Koordination von Auslandsheiten. In: Institutionalisierung und Koordination von Auslandseinheiten. Gabler. https://doi.org/10.1007/978-3-8350-5509-4_4
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Publisher Name: Gabler
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