- Marketing Center Münster

Transcription

Westfälische Wilhelms-Universität Münster
ARBEITSPAPIER
WORKING PAPER
Nr. 33/2003
Klaus Backhaus
Lars Brzoska
Conjointanalytische Präferenzmessungen
zur Prognose von Preisreaktionen
– Eine empirische Analyse der externen Validität
Herausgeber:
Förderkreis für Industriegütermarketing e.V.
an der Westfälischen Wilhelms-Universität Münster
c/o Prof. Dr. Klaus Backhaus
Am Stadtgraben 13-15, 48143 Münster
Tel.: 0251-83-22861
II
Backhaus/Brzoska: Conjointanalytische Präferenzmessungen zur Prognose von Preisreaktionen
Fax: 0251-83-22903
E-mail: klaus.backhaus@wiwi.uni-muenster.de
Prof. Dr. Klaus Backhaus
c/o Marketing Centrum Münster
Institut für Anlagen und Systemtechnologien
Am Stadtgraben 13-15
48143 Münster
Tel.: 0251-83-22861
Fax: 0251-83-22903
E-mail: klaus.backhaus@wiwi.uni-muenster.de
Dr. Lars Brzoska
c/o Marketing Centrum Münster
Institut für Anlagen und Systemtechnologien
Am Stadtgraben 13-15
48143 Münster
Tel.: 0251-83-25013
Fax: 0251-83-22903
E-mail: 03labr@wiwi.uni-muenster.de
III
IV
Inhaltsverzeichnis
Prolog: Management Summary ........................................................................................ VI
Abbildungsverzeichnis .................................................................................................. VIIII
Tabellenverzeichnis ............................................................................................................ IX
1 Einleitung ......................................................................................................................... 1
2 Die Validierung conjointanalytischer Erhebungen ........................................................ 3
2.1 Internes vs. externes Entscheidungsverhalten als Validierungskriterien ....................... 3
2.2 Kritische Würdigung von Conjoint-Studien mit externer Validitätsprüfung ................ 4
3 Durchführung und Ergebnisse der empirischen Validitätsprüfung ............................ 13
3.1 Aufbau und Ablauf des Feldexperiments .................................................................. 13
3.1.1 Die Vickrey-Auktion als Instrument zur Erhebung des Validierungskriteriums 13
3.1.2 Bestimmung des Untersuchungsobjekts ........................................................... 14
3.1.2.1 Digital Versatile Disc Player als Gegenstand der Untersuchung .......... 14
3.1.2.2 Bestimmung der kaufentscheidungsrelevanten Eigenschaften und
Ausprägungen ..................................................................................... 17
3.1.3 Akquisition der Auktionsteilnehmer ................................................................ 21
3.1.4 Gestaltung und Durchführung der Datenerhebung ........................................... 23
3.1.4.1 Conjointanalytische Erhebungen ......................................................... 23
3.1.4.1.1 Choice-Based-Conjoint-Analyse (CBCA) ........................... 24
3.1.4.1.2 Limit Conjoint-Analyse (LCA) ........................................... 27
3.1.4.2 Internetbasierte Vickrey-Auktion ........................................................ 29
3.2 Empirische Befunde ................................................................................................. 30
3.2.1 Ergebnisse der internetbasierten DVD Player-Auktion nach Vickrey ............... 30
3.2.2 Die Prognose von Preisreaktionen mit der CBCA und der LCA ....................... 35
4 Schlussfolgerungen und Ausblick ................................................................................. 43
Literaturverzeichnis ........................................................................................................... 47
V
VI
Prolog: Management Summary
Dieses Arbeitspapier ist eine methodisch geprägte Publikation, von der man möglicherweise
unter Managementperspektive behaupten könnte, es handele sich um ein Thema von Spezialisten für Spezialisten. Das ist jedoch unzutreffend. Es ist zwar richtig, dass der methodisch
Interessierte in diesem Arbeitspapier mit einer Reihe von methodischen Details konfrontiert
wird, die den ergebnisorientierten Manager wahrscheinlich mehr verwirren als bereichern
werden, aber es ist nur eine Wahrnehmungskluft. Um diese Kluft zu überwinden, wurde dieser Prolog geschrieben.
Die Bedeutung dieses methodisch orientierten Papiers liegt in ihrer enormen praktischen
Entscheidungskonsequenz. Seitdem Preisentscheidungen wieder in den Mittelpunkt des Interesses gerückt sind, wozu nicht zuletzt viele Unternehmensberater ihr Scherflein beigetragen
haben, kommt der Frage des „Abgreifens von Zahlungsbereitschaften“ ein zentraler Stellenwert im Rahmen einer effizienz- und effektivitätsorientierten Preispolitik zu. Seitdem Kucher
und Simon 1987 in einem vielbeachteten Artikel behauptet haben, mit der Conjoint-Analyse
sei der „Durchbruch bei der Preisentscheidung“ erzielt worden, ist eine Vielzahl von preispolitischen Handlungsempfehlungen unter Einsatz der Conjoint-Analyse erfolgt. In der allgemeinen Euphorie der Optimierung von Preisentscheidungen jedoch sind die (wenigen) kritischen Stimmen, die vor einem unkritischen Einsatz der Conjoint-Analyse gewarnt haben, im
Wesentlichen untergegangen.
Dieses Arbeitspapier belegt noch einmal und in mancher Hinsicht erstmalig anhand empirischer Untersuchungen, dass - selbstverständlich unter Berücksichtigung der zugrunde gelegten Rahmenbedingungen - bestimmte Varianten der Conjoint-Analyse nicht in der Lage sind,
zutreffende Prognosen für Zahlungsbereitschaften zu liefern. Besonders bedenklich ist, dass
die untersuchten Verfahren die tatsächlichen Zahlungsbereitschaften nicht systematisch unterbzw. überschätzen - das hätte man noch systematisch korrigieren können. Vielmehr erfolgt
die Unter- bzw. Überschätzung unsystematisch. Das muss die Warnlampen bei der Anwendung der Conjoint-Analyse aufleuchten lassen. Zwar sind nicht alle getesteten Varianten
gleich schlecht, aber der Fehler ist für alle geprüften Verfahren im inakzeptablen Bereich.
Was wir brauchen, sind dringend mehr und breiter angelegte Validitätstests. Insofern sind
unsere Ergebnisse nicht abschließend. Aber sie sind doch so alarmierend, dass wir diese
Warnlampe anzünden mussten.
VII
Diese Warnung gilt nicht nur aus empirischer Sicht. Darauf beschränken sich nur die Ergebnisse in diesem Arbeitspapier. Auch theoretische Vorbehalte sind durchaus angebracht. Wer
sich dafür weitergehend interessiert, den verweisen wir auf folgende Dissertation, die am Betriebswirtschaftlichen Institut für Anlagen und Systemtechnologien des Marketing Centrums
Münster entstanden ist:
Lars Brzoska
Die Conjoint-Analyse als Instrument zur Prognose von Preisreaktionen
- Eine theoretische und empirische Beurteilung der externen Validität,
Verlag Dr. Kovač, Hamburg 2003
Das vorliegende Arbeitspapier basiert auf dieser Dissertation.
VIII
Abbildungsverzeichnis
Abbildung 1: Aggregierte Preisreaktionsfunktionen des Pioneer DV-444-K ......................... 36
Abbildung 2: Aggregierte Preisreaktionsfunktionen des Philips DVD712 ............................ 37
Abbildung 3: Aggregierte Preisreaktionsfunktionen des Sony DVP-NS400D/B ................... 37
Abbildung 4: Individuelle Zahlungsbereitschaften und Prognoseabweichungen (Pioneer) .... 41
Abbildung 5: Individuelle Zahlungsbereitschaften und Prognoseabweichungen (Philips) ..... 41
Abbildung 6: Individuelle Zahlungsbereitschaften und Prognoseabweichungen (Sony) ........ 42
IX
Tabellenverzeichnis
Tabelle 1: Studien mit externer Validitätsprüfung der Conjoint-Ergebnisse ............................ 9
Tabelle 2: Entscheidungsbeeinflussende Kriterien beim DVD Player-Kauf (Mittelklasse) .... 19
Tabelle 3: Die DVD Player der Internetauktion .................................................................... 20
Tabelle 4: Produkteigenschaften und Ausprägungen des Conjoint-Designs .......................... 21
Tabelle 5: Lineare und multiplikative Preisreaktionsfunktionen ........................................... 34
Tabelle 6: Exponentielle und semi-logarithmische Preisreaktionsfunktionen ........................ 34
Tabelle 7: Aggregierte Preisreaktionsfunktionen: LCA vs. CBCA vs. Auktion ..................... 39
Tabelle 8: Ergebnisse der Untersuchung der individuellen Zahlungsbereitschaften ............... 42
1
1
Einleitung
Zur Quantifizierung von Preisreaktionsfunktionen kann grundsätzlich auf ein umfangreiches
Spektrum an Messinstrumenten zurückgegriffen werden, jedoch steht die Conjoint-Analyse
mit einer Vielzahl von Verfahrensvarianten seit geraumer Zeit im Mittelpunkt der wissenschaftlichen wie auch kommerziellen Marktforschung. Conjointanalytische Verfahren weisen
als Marktforschungsinstrument nach vorherrschender Auffassung den bedeutenden Vorteil
auf, dass das zugrunde liegende Erhebungsdesign und der damit verbundene Befragungsprozess eine gute Abbildung des Entscheidungsverhaltens der befragten Personen zulassen. 1 Insbesondere wird vielfach unterstellt, dass sich mit der Conjoint-Analyse Preisreaktionsfunktionen präziser prognostizieren ließen, da im Gegensatz zu alternativen Verfahren wie z.B. der
direkten Preisbefragung eine der Realität entsprechende ganzheitliche Beurteilung von Produkten bzw. Produktkonzepten erfolgt und eine auf diese Weise abgefragte Preiskomponente
nicht zu einer Übergewichtung des Preises und folglich auch nicht zu einer Verzerrung der
Prognoseergebnisse führe. 2
Vor dem Hintergrund der intensiven wissenschaftlichen Behandlung wie auch des umfangreichen kommerziellen Einsatzes der Conjoint-Analyse sollte angenommen werden, dass dieses
Verfahren für die Anwendung auf preispolitische Fragestellungen in besonderem Maße geeignet ist und eine Bewertungsgrundlage liefert, die eine weitgehend präzise Wirkungsprognose der zumeist als sensitiv zu beurteilenden preispolitischen Entscheidungen ermöglicht.
Um so erstaunlicher ist die Tatsache, dass die umfangreiche empirische Forschung diesen
Nachweis bisher nicht zufriedenstellend erbracht hat. 3 Dem Mangel an Studien, die die Leistungsfähigkeit der Conjoint-Analyse zur Prognose von realen Kaufentscheidungen und Preis-
1
2
3
Vgl. stellvertretend Green, P.E./Krieger, A.M./Wind, Y.J. (2001), S. S57; Klein, M. (2002), S. 7f.; Cohen,
S.H. (1997), S. 12ff.; Hubel, W. (1988), S. 26; Kucher, E./Simon, H. (1987), S. 28ff.; Perrey, J. (1998),
S. 63; Buchtele, F./Holzmüller, H.H. (1990), S. 88; Simon, H. (1992), S. 116; Akaah, I.P./Korgaonkar, P.K.
(1983), S. 188; Büschken, J. (1994), S. 73; Gerke, W./Pfeufer-Kinnel, G. (1996), S. 61; Mengen, A./Simon,
H. (1996), S. 230.
Vgl. Ebel, B./Lauszus, D. (2000), S. 839; Mengen, A./Tacke, G. (1995), S. 220; Laakmann, K. (1995),
S. 207; Diller, H. (1999), S. 48; Balderjahn, I. (1994), S. 13; Balderjahn, I. (1993), S. 98. Kucher/Simon
sprechen in diesem Zusammenhang sogar von einem „Durchbruch bei der Preisentscheidung“, vgl. Kucher,
E./Simon, H. (1987), S. 28.
Vgl. Wittink, D.R./Bergestuen, T. (2001), S. 155; Vriens, M. (1995), S. 71; Müller-Hagedorn, L./Sewing,
E./Toporowski, W. (1993), S. 129; Srinivasan, V./deMaCarty, P. (2000), S. 29.
2
reaktionen unter realen Marktbedingungen nachweisen, kommen vereinzelte Beispiele aus der
Praxis hinzu, die die Prognosegüte der Conjoint-Analyse zuweilen in Frage stellen. 4
Der Conjoint-Analyse darf somit nicht ohne weiterführende empirische Belege die Fähigkeit
zugesprochen werden, das reale Kaufverhalten von Nachfragern außerhalb der Befragung
prognostizieren zu können, d.h. eine hohe externe Validität aufzuweisen. Denn bei mangelnden Kenntnissen über mögliche Abweichungen von den realen Gegebenheiten bergen die auf
conjointanalytischen Erhebungen basierenden Prognosen des Käuferverhaltens ein nicht abzuschätzendes Gefahrenpotenzial für unternehmerische Fehlentscheidungen. Diese Problematik verschärft sich im Hinblick auf die Prognose von Preisreaktionen, da bereits geringe
Prognoseabweichungen gravierende Auswirkungen nach sich ziehen können.
4
Vgl. z.B. Conrad, T. (1997), S. 61.
2
2.1
3
Die Validierung conjointanalytischer Erhebungen
Internes vs. externes Entscheidungsverhalten als Validierungskriterien
Bei einer näheren Betrachtung der empirischen Forschungsarbeiten zur Validität
conjointanalytischer Verfahren muss festgestellt werden, dass auf externe Validitätsprüfungen
zumeist verzichtet und fast ausschließlich auf das interne Entscheidungsverhalten von Probanden als Validierungskriterium abgestellt wird.5 In diesem Rahmen kommen häufig
Validitätsmaße wie die Kreuzvalidität mit Holdout-Objekten (Holdout-Validität) oder die sog.
Prognosevalidität zur Anwendung, die anhand von Produktwahlentscheidungen in einer simulierten Kaufentscheidungssituation bestimmt wird.
Der
Vorteil
der
Verwendung
internen
Entscheidungsverhaltens
zur
Validierung
conjointanalytischer Untersuchungen liegt unbestritten in der einfachen sowie kostengünstigen Erhebung und Kontrollierbarkeit dieses Beurteilungskriteriums. Jedoch besteht das
Hauptproblem dieser Vorgehensweise darin, dass internes Produktwahlverhalten nicht
zwangsläufig realem Kaufverhalten entspricht. Vor diesem Hintergrund kann auch nicht davon ausgegangen werden, dass eine optimale Übereinstimmung der Conjoint-Ergebnisse mit
intern erhobenen Beurteilungskriterien mit einer überlegenen Schätzgenauigkeit des externen
bzw. realen Käuferverhaltens einhergeht, weshalb die auf internem Entscheidungsverhalten
begründeten Validierungsstudien nicht ohne weiteres auf das Käuferverhalten in realen Kaufentscheidungssituationen übertragbar sind. 6
Das Problem, dass das Produktwahlverhalten von Käufern in realen Märkten mit realen Produkten in realen Kaufentscheidungssituationen von dem hypothetischen Entscheidungsverhalten im Rahmen einer Conjoint-Analyse abweichen kann, begründet den unverändert hohen
Stellenwert der Verfahrensvalidierung sowie die damit verbundene Forderung nach einer In-
5
6
Vgl. Wittink, D.R./Bergestuen, T. (2001), S. 148; Srinivasan, V./deMaCarty, P. (2000), S. 29; Voeth, M.
(2000), S. 227; Green, P.E./Srinivasan, V. (1990), S. 13; Vriens, M. (1995), S. 71; Louviere, J.J. (1988),
S. 112 sowie den Literaturüberblick in Hensel-Börner, S. (2000), S. 32ff.
Vgl. Tscheulin, D.K. (1996), S. 591f.; Tscheulin, D.K. (1991), S. 1267ff.; Tscheulin, D.K. (1992), S. 106ff.;
Green, P.E./Krieger, A.M./Agarwal, M.K. (1993), S. 378.
4
tensivierung empirischer Forschungsarbeiten, die Aussagen über die externe Validität
conjointanalytischer Präferenzmessungen zulassen.7
2.2
Kritische Würdigung von Conjoint-Studien mit externer Validitätsprüfung
Der Anteil derjenigen Untersuchungen, in denen die Conjoint-Analyse zu wissenschaftlichen
oder kommerziellen Zwecken eingesetzt und in denen die Güte der conjointbasierten Ergebnisse anhand des realen Entscheidungsverhaltens von Personen oder Personengruppen beurteilt wird, fällt gemessen an der hohen Anzahl der bislang durchgeführten Conjoint-Studien
außerordentlich gering aus. 8 Zudem kann festgestellt werden, dass conjointanalytische Validierungen zuweilen nur den Eindruck vermitteln, eine Überprüfung der Ergebnisse anhand
realen Entscheidungsverhaltens vorzunehmen. Bei einer näheren Betrachtung dieser Untersuchungen wird deutlich, dass lediglich hypothetische Auswahlentscheidungen z.B. auf Basis
physischer Produktpräsentationen9 analysiert und somit Kaufverhaltenssurrogate10 als Validierungskriterien verwendet werden. Gelegentlich wird das externe Entscheidungsverhalten auch
ausschließlich zur Verfahrenskalibrierung und nicht zur Validierung der Ergebnisse herangezogen.11 Über diejenigen Studien hinaus, denen irrtümlich der Einsatz der Conjoint-Analyse
unterstellt wird,12 existieren auch zahlreiche Fälle, in denen keine (abschließende) externe
Validierung der Conjoint-Ergebnisse erfolgt bzw. diese nicht dokumentiert wird.13
Denjenigen Untersuchungen, die die Güte der Conjoint-Ergebnisse anhand realen Entscheidungsverhaltens beurteilen, liegen insgesamt vier unterschiedliche Ansätze der externen Validierung zugrunde, die sich nach den Dimensionen des zeitlichen Bezugs der Conjoint-
7
8
9
10
11
12
13
Vgl. Wittink, D.R./Bergestuen, T. (2001), S. 164f.; Winer, R.S. (1999), S. 349ff.; Albrecht, J. (2000),
S. 464; Hahn, C. (1997), S. 229; Carson, R.T. et al. (1994), S. 364; Green, P.E./Srinivasan, V. (1990),
S. 13.
Vgl. Brzoska, L. (2003), S. 61ff.; Voeth, M. (2000), S. 227.
Vgl. bspw. McKenna, W.F. (1985), S. 50ff.; Bither, S.W./Wright, P. (1977), S. 39ff.
Vgl. bspw. Mohn, N.C. (1990), S. 49ff.; Leigh, T.W./McKay, D.B./Summers, J.O. (1984), S. 456ff.; Anderson, J.C./Donthu, N. (1988), S. 87ff.; Scott, J.E./Keiser, S.K. (1984), S. 54ff.
Vgl. Davidson, J.D. (1973), S. 561ff.
Vgl. Srinivasan, V./deMaCarty, P. (2000), S. 29ff.; Srinivasan, V. (1988), S. 295ff.
Vgl. Clarke, D.G. (1987), S. 180ff.; Fiedler, J.A. (1972), S. 279ff.; Kopel, P.S./Kever, D. (1991), S. 143ff.;
Srinivasan, V. et al. (1981), S. 157ff.; Levin, I.P./Louviere, J.J. (1981), S. 29ff.; Louviere, J.J./Hensher,
D.A. (1983), S. 348ff.; Page, A.L./Rosenbaum, H.F. (1987), S. 120ff.
5
Ergebnisse (prädiktiv/nicht prädiktiv) sowie der Kongruenz von Conjoint- und Validierungsstichprobe (identisch/nicht identisch) differenzieren lassen. 14
Der folgende nach diesen Ansätzen strukturierte Überblick über bisherige Studien zur externen Validität der Conjoint-Analyse verdeutlicht dabei insbesondere das Forschungsdefizit,
das bei den prädiktiven Validierungsansätzen hinsichtlich kommerziell geprägter Studien mit
preispolitischem Untersuchungsschwerpunkt besteht (vgl. Tabelle 1).
14
Vgl. Wittink, D.R./Bergestuen, T. (2001), S. 155; Srinivasan, V./deMaCarty, P. (2000), S. 30; Green,
P.E./Srinivasan, V. (1990), S. 13.
Studie
Verfahren
Untersuchungsobjekt Befragungsstichprobe
Validierung
Ergebnisse
EVA 1: Vergleich des conjointanalytisch ermittelten Entscheidungsverhaltens mit dem vergangenen oder gegenwärtigen Verhalten derselben Personen
Louviere/Hensher (1982)
und Louviere/Woodworth
(1983)15
CBCA
Lebensmitteleinzelhandelsgeschäfte
100 Einwohner einer Universitätsstadt
Angabe der Verteilung der
Einkaufsbudgets über die untersuchten Geschäfte in den
vorangegangenen Monaten
Hohe Korrelation (0,96) zwischen
geschätzten und realen Budgetverteilungen
Tscheulin (1991)16
TCA
Kreuzfahrten
96 Kreuzfahrtpassagiere
a) gesamt (TCAgesamt)
b) Subsample: Bedingung
einer monoton fallenden
Preisnutzenfkt. (TCASubs.)
Tatsächliche Kreuzfahrtbuchungen
(Erhebung während der gewählten Kreuzfahrt)
Korrekte Schätzung des Wahlanteils:
Pkorrekt (TCAges.): 70,8%
Pkorrekt (TCASubs.): 78,0%
Louviere/Timmermans
(1992)17
HII
Freizeit-/
Erholungsgebiete
118 Probanden (Zufallsstichprobe)
Angabe der 5 zuletzt besuchten Korrelation zwischen geschätzten und
Freizeitgebiete (ausgewählt aus realen Wahlanteilen 0,68 (nach
40 vorgegebenen Gebieten)
Pearsons Korrelationskoeffizient)
EVA 2: Vergleich des conjointanalytisch ermittelten Entscheidungsverhaltens mit dem zukünftigen Verhalten derselben Personen
Huber/Daneshgar/Ford
(1971)18
TCA
Arbeitsplätze
(staatliche Schulen)
15 Bewerber mit Berufserfah- Angabe der Wahl des Arbeitsrung (mBE)
platzes
15 Bewerber ohne Berufser- (keine Angabe des Zeitraums)
fahrung (oBE)
Korrekte Wahlprognosen:
Pkorrekt (mBE): 53%
Pkorrekt (oBE): 47%
Erläuterung: EVA=externer Validierungsansatz, CBCA=Choice-Based-Conjoint-Analyse, TCA=traditionelle Conjoint-Analyse, HII=Hierarchical Information Integration
15
16
17
18
Eine vollständige Dokumentation der Ergebnisse der externen Validierung liegt bei diesen Studien nicht vor, vgl. Louviere, J.J./Hensher, D.A. (1982), S. 11ff.; Louviere,
J.J./Woodworth, G.G. (1983), S. 350ff.
Vgl. Tscheulin, D.K. (1991), S. 1267ff. sowie Tscheulin, D.K. (1992), S. 89ff.
Vgl. Louviere, J.J./Timmermans, H.J.P. (1992), S. 179ff.
Vgl. Huber, G.P./Daneshgar, R./Ford, D.L. (1971), S. 267ff.
Studie
Verfahren
Validierung
Ergebnisse
Wittink/Montgomery
(1979)19
TCA
Arbeitsplätze
48 MBA Studenten
Angabe der Wahl des Arbeitsplatzes nach 4 Monaten
Korrekte Wahlprognosen in Abhängigkeit unterschiedlicher Segmentierungsansätze:
Pkorrekt: 45,8-63%
Prognosen signifikant besser als Zufallswahl (26,2%)
Wright/Kriewall (1980)20
TCA
Studienorte
120 Highschool-Abgänger
gemeinsam mit ihren Familien
Bewerbung an einem College
nach 1 Jahr
Pkorrekt: 5-27% in Abhängigkeit des
Modellaufbaus
Prognosen signifikant besser als Zufallswahl
Krishnamurthi (1989)21
TCA
Arbeitsplätze
Modell 1 (M.1):
43 MBA Studenten
Modell 2 (M.2):
M.1 gemeinsam mit Lebenspartner
Pkorrekt (M.1): 56%
Pkorrekt (M.2): 61%
Srinivasan/Park (1997)22
TCA, CCA
Arbeitsplätze
57 Sudenten
Pkorrekt (TCA): 64%
Pkorrekt (CCA): 71,9%
Fortsetzung EVA 2
Erläuterung: CCA=Customized Conjoint Analysis
19
20
21
22
Vgl. Wittink, D.R./Montgomery, D.B. (1979), S. 69ff.; Montgomery, D.B./Wittink, D.R. (1980), S. 298ff.; Montgomery, D.B./Wittink, D.R./Glaze, T.A. (1977).
Vgl. Wright, P./Kriewall, M.A. (1980), S. 277ff.
Vgl. Krishnamurthi, L. (1989), S. 185ff.
Vgl. Srinivasan, V./Park, C.S. (1997), S. 286ff.
Studie
Verfahren
Validierung
Ergebnisse
EVA 3: Vergleich des conjointanalytisch ermittelten Entscheidungsverhaltens mit dem vergangenen oder gegenwärtigen Verhalten unterschiedlicher
Personen(gruppen)
Parker/Srinivasan (1976)23 TCA
Medizinische Versorgungseinrichtungen
177 Haushalte einer Kleinstadt
Angabe der Nutzung der Versorgungseinrichtungen in der
Kleinstadt
Berechnete Marktanteile (MA) um
60% besser als Zufallsmodell (signifikant)
Louviere/Hensher (1982)
und Louviere/Woodworth
(1983)24
CBCA
A) Tierfutter
B) Verkehrsträger
(Luft/See)
Zufallsstichproben
A) Tierfutterkäufer
B) Nutzer einer bestimmten
Verkehrsverbindung
Tatsächliche Marktanteile (A)
bzw. Anteile der Verkehrsträger (B)
(keine genauen Angaben)
A) Korrelation zwischen geschätzten
und realen Marktanteilen 0,83
B) Geschätzte vs. reale Verkehrsträgeranteile
Luftfahrt: 78% vs. 82%
Seefahrt: 22% vs. 18%
Hensel-Börner (2000)25
ACA, CCC, Kühlschränke
CHIC
249 Probanden (ACA)
242 Probanden (CCC)
234 Probanden (CHIC)
ausgewählt anhand von Quotenmerkmalen sowie Kaufabsicht eines Kühlschranks in
den nächsten 12 Monaten
Tatsächliche Marktanteile der
untersuchten Produkte, ermittelt auf Basis des GfKHandelspanels (1998)
Mittlere absolute Abweichungen
(MAA) der berechneten Marktanteile:
MAA (ACA): 4,8%
MAA (CCC): 3,8%
MAA (CHIC): 3,9%
Korrelationen der MA z.T. schwach
signifikant
Erläuterung: ACA=Adaptive Conjoint Analysis, CCC= Customized Computerized Conjoint Analysis, CHIC= Choice-Oriented Individualized Conjoint Analysis
23
24
25
Vgl. Parker, B.R./Srinivasan, V. (1976), S. 991ff.
Eine vollständige Dokumentation der Ergebnisse der externen Validierung liegt bei diesen Studien nicht vor, vgl. Louviere, J.J./Hensher, D.A. (1982), S. 11ff.; Louviere,
J.J./Woodworth, G.G. (1983), S. 350ff.
Vgl. Hensel-Börner, S. (2000), S. 176ff.
Studie
Verfahren
Validierung
Ergebnisse
ACA, CCC
Kaffee
Tatsächliche Marktanteile der
untersuchten Produkte, ermittelt auf Basis des GfKHaushaltspanels
Mittlere absolute Abweichungen
(MAA) der berechneten Marktanteile:
MAA (ACA): 13,7-15% (BTL vs. FC)
MAA (CCC): 7,6-9% (BTL vs. FC)
Korrelationen der MA bei CCC signifikant
Fortsetzung EVA 3
Hensel-Börner/Sattler
(2000)26
50 Probanden (CCC)
49 Probanden (ACA)
ausgewählt anhand von Quotenmerkmalen
EVA 4: Vergleich des conjointanalytisch ermittelten Entscheidungsverhaltens mit dem zukünftigen Verhalten unterschiedlicher Personen(gruppen)
Robinson (1980)27
TCA
Transatlantikflüge
Zufallsstichprobe von Endkonsumenten
(keine näheren Angaben)
Benbenisty (1983)28
TCA
Datenkommunikationsendgeräte
700 Unternehmen und öffent- Tatsächlicher Marktanteil des
Prognostizierter MA:
liche Institutionen
untersuchten Produkts (AT&T) MAprog.: 8%
nach 4 Jahren
Realer MA:
MAreal: ca. 8%
Tatsächliche Anteile der Reiseangebote am Gesamtprogramm
(nach IATA) nach Einführung
der empfohlenen Preisstrukturen
(keine Zeitraumangaben)
Tabelle 1: Studien mit externer Validitätsprüfung der Conjoint-Ergebnisse
26
27
28
Vgl. Hensel-Börner, S./Sattler, H. (2000), S. 705ff.
Vgl. Robinson, P.J. (1980), S. 183ff.
Vgl. Benbenisty, R.L. (1983), S. 12.
Prognostizierte vs. reale Anteile:
Angebot A: 25% vs. 23%
Angebot B: 14 %vs. 12%
Angebot C: 43% vs. 49%
Angebot D: 18% vs. 16%
10
Es ist festzustellen, dass sich die angeführten Conjoint-Studien hinsichtlich der Merkmale
Verfahrensart, Untersuchungsobjekt, Stichprobenumfang und -struktur sowie Validierungsansatz und -ergebnis z.T. grundlegend voneinander unterscheiden. Untersuchungen, die einen
Vergleich des conjointanalytisch ermittelten Entscheidungsverhaltens von Personen mit dem
realen Entscheidungsverhalten derselben Personen zu einem der Befragung zeitlich nachgelagerten Zeitpunkt durchführen (EVA 2), sind insbesondere dadurch gekennzeichnet, dass die
Validierung ausschließlich anhand von Studienort- bzw. Berufswahlentscheidungen vorgenommen wird. Diese einseitige Fokussierung liegt vermutlich daran, dass reale Entscheidungen von Schulabgängern und Studenten hinsichtlich ihrer zukünftigen Ausbildungs- und Arbeitsplätze mit dem Ende des jeweiligen Abschlusssemesters bzw. dem Schulabschluss zeitlich sehr genau terminiert werden können. Dadurch werden conjointanalytische Präferenzmessungen im Vorfeld der realen Auswahlentscheidungen ermöglicht, die neben einer einfachen Identifikation und Ansprache zudem von einer überwiegend hohen Kooperationsbereitschaft der Probanden profitieren. Vor diesem Hintergrund erklärt sich u.a. auch der Mangel an
kommerziell ausgerichteten Studien, die conjointanalytisch prognostizierte Produktwahlentscheidungen von Konsumenten mit realen und der Befragung nachgelagerten Kaufentscheidungen dieser Konsumenten vergleichen. Denn die Identifikation und Kontrolle von Konsumenten, die zu einem zukünftigen Zeitpunkt ein bestimmtes Produkt unter vergleichbaren
Rahmenbedingungen kaufen und sich zudem zu einer Conjoint-Befragung mit anschließender
Validierung bereit erklären, stellt i.d.R. eine nahezu unlösbare Aufgabe für den Erhebenden
dar. Dies dürfte wohl auch der Grund dafür sein, dass kommerziell geprägte Studien, die das
hypothetische und reale Entscheidungsverhalten von Konsumenten miteinander vergleichen,
durch eine dem Validierungskriterium zeitlich nachgelagerte Conjoint-Analyse charakterisiert
sind (EVA 1). Diese Vorgehensweise birgt jedoch eine nicht abzuschätzende Gefahr der Ergebnisbeeinträchtigung durch kognitive Dissonanzen der Probanden in sich. Nachträgliche
Rationalisierungsversuche der Kaufentscheidung von Seiten der Probanden oder auch die
nach dem Kauf erlangte Produktkenntnis können dazu führen, dass die Conjoint-Analyse
nicht die ursprünglichen Präferenzstrukturen misst und die Ergebnisse für Prognosezwecke
nur von eingeschränkter Brauchbarkeit sind. Es kann nicht ausgeschlossen werden, dass der
vergleichsweise hohe Anteil korrekter Wahlprognosen der o.a. Studien auf kognitive Dissonanzen der Probanden zurückzuführen ist.
11
Eine Einschränkung, die der Analyse des Entscheidungsverhaltens identischer Stichproben
unterliegt, besteht zumeist in der mangelnden Übertragbarkeit der Ergebnisse auf den relevanten Gesamtmarkt, da insbesondere Umfang und Struktur der untersuchten Stichproben i.d.R.
keine repräsentative Abbildung der entsprechenden Grundgesamtheit darstellen. Aus diesem
Grund sollte in derartigen Untersuchungen auch nicht von Marktanteilen, sondern von Wahlanteilen bzw. Shares of Choices gesprochen werden, die in erster Linie für die in der Erhebung berücksichtigten Probanden Gültigkeit besitzen.
An dieser Einschränkung sowie den erläuterten Erhebungsproblemen setzen Validierungsstudien an, die das mit Hilfe der Conjoint-Analyse ermittelte Entscheidungsverhalten einer Probandengruppe mit dem realen Entscheidungsverhalten der relevanten Grundgesamtheit vergleichen (EVA 3 und 4). Das Validierungskriterium bilden bei diesen Ansätzen die realen
Marktanteile der Untersuchungsobjekte, die bspw. über eine Paneluntersuchung gewonnen
werden. Wenngleich die Repräsentativität der Stichprobe als notwendige Voraussetzung vom
Erhebenden weitgehend sichergestellt wird, ist ein uneingeschränkter Vergleich zwischen den
conjointanalytisch geschätzten und den realen Marktanteilen nicht ohne weiteres möglich,
selbst wenn von den mit dieser Methode verbundenen Problemen bei der Bestimmung von
Marktanteilen abstrahiert und eine valide Beurteilungsgrundlage unterstellt wird. Srinivasan/DeMaCarty und auch Curry betonen in diesem Zusammenhang die Bedeutung des Einflusses spezifischer Distributionsgrade, Werbeintensitäten und damit verbundener Bekanntheitsgrade der Untersuchungsobjekte auf die Validität der Conjoint-Analyse, 29 die u.a.
von einer gleichermaßen vollständigen Produktverfügbarkeit sowie von gleichen Bekanntheitsgraden der untersuchten Produkte ausgeht. Für die Validitätsprüfung auf Basis realer Marktanteile folgt daraus, dass entweder die realen Gegebenheiten die Prämissen der
Conjoint-Analyse bestmöglich erfüllen oder die conjointbasierten Marktanteilsschätzungen
die realiter vorzufindenden Rahmenbedingungen in einem Marktanteilsmodell berücksichtigen müssen. Vor diesem Hintergrund wird bspw. auch die Studie von Benbenisty kritisch hinterfragt. „Consider a 1983 Marketing News report of AT&T Corp.´s market share in the dataterminal market being predicted accurately four years after the completion of a conjoint study.
29
Vgl. Srinivasan, V./deMaCarty, P. (2000), S. 30; Curry, J. (1997), S. 10.
12
Without accounting for variations in the level of marketing support across products and over
such a long time span, the claimed accuracy cannot be taken at face value.“30
Die Anwendung eines Marktanteilsmodells findet sich indes in den Untersuchungen von Hensel-Börner und Hensel-Börner/Sattler, in denen unterschiedliche Distributions- und Bekanntheitsgrade der untersuchten Produkte bei der Marktanteilsschätzung berücksichtigt werden. Allerdings kann sich der Einsatz eines derartigen Marktanteilsmodells insofern als problematisch erweisen, da bestimmte, für das Modell notwendige Marktdaten nicht ausreichend
detailliert oder auch gar nicht verfügbar sein können oder einen anderen geographischen Bezug aufweisen als die conjointanalytisch erhobenen Daten, wodurch wiederum die Repräsentativität der Ergebnisse beeinträchtigt werden kann. Darüber hinaus ist die Gültigkeit des unterstellten Marktanteilsmodells zwingend zu gewährleisten, da anderweitig modellbedingte
Verzerrungen der Schätzergebnisse die Folge sein können.
30
Srinivasan, V./deMaCarty, P. (2000), S. 30.
3
3.1
13
Durchführung und Ergebnisse der empirischen Validitätsprüfung
Aufbau und Ablauf des Feldexperiments
3.1.1 Die Vickrey-Auktion als Instrument zur Erhebung des Validierungskriteriums
Die Beurteilung conjointanalytischer Preisreaktionsprognosen setzt voraus, dass das Validierungskriterium - in diesem Fall die reale Preisreaktionsfunktion - mit einem Messinstrument
erhoben wird, das zu einer möglichst exakten Abbildung der realen Preis-Absatz-Beziehungen
führt. In der vorliegenden Untersuchung wird mit dem Auktionsverfahren nach William
Vickrey, der sog. Vickrey-Auktion,31 auf ein Instrument zurückgegriffen, das im Zusammenhang mit der Erhebung von Zahlungsbereitschaften in der jüngsten Zeit wieder verstärkt in die
wissenschaftliche Diskussion eingebracht worden ist.
Der Vickrey-Auktion liegt ein Bietprozess zugrunde, der dadurch gekennzeichnet ist, dass
jeder an der Auktion beteiligte Bieter i.d.R. schriftlich ein einziges und verbindliches Kaufgebot gegenüber dem Verkäufer eines Auktionsobjekts äußert. Die Gebotsabgabe erfolgt dabei
innerhalb eines festgelegten Zeitraums, unter Ausschluss von Nachbesserungen und zudem
verdeckt, d.h. ohne dass andere an der Auktion beteiligte Bieter Kenntnis von dem Gebot erlangen („Sealed Bid Auction“). Nach Ablauf der festgelegten Gebotsabgabefrist erhält der
Bieter mit dem höchsten Kaufgebot den Zuschlag für das Auktionsobjekt, zahlt jedoch lediglich einen Kaufpreis in Höhe des zweithöchsten Gebots. Aufgrund der Charakteristik dieses
Preisbildungsmechanismus wird die Vickrey-Auktion häufig auch als „Second Price Sealed
Bid Auction“ bezeichnet.
Wenngleich die Vickrey-Auktion bislang nur vergleichsweise selten eingesetzt wird, 32 so besitzt dieser Auktionsmechanismus im Gegensatz zu den anderen Standardauktionsformen
(Englische Auktion, Holländische Auktion, Höchstpreisauktion) den zentralen Vorteil, dass
aus theoretischer Sicht eine valide Messung von realen Preisreaktionen aufgrund der Eigenschaft der Anreizkompatibilität möglich ist. Ein Preisbildungsmechanismus ist dabei als
31
32
Vgl. zur Vickrey-Auktion insbesondere den grundlegenden Beitrag von Vickrey, W. (1961), S. 8ff.
Vgl. Amor, D. (2000), S. 52; Beckmann, M./Kräkel, M./Schauenberg, B. (1997), S. 50; Gardner, R. (1995),
S. 305; Lucking-Reiley, D. (2000b), S. 237ff.; Reichwald, R./Hermann, M./Bieberbach, F. (2000), S. 548;
Rothkopf, M.H./Teisberg, T.J./Kahn, E.P. (1990), S. 98 sowie für einen historischen Abriß der praktischen
Anwendungen Lucking-Reiley, D. (2000a), S. 183ff.
14
anreizkompatibel zu bezeichnen, wenn die wahrheitsgemäße Offenlegung der realen Zahlungsbereitschaft für ein Produkt nicht nur im Interesse des Verkäufers oder Marktforschers,
sondern insbesondere auch im eigenen Interesse des Nachfragers liegt. 33 In der Entkopplung
des Gebots bzw. Zuschlagspreises von dem letztendlich vom Käufer zu entrichtenden Kaufpreis liegt die Ursache dafür begründet, dass für einen Bieter in einer Vickrey-Auktion kein
Anreiz besteht, aus spekulativen Gründen ein Kaufgebot oberhalb oder unterhalb seiner tatsächlichen Zahlungsbereitschaft abzugeben und die aus Bietersicht dominierende Strategie
folglich in der Abgabe eines Gebotes exakt in Höhe der tatsächlichen Zahlungsbereitschaft
besteht („Truth Revealing“- bzw. „Truth-Telling“-Eigenschaft 34).35
3.1.2 Bestimmung des Untersuchungsobjekts
3.1.2.1 Digital Versatile Disc Player als Gegenstand der Untersuchung
Die
Konzeption
eines
Feldexperiments
zur
Überprüfung
der
externen
Validität
conjointanalytischer Verfahren verlangt die Auseinandersetzung mit der Frage, welches Produkt gleichermaßen als Untersuchungsobjekt der conjointanalytischen Präferenzmessungen
und als Verkaufsobjekt einer - in diesem Fall internetbasierten - Vickrey-Auktion geeignet
erscheint. In diesem Zusammenhang ist festzustellen, dass conjointanalytische Untersuchungen eine wesentliche Problematik häufig unberücksichtigt lassen, die mit dem zu untersuchenden Produkt bzw. mit dem zu untersuchenden Kaufentscheidungsprozess verbunden ist.
So findet sich eine Vielzahl von Conjoint-Studien zu Produkten, die ein habitualisiertes oder
sogar impulsives Entscheidungsverhalten („Low-Involvement-Käufe“) vermuten lassen,36
obwohl in der Literatur zunehmend darauf verwiesen wird, dass die Ergebnisse einer
Conjoint-Analyse von dem zugrunde liegenden Kaufentscheidungstyp bzw. von dem zugrunde liegenden Involvement des Konsumenten beeinflusst werden und die Conjoint-Analyse
aufgrund der mit dieser Verfahrenstechnik verbundenen hohen kognitiven Steuerung des Pro-
33
34
35
36
Vgl. McAfee, R.P./McMillan, J. (1987), S. 712.
Vgl. Rothkopf, M.H./Teisberg, T.J./Kahn, E.P. (1990), S. 95; Klein, S.P. (1998), S. 317.
Vgl. Vickrey, W. (1961), S. 20ff.; Kräkel, M. (1992), S. 20; Sonnegard, J. (1996), S. 5; Beckmann,
M./Kräkel, M./Schauenberg, B. (1997), S. 44; Skiera, B. (1999), S. 164.
Eine tabellarische Darstellung derartiger Conjoint-Studien findet sich bei Voeth, M. (2000), S. 106.
15
banden eher für extensive, zumindest aber nicht für habitualisierte oder impulsive Kaufentscheidungen geeignet ist („High-Involvement-Käufe“).37
Wenngleich eine umfassende empirische Bestätigung dieser Hypothese derzeit noch aussteht,
ist aus theoretischer Sicht von einem Einfluss des Involvements auf die Validität von
Conjoint-Analysen dergestalt auszugehen, dass ein mit der Conjoint-Analyse nicht konformes
Involvement zu einer geringeren Validität der Schätzergebnisse führen wird. 38 Die Problematik nicht adäquaten Involvements wird darüber hinaus vor dem Hintergrund verstärkt, dass die
Präferenzerhebung zumeist nicht mit Nachfragern durchgeführt wird, die sich in einem realen
Kaufprozess befinden, sondern Probanden befragt werden, die bestenfalls nach bestimmten
Auswahlkriterien wie z.B. Produktinteresse, Produktkenntnisse oder Kaufwahrscheinlichkeit
selektiert wurden. Die Phasen vor dem realen Kaufakt und daher insbesondere auch die Befragung von Probanden außerhalb des realen Kaufentscheidungsprozesses stellen jedoch
selbst bei potenziellen High-Involvement-Käufen Low-Involvement-Situationen dar.39 Eine
starke Divergenz zwischen dem Kaufinvolvement und dem Involvement im Rahmen einer
Conjoint-Erhebung (Erhebungsinvolvement) kann daher ursächlich für eine nur geringe Validität conjointanalytischer Präferenzmessungen sein. Im Rahmen der Validitätsprüfung
conjointanalytischer Verfahren sollten die Probanden daher ein hohes finanzielles, soziales
und/oder psychologisches Risiko beim Produktkauf wahrnehmen, das zu einer umfangreichen
und multiattributiv geprägten Informationsaufnahme und -verarbeitung der kaufentscheidungsbeeinflussenden Faktoren sowie zu einer starken Identifikation der Nachfrager mit dem
Kauf des Produktes führt.
Aus der Perspektive des Validierungsverfahrens ist zu fordern, dass das Produkt für den Kauf
über eine internetbasierte Vickrey-Auktion geeignet erscheinen muss. Bliemel/Eggert/Adolphs
stellen in diesem Zusammenhang fest, dass elektronische Märkte für Güter des mühelosen
Kaufs (Convenience Goods)40 keinen adäquaten Vertriebskanal darstellen, da „die Kunden
37
38
39
40
Vgl. Hubel, W. (1992), S. 162; Weisenfeld, U. (1989), S. 57; Thomas, L. (1979), S. 203; Voeth, M. (2000),
S. 105; Teichert, T. (2001), S. 56; Teichert, T. (2000), S. 507; Theuerkauf, I. (1989), S. 1191; McKenna,
W.F. (1985), S. 46f.; Hahn, C. (1997), S. 140; Tscheulin, D.K. (1992), S. 90.
Vgl. Thomas, L. (1979), S. 203.
Vgl. Trommsdorff, V. (2002), S. 61.
Convenience Goods bezeichnen Güter, die Konsumenten i.d.R. mit einem geringen Beschaffungsaufwand
und einer tendenziell geringen kognitiven Steuerung erwerben, vgl. Kotler, P. (2002), S. 411. Übertragen
auf die Kaufentscheidungstypologie nach Weinberg ist der Kauf von Convenience Goods mit einem impul-
…
16
zum Zeitpunkt ihrer spontanen Kaufentscheidung i.d.R. weder über einen Internetzugang verfügen, noch die Mühe eines Kaufabschlusses im Internet auf sich nehmen.“ 41 Im Vergleich zu
den durch impulsives oder habitualisiertes Entscheidungsverhalten gekennzeichneten Convenience Goods kann denjenigen Produkten eine bessere Eignung für Internetauktionen zugesprochen werden, bei deren Kauf die Konsumenten zu einem extensiven Kaufentscheidungsverhalten tendieren. Dies lässt sich vor allem damit begründen, dass limitierte und extensive
Kaufentscheidungen überwiegend mit einer erhöhten Werthaltigkeit des Kaufobjektes einhergehen, die den auktionsinduzierten Beschaffungs(mehr)aufwand aus Konsumentensicht oftmals rechtfertigt. Empirische Untersuchungen bestätigen diese Annahme insofern, dass der
überwiegende Anteil der über Internetauktionen gekauften Produkte den Charakter limitierter
oder extensiver Kaufentscheidungen trägt.42 Eine hohe Bedeutung kommt dabei vor allem der
Unterhaltungselektronik zu, die im Internet nicht nur generell, sondern insbesondere auch im
Rahmen internetbasierter Auktionen zu den meistgekauften Produktkategorien zu zählen ist. 43
Vor diesem Hintergrund war im Rahmen der vorliegenden Validitätsprüfung als Untersuchungsobjekt ein Produkt aus dem Bereich der Unterhaltungselektronik zu bestimmen, bei
dessen Kauf von einem extensiven, zumindest aber limitierten Kaufentscheidungsverhalten
der Nachfrager ausgegangen werden konnte.
Auf Basis von Expertengesprächen mit zahlreichen Unterhaltungselektronikanbietern in
Münster wurden Digital Versatile Disc Player (DVD Player) in Anbetracht der vorgenannten
Anforderungen als geeignete Produkte für die empirische Validitätsprüfung identifiziert.
DVD Player repräsentieren insbesondere zum Zeitpunkt der Untersuchung (Frühjahr 2002)
und trotz der zunehmenden Marktdurchdringung immer noch eine vergleichsweise junge
Technologie, deren Anschaffung für den überwiegenden Anteil von Konsumenten einen neuartigen Kaufentscheidungsprozess impliziert. Aufgrund der Neuartigkeit des Kaufentscheidungsprozesses existieren für die Konsumenten keine bewährten Entscheidungskriterien oder
Verhaltensmuster, die die Kaufentscheidung vereinfachen könnten. Aufgrund eines Anschaffungspreises von knapp zweihundert bis über eintausend Euro ist davon auszugehen, dass
Konsumenten beim Kauf eines DVD Players ein tendenziell hohes finanzielles Risiko wahr-
41
42
siven oder habitualisierten Entscheidungsverhalten der Konsumenten verbunden, vgl. Nieschlag, R./Dichtl,
E./Hörschgen, H. (2002), S. 580f.
Bliemel, F./Eggert, A./Adolphs, K. (2000), S. 210.
Vgl. Lucking-Reiley, D. (2000b), S. 233; Beam, C./Segev, A. (1998), S. 7.
17
nehmen, das nicht zuletzt für eine u.a. in den Expertengesprächen bestätigte umfangreiche
Informationssuche der Konsumenten verantwortlich zeichnet. Alternative Angebote von DVD
Playern werden i.d.R. eingehend und rational miteinander verglichen, um das Angebot mit der
subjektiv besten Preis-Leistungs-Relation zu erwerben. Vor diesem Hintergrund kann davon
ausgegangen werden, dass Konsumenten bei dem Kauf eines DVD Players überwiegend zu
einem extensiven Kaufentscheidungsverhalten neigen.
3.1.2.2 Bestimmung der kaufentscheidungsrelevanten Eigenschaften und
Ausprägungen
Für die Bestimmung der kaufentscheidungsrelevanten Produkteigenschaften wurde das Segment der Mittelklasse von DVD Playern eingehender analysiert. Die Auswahl begründet sich
insbesondere dadurch, dass DVD Player der mittleren Leistungs- und Preisklasse im Vorjahr
der Untersuchung die höchsten Absatzanteile auf dem deutschen DVD Player-Markt aufwiesen, so dass bei diesen Geräten das höchste akquisitorische Potenzial für die Internetauktion
vermutet werden konnte. Gleichzeitig ließ ein Preisniveau dieses DVD Player-Segments von
ca. 250 bis 400 Euro (UVP) erwarten, dass die Konsumenten bei der Kaufentscheidung ein
tendenziell hohes Kaufrisiko wahrnehmen und folglich ein hohes Kaufinvolvement aufweisen
würden.
Die Expertenbefragungen unter den Facheinzelhändlern ergaben einen Katalog an Produkteigenschaften, anhand derer die zum Zeitpunkt der Erhebung am Markt befindlichen DVD
Player-Angebote differenziert werden konnten und die aus Sicht der Verkaufsberater in einem
unterschiedlichen Ausmaß zu einer Beeinflussung der Entscheidungen von Konsumenten
beim Kauf eines DVD Players beitrugen. Aufgrund der Fokussierung auf die Mittelklasse von
DVD Playern wurden diejenigen Produkteigenschaften aus der weiteren Untersuchung ausgeschlossen, die ausnahmslos bei DVD Playern der Oberklasse vorhanden waren, die wiederum
in keinem konkurrierenden Verhältnis zu dem betrachteten Segment standen. Weiterhin wurden Produkteigenschaften aus dem Katalog eliminiert, über die jeder DVD Player in gleichem
Maße verfügt und die Basisleistungen eines DVD Players (Wiedergabefähigkeit einer DVD,
Fernbedienung etc.) darstellen. Die verbliebenen Produkteigenschaften wurden dahingehend
untersucht, ob sie als Differenzierungskriterium für DVD Player der Mittelklasse herangezo43
Vgl. Spohrer, M. (2000), S. 33; Lucking-Reiley, D. (2000b), S. 233.
18
gen werden konnten oder ausnahmslos zur Grundausstattung dieses Segments (Standard) zu
zählen waren. Als Ergebnis der Expertengespräche wurden die in Abbildung 2 aufgeführten
Kriterien mit potenziell kaufentscheidungsbeeinflussender Wirkung beim Kauf eines DVD
Players identifiziert.
Aus Tabelle 2 geht hervor, dass die Kaufentscheidung von DVD Player-Käufern überwiegend
auf Basis der technischen Funktionalitäten, des Markennamens oder des Produktpreises und
somit aufgrund der Bewertungen von objektiv prüfbaren Kriterien getroffen wird. Subjektive
Kriterien wie z.B. die Bild- und Tonqualitäten unterschiedlicher DVD Player werden beim
Kauf i.d.R. nicht durch eigene Produkttests am Point of Purchase beurteilt. Stattdessen ziehen
die Konsumenten in vielen Fällen die Vergleichstests von Fachinstitutionen bzw. Fachzeitschriften zu Rate und orientieren sich an den entsprechenden Expertenbeurteilungen hinsichtlich der Leistungsqualität der DVD Player. Um dieses Kriterium in der Erhebung zu berücksichtigen, wurde die Untersuchung auf DVD Player fokussiert, die im Rahmen von Produkttests verschiedener renommierter Institutionen überdurchschnittliche Testergebnisse erzielt
hatten. Auf diese Weise wurde eine durch die Produkttests nachgewiesene hohe Leistungsqualität für die Grundausstattung der Untersuchungsobjekte definiert, so dass eine explizite
Aufnahme dieses Kriteriums in das Design der Conjoint-Analyse nicht erforderlich war. Die
restlichen kaufentscheidungsrelevanten Beurteilungskriterien, die nicht zur Grundausstattung
eines DVD Players der Mittelklasse zu zählen waren, bildeten den Gegenstand einer Konsumentenbefragung, um die aus Sicht der Konsumenten wichtigsten Produkteigenschaften beim
Kauf eines DVD Players zu bestimmen.
Kriterium
Hersteller/Marke
Wiedergabeformate (inkl. DVD)
Audio CD (Wave), Video CD (VCD),
CD Recordable (CD-R), CD ReWritable (CD-RW)
Audio CD (MP3)
Videoausgänge
1 Scartanschluss
2 Scartanschlüsse
19
Standardausstattung Mittelklasse
kein Standard

kein Standard

kein Standard
Audioausgänge
optischer und koaxialer Digitalausgang,
Dolby Digitalausgang, DTS-Digitalausgang

Umrüstbarkeit auf fremden Regionalcode

Integrierter digitaler Audiodecoder
kein Standard
DVD-Wechsler
kein Standard
Farbe/Design
kein Standard
Produkttests durch (unabhängige) Fachinstitution
kein Standard
Preis
kein Standard
Tabelle 2: Entscheidungsbeeinflussende Kriterien beim DVD Player-Kauf (Mittelklasse)
Die Befragung erfolgte mit Hilfe des Internets sowie mit Electronic Mailings, die auch für die
Akquisition der Auktionsteilnehmer eingesetzt wurden, um u.a. eine möglichst hohe Schnittmenge zwischen den Konsumenten der Vorabbefragung und den Konsumenten der Internetauktion zu erreichen. An der Befragung nahmen insgesamt 849 Konsumenten teil. Vor dem
Hintergrund, dass die Befragung möglichst genau die Beurteilungen potenzieller Käufer von
DVD Playern und somit auch die Einschätzung der späteren Auktionsteilnehmer widerspiegeln sollte, gingen in die weitere Untersuchung ausschließlich die Angaben derjenigen Konsumenten ein, die den Kauf eines DVD Players in den folgenden zwölf Monaten beabsichtigten und die nicht als Käufer der Oberklasse (Mindestausgaben für einen DVD Player von 400
Euro) einzustufen waren. Darüber hinaus mussten die Konsumenten einen Informationsstand
bezüglich der Leistungsmerkmale und Preise der aktuell am Markt angebotenen DVD Player
aufweisen, der nach eigenen Einschätzungen als durchschnittlich bis sehr gut beurteilt wurde.
Unter Anwendung dieser anspruchsvollen Selektionskriterien ergab sich ein Anteil von 123
Befragten, die als Experten mit Kaufabsicht charakterisiert wurden. Es zeigte sich, dass von
dieser Befragtengruppe insgesamt fünf Eigenschaften als überdurchschnittlich wichtig beim
20
Kauf eines DVD Players der Mittelklasse erachtet wurden. Diese Kriterien bildeten in der
Folge den Gegenstand der weiteren Untersuchung.
Die höchste Bedeutung sprachen die Befragten dem Anschaffungspreis eines DVD Players
zu, so dass vor dem Hintergrund des eingesetzten Absatzkanals ein erwartungsgemäß stark
preissensibles Käufersegment vorlag. Darüber hinaus wurde die Wiedergabefähigkeit von
(Musik-)CDs im MP3-Format sowie die Existenz eines im DVD Player integrierten digitalen
Audiodecoders als wichtig eingestuft. Von geringerer, aber dennoch überdurchschnittlicher
Bedeutung waren der Hersteller und die Anzahl der vorhandenen Scartanschlüsse. Zur Bestimmung der relevanten Hersteller wurden die Konsumenten hinsichtlich der ihrer Meinung
nach bedeutendsten DVD Player-Hersteller der Mittelklasse befragt. Im Durchschnitt umfasste das hersteller- bzw. markennamenbezogene Awareness-Set der Konsumenten drei bis vier
Anbieter, wobei in die weitere Untersuchung die vier am häufigsten genannten Hersteller eingingen.
Auf Basis der Ergebnisse der Konsumentenbefragung wurden die zum Verkauf in der Auktion anzubietenden DVD Player und somit die realen Produkte für die externe
Validitätsprüfung bestimmt. Bei der Produktauswahl war zu berücksichtigen, dass die DVD
Player eindeutig der Mittelklasse zuzuordnen waren, d.h. dass alle Geräte die als Standard
definierten Produkteigenschaften aufzuweisen hatten und zugleich über keine der Produkteigenschaften verfügen durften, die einen der DVD Player als Gerät der Oberklasse charakterisiert hätte. Diese Anforderungen wurden durch die vier in Tabelle 3 aufgeführten DVD Player
erfüllt.
Eigenschaften der DVD Player (Auktionsobjekte)
Hersteller (Typ)
MP3
Decoder
Scartanschlüsse
Preis
UVP/Saturn MS
Pioneer (DV-444-K)
MP3-fähig
kein Decoder
1
357,39 € / 329,00 €
Philips (DVD712)
MP3-fähig
kein Decoder
1
349,99 € / 296,04 €
Sony (DVP-NS400D/B)
kein MP3
DD Decoder
2
399,00 € / 357,39 €
Panasonic (DVD-RV31-K)
kein MP3
kein Decoder
1
280,70 € / 259,00 €
Tabelle 3: Die DVD Player der Internetauktion
Im Hinblick auf die Bestimmung der Produkteigenschaften und deren Ausprägungen wurden
entsprechend der Produkteigenschaft ´Hersteller´ auch bei den Produkteigenschaften ´Preis´
und
íntegrierter
Decoder´
insgesamt
vier
21
Eigenschaftsausprägungen
in
das
conjointanalytische Erhebungsdesign aufgenommen. Die Preisspanne des Conjoint-Designs
wurde dermaßen festgelegt, dass die maximale Preisausprägung dem Fachhandelspreis (in
diesem Fall die Preise des Kooperationspartners Saturn Münster) des zu dem höchsten Verkaufspreis angebotenen Gerätes der ausgewählten DVD Player (360 Euro) sowie die geringste
Preisausprägung aufgrund der Ergebnisse der Vorabbefragung 50 % dieses Preises entsprach
(180 Euro). Um möglichst exakte Prognosen der Preisreaktionen erreichen zu können, wurden
zur Verminderung der Abstände zwischen den Preisausprägungen zwei weitere Preisausprägungen derart festgelegt, dass insgesamt drei gleich große 60-Euro-Intervalle vorlagen. Die
vier Ausprägungen der Produkteigenschaft íntegrierter Decoder´ ergab sich vor dem Hintergrund, dass ein DVD Player generell über keinen, einen oder auch über beide digitalen Audiodecoder der Hersteller Dolby (Dolby Digital bzw. DD) und Digital Theater Systems (DTS)
verfügen konnte. Bei den Produkteigenschaften ´MP3-Wiedergabe´ und ´Scartanschlüsse´
lagen aufgrund der technisch bedingten Dichotomie (MP3-fähig vs. nicht MP3-fähig) bzw.
aufgrund der bei einem DVD Player mindestens (maximal) verfügbaren Anzahl
Scartanschlüsse von 1 (2) jeweils zwei zu berücksichtigende Eigenschaftsausprägungen vor.
Tabelle 4 gibt einen zusammenfassenden Überblick über die in der Conjoint-Erhebung untersuchten Produkteigenschaften und Ausprägungen.
Eigenschaft
Hersteller
Ausprägungen
Pioneer
MP3-Wiedergabe
integrierter Decoder
Sony
kein MP3
kein Decoder
Scartanschlüsse
Preis
Philips
DD Decoder
MP3
DTS Decoder
1 Scart
180 Euro
Panasonic
DD+DTS Decoder
2 Scart
240 Euro
300 Euro
360 Euro
Tabelle 4: Produkteigenschaften und Ausprägungen des Conjoint-Designs
3.1.3 Akquisition der Auktionsteilnehmer
Die zentrale Anforderung einer externen Validitätsprüfung, als Validierungskriterium das
Produktwahlverhalten von Konsumenten in realen Märkten mit realen Produkten in realen
Kaufentscheidungssituationen zugrunde zu legen, macht es erforderlich, dass potenzielle Auktionsteilnehmer allein durch die Attraktivität des Verkaufsangebotes akquiriert werden und
die Auktion als temporäres Konkurrenzangebot zu den realiter am Markt vorhandenen Pro-
22
duktangeboten und Absatzkanälen positioniert wird. Insbesondere für das in dieser Untersuchung eingesetzte Validierungsverfahren ist zu fordern, dass die Konsumenten aus eigenem
Antrieb und ausschließlich vor dem Hintergrund einer Kaufabsicht hinsichtlich eines der angebotenen Produkte an der Auktion teilnehmen. Denn aufgrund des bis dato nur sehr geringen
Bekanntheitsgrades verlangt die Vickrey-Auktion von den Konsumenten eine im Vergleich zu
anderen Auktionsformen eingehendere Auseinandersetzung mit dem Auktionsmechanismus.
Eine eingehende bzw. kognitiv geprägte Auseinandersetzung mit der Funktionsweise der
Vickrey-Auktion kann allerdings in solchen Fällen nicht unbedingt erwartet werden, in denen
der durch die Auktion erzeugte (Kauf-)Anreiz aus der subjektiven Sicht der Konsumenten zu
gering ist. Infolgedessen implizieren Vickrey-Auktionen, die ohne oder lediglich mit unbedeutenden, d.h. tendenziell risikolosen zahlungswirksamen Transaktionen verbunden sind,
regelmäßig die Gefahr, dass die Auktionsteilnehmer aufgrund eines zu geringen Involvements
den Auktionsmechanismus nicht verstehen und sich nicht rational nach der optimalen
Bietstrategie verhalten, mithin kein Gebot in Höhe ihrer tatsächlichen Zahlungsbereitschaft
abgeben.44 Vickrey-Auktionen unterliegen damit der gleichen Gefahr eines hypothetischen
Bias durch ein zu geringes Involvement der Konsumenten, wie dies bspw. auch bei den
conjointanalytischen Verfahren der Präferenzmessung vermutet werden kann. Vor diesem
Hintergrund ist bei einer externen Validitätsprüfung zwingend zu gewährleisten, dass die
Teilnehmer einer Vickrey-Auktion ein starkes Interesse an dem Produktkauf und ein möglichst hohes Involvement (Kaufinvolvement) bei der Gebotsabgabe aufweisen.45
Mit dem Ziel der Akquisition einer möglichst umfangreichen Anzahl an interessierten Käufern wurde vor dem Beginn der insgesamt zwei Runden umfassenden Auktion eine weitläufige Werbeaktion für die DVD Player-Auktion via Internet und E-Mail unternommen. Insgesamt wurden ca. 5.000 E-Mails über zahlreiche Verteiler an Hochschulen, wissenschaftliche
44
Die Studien von Neill et al. sowie Sattler/Nitschke bestätigen diese These insofern, dass Vickrey-Auktionen
mit hypothetischen (Erhebungsinvolvement) und realen Transaktionen (Kaufinvolvement) zu signifikanten
Unterschieden in den durchschnittlichen Zahlungsbereitschaften der Konsumenten führen, vgl. Neill, H.R.
45
et al. (1994), S. 145ff.; Sattler, H./Nitschke, T. (2001), S. 1ff.
Das Interesse an einer aus wissenschaftlichen Gründen durchgeführten Vickrey-Auktion und an einer Gebotsabgabe für eines oder mehrere der angebotenen Produkte wird regelmäßig in solchen Fällen stark divergieren, in denen Probanden wie z.B. Student(inn)en einer Vorlesung für das Experiment „zwangsverpflichtet“ werden, wie Skiera/Revenstorff bei der Erhebung des Teilnahmeinteresses in ihrer Studie feststellen, vgl. Skiera, B./Revenstorff, I. (1999), S. 235.
23
Gesellschaften, Förderkreise und Unternehmen verschickt. Darüber hinaus wurden auf den
Internetseiten kommerzieller und nicht-kommerzieller Einrichtungen Weblinks platziert sowie
die Auktion bei diversen Internet-Suchmaschinen angemeldet. Über den in der E-Mail angegebenen Link bzw. über die Web-Links und Suchmaschinen gelangten interessierte Konsumenten auf die Startseite der in Kooperation mit der Saturn Electro Handels GmbH Münster
organisierten Internetauktion. Von der Startseite aus war es den Konsumenten u.a. möglich,
sich über die angebotenen DVD Player, die Auktion sowie deren Teilnahmebedingungen eingehend zu informieren und sich bei Interesse unverbindlich für eine Teilnahme an der Auktion anzumelden. Die Werbeaktion führte bis zum Ende der zweiten Auktionsrunde zu insgesamt knapp 14.000 Pagehits auf der Startseite der Internetauktion und zu der unverbindlichen
Anmeldung von 403 interessierten Auktionsteilnehmern.
3.1.4 Gestaltung und Durchführung der Datenerhebung
3.1.4.1 Conjointanalytische Erhebungen
Vor dem Hintergrund der Vielzahl conjointanalytischer Verfahrensvarianten, die bei unterschiedlicher methodischer Schwerpunktsetzung und mit unterschiedlichen methodischen Modifikationen versuchen, die Schwächen der traditionellen Conjoint-Analyse (TCA) zu beheben, war zu bestimmen, welche Conjoint-Verfahren einer externen Validitätsprüfung unterzogen werden sollten. Grundsätzlich können nach Voeth Conjoint-Verfahren dahingehend differenziert werden, ob diese auf eine Vergrößerung der Anzahl einzusetzender Produkteigenschaften
(eigenschaftsanzahlbezogene
Verfahren)
oder
auf
eine
Integration
von
- hypothetischen - Produktwahlentscheidungen (auswahlentscheidungsbezogene Verfahren)
ausgerichtet sind.46 Während die erste Verfahrensgruppe insbesondere auf den Nachteil der
TCA abstellt, eine nur begrenzte Anzahl von Produkteigenschaften in die Befragung integrieren zu können, liegt den auswahlentscheidungsbezogenen Verfahrensvarianten ein Befragungsprozess zugrunde, innerhalb dessen die Probanden direkt beurteilen müssen, ob sie einen Stimulus bzw. ein Produkt für kaufenswert oder nicht kaufenswert erachten. Mit Hilfe
dieser Verfahrensvarianten ist es möglich, in Abhängigkeit bestimmter Wettbewerbsszenarien
im Rahmen von Marktsimulationen den Anteil an Nichtkäufern zu bestimmen und diesen bei
der Ermittlung von Marktanteilen bzw. Shares of Choices zu berücksichtigen.
24
Aufgrund dieses gegenüber den eigenschaftsanzahlbezogenen Verfahrensvarianten bedeutenden Vorteils wurden mit der Limit Conjoint-Analyse (LCA) und der Choice-Based-ConjointAnalyse (CBCA) zwei auswahlentscheidungsbezogene Verfahrensvarianten einer eingehenden Validitätsprüfung unterzogen. Die Wahl dieser Verfahrensvarianten erscheint zum einen
aufgrund eines generellen Forschungsdefizits hinsichtlich des direkten Vergleichs zwischen
der auf der TCA aufbauenden LCA und der CBCA notwendig. 47 Zum anderen ist für beide
Verfahren ein zum Teil gravierendes Defizit im Hinblick auf eine externe Verfahrensvalidierung festzustellen. Der Mangel an einer differenzierten externen Validitätsprüfung muss vor
allem für die CBCA als besonders kritisch beurteilt werden, der aufgrund des spezifischen
Befragungsprozesses häufig ein starker Bezug zu dem realen Kaufverhalten von Konsumenten und eine hohe Leistungsfähigkeit zur Bestimmung von Marktreaktionen unterstellt wird.48
3.1.4.1.1 Choice-Based-Conjoint-Analyse (CBCA)
Die CBCA stellt eine Kombination aus der TCA und der Discrete Choice-Analyse (DCA) dar
und hat in den vergangenen Jahren zunehmend an Bedeutung gewonnen. 49 Die CBCA greift
den grundlegenden Gedanken der TCA auf und lässt die Probanden ganzheitlich beschriebene
Produktprofile relativ zueinander beurteilen. Allerdings besteht die Beurteilungsaufgabe nicht
in einem Ranking oder Rating der Stimuli, sondern in der Äußerung von Auswahlentscheidungen, die anschließend mit Hilfe der diskreten Entscheidungsanalyse ausgewertet werden.50
Konkret bedeutet dies, dass aus dem vollständigen Design bestimmte Teilmengen an Stimuli
(sog. Choice-Sets) gebildet werden, hinsichtlich derer die Probanden jeweils entscheiden
müssen, ob sie eine - und ggf. welche - oder auch keine der präsentierten Produktalternativen
zu kaufen bereit sind. Das ökonometrische Modell der DCA geht dabei auf die Arbeiten von
46
47
48
Vgl. Voeth, M. (2000), S. 74.
Vgl. Chakraborty, G. et al. (2002), S. 238.
Vgl. Perrey, J. (1998), S. 91; Weiber, R./Rosendahl, T. (1997), S. 114; Louviere, J.J./Gaeth, G.J. (1988),
S. 62; Klein, M. (2002), S. 37; Ebel, B./Lauszus, D. (2000), S. 850; Stadie, E. (1998), S. 60; Perkins,
49
50
W.S./Roundy, J. (1993), S. 34; Cohen, S.H. (1997), S. 15f.; Backhaus, K./Voeth, M./Hahn, C. (1998), S. 11;
Hahn, C. (1997), S. 140; Elrod, T./Louviere, J.J./Davey, K.S. (1992), S. 368; McCullough, D. (2002), S. 22;
Meffert, C. (2002), S. 233.
Vgl. Chakraborty, G. et al. (2002), S. 238; Cohen, S.H. (1997), S. 12; Carroll, J.D./Green, P.E. (1995),
S. 386.
Cohen, S.H. (1997), S. 12. Vgl. darüber hinaus Louviere, J.J./Woodworth, G.G. (1983), S. 350; Louviere,
J.J./Hensher, D.A. (1983), S. 348; Hujer, R./Grammig, J./Maurer, K.-O. (1995), S. 37.
25
Quandt, Theil und insbesondere McFadden zurück51 und bildet den eigentlichen Kern der
CBCA, wodurch die häufig in der Literatur vorgenommene synonyme Begriffsverwendung
von CBCA und DCA zu erklären ist. 52
Die vorangegangenen Untersuchungen hatten ergeben, dass fünf Produkteigenschaften mit
jeweils vier bzw. zwei Eigenschaftsausprägungen in die CBCA aufgenommen werden mussten, woraus eine in die Erhebung einzubeziehende Anzahl von insgesamt 256 alternativen
Produktkonzepten resultierte. Auf dieser Basis und unter Berücksichtigung der für die CBCA
und LCA einheitlichen Designmerkmale war im folgenden eine konkrete Gestaltung des Befragungsprozesses vorzunehmen. Insbesondere musste festgelegt werden, welche Anzahl an
Stimuli den Befragten jeweils gleichzeitig aus diesen 256 möglichen Produktalternativen zur
Beurteilung vorgelegt werden sollte (Größe der Choice-Sets) und welche Anzahl an ChoiceSets jeder Teilnehmer im Rahmen der CBCA zu beurteilen hatte (Umfang des Befragungsblocks bzw. Blockdesign).
Vor dem Hintergrund, dass durch die Präsentation eines Choice-Sets für den Konsumenten
regelmäßig eine Entscheidungssituation erzeugt werden soll, in der die Anzahl der vorgelegten Produktalternativen idealerweise der Anzahl der in seinem individuellen Evoked Set befindlichen Produkte entspricht, wurden vier alternative Produktkonzepte sowie die Nichtkaufoption für die Größe eines Choice-Sets definiert. Die Anzahl von vier gleichzeitig zu präsentierenden Produktkonzepten lässt sich u.a. mit der Untersuchung von Hubel begründen, die
eine näherungsweise Bestimmung der Größe des Evoked Set von Konsumenten für den vorliegenden Fall erlaubt.53 Hubel ermittelt durch eine empirische Studie, dass bei DVD Player
vergleichbaren Produkten wie z.B. Videorecordern durchschnittlich fünf bis sieben Produkte
in das Relevant Set von Konsumenten gelangen. Da das Evoked Set lediglich eine Teilmenge
des Relevant Sets bildet und in dem vorliegenden Fall geringer ausfallen dürfte als die von
Hubel ermittelten fünf bis sieben Produkte, erschien es insbesondere auch aufgrund der Verwendung eines vier Hersteller umfassenden Marken(namen)sets in der CBCA sinnvoll, die
Größe der Choice-Sets auf vier Produktkonzepte und die für realitätsnahe Prognosen notwen51
Vgl. Quandt, R.E. (1968), S. 41ff.; Theil, H. (1970), S. 103ff.; McFadden, D. (1974), S. 105ff.; McFadden,
52
D. (1980), S. S13ff.; McFadden, D. (1981), S. 198ff.
Vgl. bspw. Weiber, R./Rosendahl, T. (1996), S. 571; Backhaus, K. et al. (2003), S. 597; Ebel, B./Lauszus,
53
D. (2000), S. 850; Elrod, T./Chrzan, K. (2001), S. 209.
Vgl. Hubel, W. (1992), S. 154; Hubel, W. (1986), S. 154.
26
dige Nichtkaufoption festzulegen. Die Anzahl der in den Choice-Sets enthaltenen Stimuli lag
in dieser Untersuchung damit im Rahmen der üblicherweise eingesetzten zwei bis sechs Produktkonzepte.54
Die Anzahl von Choice-Sets wurde auf insgesamt acht pro Befragungsblock begrenzt, wobei
eines der Sets als ein für alle Befragten identisches Holdout-Set definiert wurde, das in der
Analysephase der Überprüfung der Prognosevalidität der Befragungsergebnisse dienen sollte.
Der gewählte Umfang zu beurteilender Choice-Sets orientierte sich dabei zum einen an dem
Design vergangener empirischer Anwendungen. Zum anderen wurde mit dieser tendenziell
nicht zu hoch bemessenen Anzahl an Choice-Sets die Gefahr von Ermüdungserscheinungen
der Teilnehmer im zweiten Teil der Befragung verringert.
Unter den gegebenen Spezifikationen war es grundsätzlich möglich, insgesamt 256 4
Stimulikombinationen für jedes der sieben Choice-Sets (acht Choice-Sets abzgl. des vorgegebenen und somit fixen Holdout-Sets) zu generieren. Aus der Gesamtmenge aller grundsätzlich
vorstellbaren Stimuli- und Choice-Set-Kombinationen benötigt die CBCA jedoch lediglich
eine geringe Teilmenge (Overall- bzw. Globaldesign), um alle Wirkungseffekte (Haupt- und
Interaktionseffekte) der Eigenschaften bzw. Eigenschaftsausprägungen schätzen zu können.
Für die Auswahl der Choice-Sets des Globaldesigns und für die Zusammensetzung der Choice-Sets zu Befragungsblöcken wurde das auf dem Shifting-Ansatz von Bunch/Louviere/Anderson55 basierende Complete-Enumeration-Verfahren56 der eingesetzten CBC/Web-Software
herangezogen. Dieses Verfahren ist durch die Verwendung eines (annähernd) orthogonalen
Designs primär auf die Messung der jeweiligen Haupteffekte der Eigenschaftsausprägungen
ausgerichtet, ermöglicht jedoch auch die Bestimmung von Interaktionseffekten zwischen den
Ausprägungen. Darüber hinaus beinhaltet das Globaldesign in etwa gleiche Anteile von Eigenschaftsausprägungen mit jeweils gleicher Ausprägungsanzahl (Level Balance), wobei die
Anzahl identischer Eigenschaftsausprägungen innerhalb eines Choice-Sets so gering wie
möglich gehalten wird (Minimal Overlap), wodurch wiederum eine fehlerfreie Schätzung der
Haupteffekte begünstigt wird.
54
55
56
Vgl. Batsell, R.R./Louviere, J.J. (1991), S. 205; Scharf, A./Schubert, B./Volkmer, H.-P. (1997), S. 24.
Vgl. zum Shifting-Ansatz Bunch, D.S./Louviere, J.J./Anderson, D. (1994), S. 1ff.
Vgl. Chrzan, K./Orme, B.K. (2000), S. 6f.
27
Die Auktionsteilnehmer wurden auf Basis dieses Untersuchungsdesigns nach dem Einloggen
zur Internetauktion mit Hilfe der CBC/Web-Software befragt und anschließend zur Teilnahme
an der Befragung mit einer ebenfalls internetbasierten LCA weitergeleitet. Bis zu der vollständigen Beantwortung beider Befragungsteile, die die Konsumenten zu einer der zwei oder
auch zu beiden Auktionsrunden berechtigte, war der Zugang zu der DVD Player-Auktion
deaktiviert, so dass keine Gebote abgegeben werden konnten.
3.1.4.1.2 Limit Conjoint-Analyse (LCA)
Der Grundgedanke, eine Auswahlentscheidung der Probanden in den Befragungsprozess der
TCA zu integrieren und auf diese Weise eine bessere Abbildung des realen Entscheidungsverhaltens der untersuchten Zielgruppe zu erreichen, geht auf die Arbeiten von Hahn/Voeth
zurück.57 Die LCA hat seit ihren grundlegenden Ansätzen sowohl konzeptionelle Weiterentwicklungen58 als auch diverse empirische Anwendungen59 erfahren.
Der Erhebungsprozess der LCA zeichnet sich dabei durch eine zweistufige Vorgehensweise
aus.60 In der ersten Stufe wird eine mit der TCA identische Erhebung von Präferenzurteilen
durchgeführt, indem den Probanden eine bestimmte Anzahl an Stimuli vorgelegt wird, die
entsprechend des zugrundeliegenden Erhebungsdesigns und der gewählten Skala bewertet
werden müssen. Im Anschluss daran werden in einer zweiten Stufe auf Basis der geäußerten
Präferenzurteile die individuellen (hypothetischen) Kaufbereitschaften für die präsentierten
Stimuli erhoben, indem die Probanden zu einer Unterteilung in kaufenswerte und nicht kaufenswerte Produktalternativen aufgefordert werden. Bei Anwendung der Profilmethode in
Verbindung mit dem Ranking-Verfahren müssen die Probanden nach der Rangreihung der
Stimuli bspw. angeben, bis zu welchem Rang sie ein Produkt gerade noch kaufen würden.
Diese Grenze wird durch die Platzierung einer (imaginären) Limit-Card hinter den letzten als
57
58
Vgl. Hahn, C./Voeth, M. (1997).
Vgl. Hahn, C. (1997), S. 201ff.; Backhaus, K./Voeth, M./Hahn, C. (1998); Voeth, M./Hahn, C. (1998),
59
S. 119ff.; Voeth, M. (1998), S. 315ff.
Vgl. über die o.a. Studien hinaus Stadie, E. (1998), S. 66ff.; Schmidt, T. (2001), S. 39ff.; Sattler,
60
H./Nitschke, T. (2001).
Vgl. im folgenden Hahn, C. (1997), S. 202ff.
28
gerade noch kaufenswert erachteten Stimulus angezeigt. 61 Die Limit-Card muss dabei nicht
zwangsläufig zwischen zwei Stimuli, sondern kann auch vor dem am stärksten bzw. nach dem
am wenigsten präferierten Stimulus der Rangreihe platziert werden, wodurch ein Proband
ausdrücken kann, für keines bzw. für alle der präsentierten und gerangreihten Stimuli eine
Kaufbereitschaft aufzuweisen. An der jeweiligen Limit-Card-Position selbst liegt bei den Probanden hingegen Kaufindifferenz vor.
Wie bereits erläutert, umfasste das aus den zu berücksichtigenden Produkteigenschaften und
Ausprägungen resultierende vollständige Design insgesamt 256 Stimuli. Da eine valide Beurteilung einer dermaßen hohen Anzahl von Produktalternativen aufgrund der damit verbundenen kognitiven Beanspruchung der Befragten nicht erwartet werden konnte, war das vollständige Design systematisch auf eine für die Befragung anwendbare Teilmenge von Stimuli zu
reduzieren, d.h. ein fraktioniertes faktorielles Design zu bilden. Hierzu wurde auf die Versuchspläne (Basic Plans) von Addelman62 zurückgegriffen. Diese erlauben die Generierung
orthogonaler Haupteffekte-Designs und somit die Bildung einer repräsentativen Teilmenge
aller möglichen Ausprägungskombinationen bei gleichzeitiger Berücksichtigung der Unabhängigkeit der Produkteigenschaften. Das orthogonale Haupteffekte-Design umfasste insgesamt 16 in der Befragung einzusetzende Stimuli.
Die Befragung mit der internetbasierten LCA erfolgte in insgesamt vier Teilprozessen, wobei
der dreistufige Beurteilungsprozess der LCA in einem vierten Schritt um eine Erhebung von
Auswahlentscheidungen in einer simulierten Kaufentscheidungssituation ergänzt wurde. In
einem ersten Schritt wurden die Teilnehmer gebeten, die Stimuli entsprechend ihrer Präferenz
in eine Rangfolge zu bringen (Ranking). Dabei konnten die Befragten durch eine Doppelbzw. Mehrfachbelegung der Ränge angeben, dass hinsichtlich bestimmter Produktalternativen
keine Präferenzunterschiede existierten, d.h. die Produkte als gleichwertig zu beurteilen waren. Vor der Unterteilung in kaufenswerte und nicht kaufenswerte Produktalternativen durch
die Platzierung einer Limit-Card war es notwendig, das mit einer ausschließlich ordinalen
Stimulibeurteilung verbundene Skalenniveauproblem zu beheben, 63 da ein Pretest der LCA
61
62
63
Analog hierzu müssen die Probanden bei Einsatz des Rating-Verfahrens den kritischen Rating-Wert (LimitScore) bestimmen, der die kaufenswerten von den nicht kaufenswerten Produktalternativen trennt.
Vgl. Addelman, S. (1962), S. 21ff.
Eine Erhebung von ordinalskalierten (Ranking) und nominalskalierten (Auswahl bzw. Nichtauswahl durch
Limit-Card) Daten führt zum einen dazu, dass eine anschließende Auswertung auf einem metrischen Ska-
…
29
mit einer vorhergehenden Kurzbefragung ausgewählter Probanden divergierende Abstände
zwischen den Stimuli des fraktionierten faktoriellen Designs vermuten ließ. Zur Erfassung
unterschiedlicher Nutzenabstände zwischen den präsentierten Produktalternativen wurde eine
(metrische) Rating-Skala eingesetzt, mittels derer eine gleichzeitige Auflösung sowohl des
Datenniveauproblems als auch des Skalentransformationsproblems der LCA erreicht werden
konnte. Die Skalengröße wurde dabei auf 100 Punkte fixiert, so dass den vorab gerangreihten
Stimuli im zweiten Schritt der LCA (Rating) Punktwerte auf einer Skala von 100 („das Produkt entspricht vollständig meinen Vorstellungen“) bis 0 („das Produkt entspricht überhaupt
nicht meinen Vorstellungen“) zuzuordnen waren. Abschließend gaben die Befragten im dritten Schritt der LCA auf Basis der vorangegangenen Rankings und Ratings jeweils den kritischen Punktwert (Limit-Score) der Skala an, bis zu dem sie die DVD Player als kaufenswert
erachteten. Ergänzt wurde die LCA in einem vierten Schritt durch eine simulierte Kaufentscheidungssituation, in der die Teilnehmer aus drei Sets à vier DVD Playern jeweils das Angebot auswählen mussten, das sie am ehesten zu kaufen bereit gewesen wären.
3.1.4.2 Internetbasierte Vickrey-Auktion
Die DVD Player-Auktion nach Vickrey umfasste zwei unabhängig voneinander durchgeführte
Auktionsrunden, die zeitlich genau terminiert waren und in denen die Teilnehmer nach vollständiger Beantwortung der Conjoint-Befragungen ohne etwaige Einschränkungen durch eine
Mindestgebotshöhe für die angebotenen DVD Player bieten konnten. Pro Auktionsrunde wurden von jedem der angebotenen Gerätetypen jeweils ein DVD Player und im Rahmen des
gesamten Feldexperiments somit acht DVD Player versteigert.
Beide Auktionsrunden unterlagen den gleichen Auktionsregeln, wobei der Ablauf einer Auktionsrunde dermaßen gestaltet wurde, dass ein Auktionsteilnehmer grundsätzlich für jeden der
vier angebotenen DVD Player ein einziges, verbindliches Kaufgebot ohne Nachbesserungsmöglichkeit abgeben konnte. Die Rücknahme von Geboten durch den Bieter war bis zum Ende der entsprechenden Auktionsrunde jederzeit zugelassen, wobei ein erneutes Bieten für den
(die) betroffenen DVD Player in derselben Auktionsrunde nicht gestattet wurde. Auf diese
lenniveau strenggenommen unzulässig ist. Zum anderen unterstellt eine (ordinale) Rangreihung insbesondere die Existenz von Äquidistanzen zwischen den Rangplätzen und somit gleiche Nutzenabstände zwischen den vorgelegten Stimuli aus Sicht der Konsumenten.
30
Weise wurde sichergestellt, dass sich die Entscheidungen der Konsumenten für den Kauf eines DVD Players auf jeweils einen spezifischen (Kauf)Zeitpunkt konzentrierten, zu dem wiederum das höchste Ausmaß an Kaufinvolvement in der Auktion vermutet werden konnte.
Die Kaufgebote wurden bis zum Ende einer Auktionsrunde gesammelt und anschließend in
einer Gebotsliste mit Namen bzw. Nutzernamen, Gebot und Zeitpunkt der Gebotsabgabe für
jeden der vier DVD Player gleichzeitig veröffentlicht. Die Rangordnung der Gebotsliste richtete sich nach der Kaufgebotshöhe in absteigender Rangfolge mit dem höchsten Gebot auf
dem ersten Rang. Diejenigen Bieter mit dem jeweils höchsten Gebot für einen DVD Player
erhielten den Zuschlag für das entsprechende Gerät, zahlten gemäß den Regeln einer VickreyAuktion für dieses jedoch lediglich einen Kaufpreis in Höhe des zweithöchsten Gebots der
Gebotsliste. Die aus der Vickrey-Auktion und den dargestellten Befragungen gewonnenen
Daten bildeten anschließend die Grundlage für die Analyse der externen Validität der in dieser Arbeit untersuchten conjointanalytischen Verfahrensvarianten.
3.2
Empirische Befunde
3.2.1 Ergebnisse der internetbasierten DVD Player-Auktion nach Vickrey
Von den 403 angemeldeten Konsumenten nahmen innerhalb der beiden Auktionsrunden 217
Konsumenten eine vollständige Beantwortung des ersten Befragungsteils (CBCA) vor, von
denen wiederum 196 auch den zweiten Befragungsteil (LCA) komplettierten. 186 dieser Konsumenten beteiligten sich schließlich an der DVD Player-Auktion und gaben über die zwei
Auktionsrunden insgesamt 748 Gebote ab. Davon entfielen auf die erste (zweite) Auktionsrunde 164 (102) Teilnehmer mit 471 (277) Geboten, lediglich sechs dieser Gebote wurden
zurückgezogen. Dabei nahmen 80 von den 164 Bietern der ersten Auktionsrunde auch an der
zweiten Auktionsrunde teil. Die 742 gültigen Gebote beider Auktionsrunden verteilten sich
auf die angebotenen DVD Player mit unterschiedlichen Anteilen und Höchstgeboten.64
64
In denjenigen Fällen, in denen Gebote von Auktionsteilnehmern aus beiden Auktionsrunden für den (die)
gleichen DVD Player vorlagen, wurden jeweils die Gebote der zweiten Auktionsrunde herangezogen. Diese
Vorgehensweise erfolgte vor dem Hintergrund, dass das Vertrauen der Konsumenten in die Seriosität der
Auktion nach einer erstmaligen Durchführung voraussichtlich noch höher ausfallen würde und somit die in
dieser Untersuchung allerdings als gering eingeschätzte Gefahr verzerrender Effekte aufgrund von potenziellen Betrugs- und Offenbarungsängsten der Konsumenten weiter eingeschränkt wurde.
31
Wie aus den Auktionsregeln der Vickrey-Auktion hervorgeht, mussten sich die Auktionsteilnehmer bei der Gebotsabgabe nicht für einen bestimmten DVD Player entscheiden, sondern
konnten prinzipiell für mehrere oder alle der angebotenen Produkte gleichzeitig bieten, mithin
ihre tatsächlichen Zahlungsbereitschaften für jeden grundsätzlich als kaufenswert erachteten
DVD Player äußern. Durch die jeweils von den anderen DVD Playern unabhängige Gebotsabgabe wurde ein Wettbewerb unter den Produkten hinsichtlich einer Auswahlentscheidung
der Konsumenten zum Zeitpunkt der Gebotsabgabe vermieden, d.h. es lag eine monopolartige
Kauf- bzw. Bietsituation für jeden der DVD Player vor.65
Vor dem Hintergrund dieser Rahmenbedingungen wurden auf Basis der erhobenen Zahlungsbereitschaften der Auktionsteilnehmer für jeden der angebotenen DVD Player die Spezifikationen der für den statischen Monopolfall in der Literatur diskutierten linearen, multiplikativen,
exponentiellen und semi-logarithmischen Preisreaktionsfunktionen regressionsanalytisch ermittelt. Es zeigte sich, dass das lineare Modell über alle DVD Player die höchsten Anteile an
erklärter Varianz aufwies, wobei die Bestimmtheitsmaße R2 ausnahmslos über einem
Signifikanzniveau von 96 % lagen. Dies bedeutet, dass mit einer linearen Spezifikation der
Preisreaktionsfunktionen die besten Anpassungen an die empirisch erhobenen Zahlungsbereitschaften erreicht werden konnten.
Wenngleich mit linearen Funktionsspezifikationen durchweg eine hohe Anpassungsgüte erzielt werden konnte und die Auktion bei Annahme der Gültigkeit der linearen Preis-AbsatzBeziehungen somit zu plausiblen Ergebnissen hinsichtlich der Preisreaktionsfunktionen für
die DVD Player führte, wurde im folgenden eine Einschränkung der Untersuchung auf ein
Preisintervall von 180 bis 360 Euro vorgenommen. Diese Einschränkung ist auf zwei zentrale
Aspekte zurückzuführen, die einerseits die Validität der Auktionsergebnisse und andererseits
die Vergleichbarkeit mit den conjointanalytisch ermittelten Preisreaktionen betreffen.
Wie bereits dargelegt, können die tatsächlichen Zahlungsbereitschaften von Konsumenten nur
dann valide mit einer Vickrey-Auktion erhoben werden, wenn sich die Konsumenten mit der
Kaufentscheidung und dem Auktionsmechanismus eingehend auseinandersetzen und aufgrund einer ernsthaften Kaufabsicht gegenüber einem oder mehreren der angebotenen Aukti65
Wettbewerbsbeziehungen unter den in dieser Auktion angebotenen DVD Playern entstanden frühestens
nach dem Ende einer Auktionsrunde und ausschließlich in dem Fall, dass ein Bieter mehrfachen Zuschlag
erhalten hatte und nur eines der Geräte zu kaufen beabsichtigte.
32
onsobjekte ein hohes (Kauf-)Involvement bei der Gebotsabgabe aufweisen. In der vorliegenden Untersuchung kann jedoch nicht von einem gleichermaßen hohen Kaufinvolvement aller
Auktionsteilnehmer ausgegangen werden, auch wenn jedes der abgegebenen und nicht zurückgezogenen Gebote potenziell zu einem verbindlichen Kaufvertrag66 und zu einer zahlungswirksamen Transaktion hätte führen können. Denn das Ausmaß des insbesondere mit
einer extensiven Kaufentscheidung verbundenen Kaufinvolvements wird wesentlich durch die
Höhe des vom Konsumenten wahrgenommenen Risikos bestimmt, 67 das sich unter Zugrundelegung der Risikotheorie nach Bauer 68 für diese Auktion aus der Gebotshöhe (absolute Höhe
potenziell negativer Kauffolgen) und der Zuschlagswahrscheinlichkeit (Eintrittswahrscheinlichkeit der negativen Kauffolgen) ergibt. Durch die Abgabe von Geboten, die weit unterhalb
des Fachhandelspreises liegen, reduziert der Bieter nicht nur die absolute Höhe der potenziell
negativen Kauffolgen in Form des bei einem Zuschlag zu zahlenden Kaufpreises für einen
DVD Player, sondern zugleich auch die Wahrscheinlichkeit des Zuschlags und somit auch die
Eintrittswahrscheinlichkeit der potenziell negativen Kauffolgen. Das Ausmaß des konsumentenseitigen Risikos nimmt daher mit sinkender Gebotshöhe tendenziell ab.
Auch wenn das mit der Gebotsabgabe verbundene Risiko von jedem Konsumenten individuell
unterschiedlich wahrgenommen wird und aus diesem Grund den Bietern mit vergleichsweise
geringen Geboten für die DVD Player ein tendenziell hohes Kaufinvolvement nicht pauschal
abgesprochen werden kann, erscheint es für eine möglichst exakte Bestimmung der tatsächlichen Zahlungsbereitschaften unabdingbar, Gebote unterhalb einer bestimmten Grenze aus der
weiteren Untersuchung auszuschließen. Auf diese Weise kann die Gefahr von Verzerrungen
durch solche Gebote weitestgehend aufgelöst werden, die nicht mit einer ernsthaften Kaufabsicht sowie mit einem hohen Kaufinvolvement der jeweiligen Bieter verbunden und daher
nicht in der Lage sind, das reale Kaufentscheidungsverhalten dieser Konsumenten im Rahmen
von High-Involvement-Käufen widerzuspiegeln.
Die konkrete Festlegung der unteren Preisgrenze erfolgte vor dem Hintergrund, dass der
überwiegende Anteil der in der Vorabbefragung als Experten mit Kaufabsicht charakterisier66
67
68
Die Rechtsverbindlichkeit von Kaufgeboten und den in Internetauktionen geschlossenen Kaufverträgen
wurde in dem Urteil VIII ZR 13/01 des Bundesgerichtshofes (BGH) vom 7. November 2001 bestätigt, vgl.
o.V. (2002), S. 363ff.
Vgl. Kapferer, J.-N./Laurent, G. (1985), S. 291.
Vgl. Bauer, R.A. (1967), S. 187.
33
ten Konsumenten ausgeschlossen hatte, hinsichtlich des Kaufs eines DVD Players über eine
Internetauktion eine mehr als 50%ige Einsparung gegenüber dem Fachhandelspreis erreichen
zu können. Infolgedessen war davon auszugehen, dass Kaufgebote unterhalb dieses Preisniveaus nicht regelmäßig mit einer ernsthaften Kaufabsicht der Auktionsteilnehmer einhergehen
würden. Da als Obergrenze die Verkaufspreise des Fachhändlers zugrunde gelegt wurden,
entsprach ein 50%iger Preisabschlag gemessen an dem DVD Player mit dem höchsten Verkaufspreis der vier Auktionsprodukte einer Gebotshöhe von ca. 180 Euro. Bei Kaufgeboten
oberhalb dieses Preisniveaus war angesichts des damit tendenziell einhergehenden hohen
Kaufrisikos bzw. Kaufinvolvements ein überwiegend extensives Kaufentscheidungsverhalten
der Auktionsteilnehmer zu erwarten.
Mit der Bestimmung der vorgenannten Gebots- bzw. Preisuntergrenze wurde zugleich dem
zweiten wichtigen Aspekt, der Vergleichbarkeit der Auktionsdaten mit den Ergebnissen der
Conjoint-Befragungen, Rechnung getragen. Bedingt durch die Festlegung der geringsten
Preisausprägung der conjointanalytischen Erhebungsdesigns auf 180 Euro, waren die
conjointanalytischen Prognosen von Preisreaktionen auf eben dieses Mindestniveau zu beschränken, um eine möglichst hohe Schätzgenauigkeit erreichen zu können.
Im Anschluss an diese notwendige Einschränkung der Erhebungsdaten erfolgte unter Zugrundelegung der reduzierten Datenbasis, die ausschließlich Zahlungsbereitschaften zwischen 180
und 360 Euro umfasste, eine erneute Überprüfung der Anpassungsgüte der alternativen Funktionsspezifikationen. Für eine produktübergreifend bessere Vergleichbarkeit der Preisreaktionsfunktionen wurde dabei der Kaufanteil als abhängige Variable gewählt. Der Kaufanteil
ergab sich für jeden der DVD Player aus dem Verhältnis der Anzahl derjenigen Bieter, deren
Gebote mindestens dem jeweils betrachteten Niveau der unabhängigen Variablen ´Preis´
(Mindestniveau 180 Euro) entsprachen, zu der Anzahl der insgesamt an der Auktion beteiligten 186 Konsumenten, die aufgrund ihres durch die Auktionsteilnahme offenbarten Interesses
an dem Kauf eines DVD Players der Mittelklasse und aufgrund der durch die Gebotsabgabe
geäußerten konkreten Kaufabsicht den relevanten Markt der vorliegenden Untersuchung bildeten. Insgesamt lagen der weiteren Analyse 180 Gebote von 95 Auktionsteilnehmern zugrunde, die eine Gebotshöhe von mindestens 180 Euro für einen oder mehrere der DVD
Player aufwiesen. Tabelle 5 und Tabelle 6 zeigen die Preisreaktionsfunktionen und deren Anpassungsgüte, die auf Basis der Daten des fokussierten Preisintervalls von 180 bis 360 Euro
ermittelt wurden.
34
Preisreaktionsfunktionen der Auktion (I)
Multiplikatives Modell
Lineares Modell
Pioneer DV-444-K
y=a–b*p
R2
y = a * pb
y = 0,930 - 0,003p
0,959
y = (6,6E+11)p-5,365
0,860
0,833
y = (7,3E+14)p
-6,832
0,925
y = (1,5E+11)p
-5,156
0,868
-7,734
0,918
y = 0,618 - 0,002p
Philips DVD712
Sony DVP-NS400D/B
y = 0,517 - 0,002p
0,955
R2
y = 0,257 - 0,001p
0,672
Panasonic DVD-RV31-K
y = (2,0E+16)p
y = Kaufanteil; p = Preis (Gebotshöhe); a,b = empirisch ermittelte Funktionsparameter
Tabelle 5: Lineare und multiplikative Preisreaktionsfunktionen
Preisreaktionsfunktionen der Auktion (II)
Exponentielles Modell
bp
Semi-logarithmisches Mod.
R
y = a - b*ln(p)
R2
y = 33,85e-0,024p
0,896
y = 4,23 - 0,742ln(p)
0,976
-0,031p
0,941
y = 2,96 - 0,529ln(p)
0,864
-0,022p
0,907
y = 2,35 - 0,410ln(p)
0,967
y = 44,33e
0,897
y = 1,28 - 0,234ln(p)
Panasonic DVD-RV31-K
y = Kaufanteil; p = Preis (Gebotshöhe); a,b = empirisch ermittelte Funktionsparameter
0,719
y=a*e
Pioneer DV-444-K
Philips DVD712
Sony DVP-NS400D/B
y = 67,23e
y = 16,13e
2
-0,036p
Tabelle 6: Exponentielle und semi-logarithmische Preisreaktionsfunktionen
In dem Preisintervall von 180 bis 360 Euro werden die empirisch erhobenen Preisreaktionen
durch insgesamt drei der vier untersuchten Funktionsspezifikationen bestmöglich wiedergegeben, wobei das exponentielle Modell für den Philips DVD712, das multiplikative Modell
für den Panasonic DVD-RV31-K und das semi-logarithmische Modell für die DVD Player
von Pioneer und Sony die jeweils höchsten Anpassungswerte liefern. Die Zugrundelegung der
Funktionsspezifikationen mit den produktspezifisch höchsten Anpassungswerten erschien
dabei für die weiterführende Untersuchung der realen und auch der hypothetischen Preisreaktionen vor dem Hintergrund zweckmäßig, dass hierdurch das Entscheidungs- und Kaufverhalten der in dem Feldexperiment untersuchten Konsumenten mit den gegenüber alternativen
Funktionen vergleichsweise geringsten Abweichungen abgebildet werden konnte.
Die auf Basis der Anpassungsgüte selektierten Funktionsspezifikationen wurden zudem einem
Sensitivitätstest unterzogen, der einer Überprüfung der Stabilität dieser Modelle gegenüber
Veränderungen in der empirischen Datengrundlage diente. Dabei wurde untersucht, ob die
ermittelten Preisreaktionsfunktionen bei der Eliminierung vereinzelter extremaler Kaufgebote
35
im Vergleich zu den alternativen Modellspezifikationen weiterhin dominierende Anpassungswerte lieferten und die grundlegenden Modelle somit nicht durch nur wenige Kaufgebote beeinflusst wurden. Während die den DVD Playern von Pioneer (semi-logarithmisch), Philips (exponentiell) und Sony (semi-logarithmisch) zugrunde gelegten Funktionsspezifikationen bei einem Ausschluss der höchsten (niedrigsten) Kaufgebote in einer Größenordnung von
zehn Prozent der jeweiligen Gesamtanzahl von Kaufgeboten des betrachteten Preisintervalls
nach wie vor die vergleichsweise besten Anpassungen an die empirischen Daten ermöglichten, führte die Eliminierung der beiden höchsten Gebote bei dem DVD Player von Panasonic
zu einer hinsichtlich der relativ besten Anpassung veränderten Funktionsspezifikation (semilogarithmisch). Aufgrund der starken Abhängigkeit des Preisreaktionsmodells von nur wenigen Kaufgeboten und der damit verbundenen Gefahr einer fehlerbehafteten Validierungsgrundlage wurde der DVD Player von Panasonic aus der externen Validitätsprüfung ausgeschlossen. Mit den DVD Playern von Pioneer, Philips und Sony bildeten somit drei der vier
Geräte die Grundlage für die Untersuchung der conjointanalytisch ermittelten Preisreaktionsfunktionen.
3.2.2 Die Prognose von Preisreaktionen mit der CBCA und der LCA
Zur Überprüfung der Prognosegenauigkeit der realen Preisreaktionen und somit der externen
Validität der mit Hilfe der CBCA und der LCA erhobenen Präferenzdaten wurden die aggregierten Preisreaktionsfunktionen für die relevanten drei Simulationsprodukte ermittelt, die im
Vergleich zu den in der Auktion angebotenen DVD Playern von Pioneer, Philips und Sony
über identische Ausprägungen bei den kaufentscheidungsrelevanten Leistungsmerkmalen
verfügten. Dabei ist u.a. im Hinblick auf die zur Generierung der Preisreaktionsfunktionen
notwendige Variation der unabhängigen Variablen ´Preis´ zu berücksichtigen, dass die Berechnungen der Nutzenwerte der im Rahmen dieser Untersuchung durchgeführten CBCA und
LCA auf dem Teilnutzenmodell basieren.
Aufgrund der monopolartigen Rahmenbedingungen bei der Erhebung der Validierungsdaten
waren bei der Ermittlung der Preisreaktionsfunktionen mit der CBCA und der LCA gleichermaßen monopolartige Kaufsituationen zu simulieren. Infolgedessen wurde bei der CBCA den
drei Simulationsprodukten bei alternativen Preisen zwischen 180 und 360 Euro jeweils nur
die Nichtkaufoption als Auswahlalternative gegenübergestellt. Dabei erfolgte - analog auch
bei der LCA - eine von der geringsten bis zur höchsten Preisausprägung systematische Erhö-
36
hung der Preise in Schritten von zehn Euro. Bei der LCA ergaben sich die jeweiligen Kaufanteile der DVD Player in Abhängigkeit des Preisniveaus dabei als das Verhältnis der Anzahl
derjenigen Fälle bzw. Befragten, bei denen die Simulationsprodukte einen positiven Gesamtnutzenwert aufwiesen und bei denen die individuellen Zahlungsbereitschaften dementsprechend oberhalb des betrachteten Preisniveaus lagen, und der gesamten Anzahl der in der LCA
untersuchten potenziellen Käufer und somit der Größe des für die LCA relevanten Marktes.
Die Abbildungen 1 bis 3 zeigen für jeden der untersuchten DVD Player sowohl die mit Hilfe
der CBCA und der LCA prognostizierten Preisreaktionsfunktionen als auch die Verläufe der
aggregierten Preisreaktionsfunktionen der DVD Player-Auktion nach Vickrey, wobei nur diejenigen Funktionsspezifikationen mit der jeweils höchsten Anpassungsgüte an die empirischen Daten dokumentiert sind.
Pioneer DV-444-K
70%
60%
Kaufanteil (in %)
50%
40%
30%
20%
10%
0%
180
200
220
240
Auktion (semi-log. Anpassung)
LCA (exponentielle Anpassung)
260
280
Preis (in Euro)
300
320
340
CBCA (semi-log. Anpassung)
obere/untere 90%-Konfidenzintervallgrenzen
Abbildung 1: Aggregierte Preisreaktionsfunktionen des Pioneer DV-444-K
360
37
Philips DVD712
70%
60%
Kaufanteil (in %)
50%
40%
30%
20%
10%
0%
180
200
220
240
260
280
Preis (in Euro)
Auktion (exponentielle Anpassung)
300
320
340
360
Abbildung 2: Aggregierte Preisreaktionsfunktionen des Philips DVD712
Sony DVP-NS400D/B
60%
Kaufanteil (in %)
50%
40%
30%
20%
10%
0%
180
200
220
240
Auktion (semi-log. Anpassung)
260
280
Preis (in Euro)
300
320
340
Abbildung 3: Aggregierte Preisreaktionsfunktionen des Sony DVP-NS400D/B
360
38
Anhand der Abbildungen kann festgestellt werden, dass die CBCA zu gravierenden Überschätzungen der realen Preisreaktionsfunktionen führt. Bei allen drei untersuchten DVD
Playern werden durch die CBCA Kaufanteile prognostiziert, die systematisch über den auf
Basis der tatsächlichen Zahlungsbereitschaften ermittelten aggregierten Preisreaktionsfunktionen liegen. Die höchsten Prognoseabweichungen weist dabei der DVD Player von Philips
auf, dessen Kaufanteile bis zu 39,8 % überschätzt werden (Mindestüberschätzung 17,3 %).
Die Abweichungen der prognostizierten Kaufanteile der beiden anderen DVD Player reichen
von 20,9 bis 29,5 % (Pioneer) bzw. von 26,9 bis 34,7 % (Sony).
Die Abbildungen zeigen, dass sich die Prognosen der CBCA über den gesamten untersuchten
Preisbereich signifikant von den realen Preisreaktionsfunktionen der DVD Player unterscheiden. Dies lässt sich anhand der Verläufe derjenigen Preisreaktionsfunktionen verdeutlichen,
deren Parameter jeweils durch die Grenzwerte eines auf Basis der empirischen Daten ermittelten Konfidenzintervalls (p=0,01) beschrieben werden. Die direkt oberhalb der realen Preisreaktionsfunktionen verlaufenden Punktlinien repräsentieren dabei jeweils die obere Grenze
eines Vorhersageintervalls, das in den vorliegenden Fällen angibt, dass bei einem Sicherheitsgrad von mindestens 1-p/2 = 99,5 % die realen Kaufanteile der Grundgesamtheit unterhalb
dieser Intervallgrenze liegen. Entsprechend zeigen die direkt unterhalb der durch die CBCA
prognostizierten Preisreaktionsfunktionen liegenden Punktlinien die unteren Grenzen der
Vorhersageintervalle für die Preisreaktionsfunktionen der CBCA. Bei dem vorgenannten
Sicherheitsgrad liegen in diesen Fällen die durch die CBCA prognostizierten Kaufanteile
oberhalb der jeweiligen Intervallgrenze.
Die graphischen Darstellungen verdeutlichen, dass bei keinem der DVD Player eine Überschneidung der beiden Punktlinien bzw. der Grenzwerte der angegeben Prognoseintervalle
auftritt. Dies bedeutet, dass die CBCA mit einer Wahrscheinlichkeit von über 99,5 % bei keinem der untersuchten Preisniveaus zu einer Prognose in Höhe der realen Kaufanteile der
DVD Player gelangt, mithin das Ergebnis einer systematischen Überschätzung der realen
Preisreaktionsfunktionen durch die CBCA als gesichert angenommen werden kann.
Zu mitunter starken Überschätzungen der realen Kaufanteile der DVD Player führen auch die
Prognoseergebnisse der LCA. Werden wiederum die oberen Konfidenzintervallgrenzen der
realen Preisreaktionsfunktionen mit den unteren Intervallgrenzen der durch die LCA geschätzten Preisreaktionsfunktionen verglichen,
so
ist
festzustellen,
dass
sich die
39
Prognoseabweichungen bei einer maximalen Irrtumswahrscheinlichkeit von p/2 = 0,1/2 = 5 %
(90%-Konfidenzintervall, Pioneer DV-444-K) bei allen DVD Playern als durchgehend signifikant darstellen. Die Überschätzung der realen Kaufanteile durch die LCA kann unter Berücksichtigung der in den Abbildungen angegebenen Signifikanzniveaus daher ebenfalls als
weitgehend gesichert angenommen werden.
Eine genaue Quantifizierung der Prognoseabweichungen der CBCA und der LCA ist der Tabelle 7 zu entnehmen. Für einen Vergleich der Prognosegüte der beiden Conjoint-Verfahren
sind die für jeden DVD Player durchschnittlich prognostizierten Kaufanteile und die Abweichungen der Prognosen von den realen Kaufanteilen der Auktion dargestellt. Zur Berechnung
wurden dabei die Integrale der entsprechenden Preisreaktionsfunktionen herangezogen und zu
der Größe des untersuchten Preisintervalls ins Verhältnis gesetzt.
R2
f(p)
 KA
y = 4,23 - 0,742ln(p)
0,976
20,5503
11,4%
y = 11,36e-0,016p
0,985
37,6184
20,9%
83%
CBCA
y = 3,69 - 0,595ln(p)
0,997
66,6622
37,0%
224%
Auktion
y = 67,23e-0,031p
0,941
8,1507
4,5%
LCA
y = 40,53e-0,021p
0,980
43,0425
23,9%
428%
CBCA
y = 3,59 - 0,581ln(p)
0,998
62,7219
34,9%
670%
Auktion
y = 2,35 - 0,410ln(p)
0,967
12,9234
7,2%
y = 10,09e
0,967
33,4128
18,6%
159%
y = 3,62 - 0,585ln(p)
0,998
64,1048
35,6%
396%
Funktionsspezifikationen
Auktion
Pioneer
DV-444-K
Philips
DVD712
Sony DVPNS400D/B
LCA
LCA
CBCA
-0,016p
Abweichung
Tabelle 7: Aggregierte Preisreaktionsfunktionen: LCA vs. CBCA vs. Auktion
Aus dem direkten Vergleich der conjointanalytischen Prognoseabweichungen geht hervor,
dass die LCA mit Ausnahme des unteren Preisbereichs des DVD Players von Philips die realen Kaufanteile relativ genauer zu prognostizieren vermag als die CBCA. Die
Prognoseunterschiede zwischen den beiden Verfahren nehmen dabei mit steigenden Preisen
tendenziell zu und sind für die oberen Preisbereiche aller DVD Player statistisch signifikant,
wie aus den jeweils dargestellten Verläufen der Konfidenzintervallgrenzen hervorgeht. Die
LCA liefert somit relativ bessere Prognoseergebnisse als die CBCA, jedoch bei einer zugleich
starken Überschätzung der realen Kaufanteile von 83 bis 428 %.
40
Für die Prüfung der Prognosegenauigkeit der LCA auf Individualebene wurden insgesamt 62
Bieter mit insgesamt 96 Geboten analysiert, da diese - wie auch bei der Ermittlung der aggregierten Preisreaktionsfunktionen - die für eine eindeutige Berechnung der Zahlungsbereitschaften notwendige, monoton fallende Preis-Nutzenfunktion aufwiesen und für einen der
drei untersuchten DVD Player mindestens 180 Euro geboten hatten. Darüber hinaus war bei
diesen Probanden die für den direkten Vergleich der tatsächlichen und der durch die LCA
prognostizierten Zahlungsbereitschaften notwendige Voraussetzung erfüllt, dass das Kaufgebot eines Bieters für einen bestimmten DVD Player und die jeweilige Prognose für diesen
Bieter und DVD Player gleichermaßen innerhalb des relevanten Preisintervalls von 180 bis
360 Euro lagen. Letztere Bedingung wurde vor dem Hintergrund des Verzichts auf Datenextrapolationen aufgrund einer angestrebten hohen Ergebnisgenauigkeit in der vorliegenden Untersuchung gesetzt.
Für die 96 Fälle wurden auf Basis der Nutzenschätzungen der LCA die hypothetischen Zahlungsbereitschaften der Bieter für die entsprechenden DVD Player individuell bestimmt.
Hierzu erfolgte ausgehend von der geringsten Preisausprägung eine sukzessive Erhöhung des
Preises bei dem jeweils untersuchten Simulationsprodukt, bis dieses einen Gesamtnutzenwert
von null aufwies. Dies erfolgte vor dem Hintergrund der Annahme der LCA, dass bei einem
Gesamtnutzenwert von null ein Nachfrager gegenüber dem Kauf des Produktes indifferent
eingestellt ist, so dass das entsprechende Preisniveau die individuelle Zahlungsbereitschaft
dieses Nachfragers repräsentiert. Durch die Zugrundelegung der Nutzennullgrenze als Maßstab für den Kauf bzw. Nichtkauf eines DVD Players wurden die Zahlungsbereitschaften dabei als unabhängig von anderen (hypothetischen) DVD Player-Angeboten betrachtet und somit wiederum die bereits erörterten monopolistischen Rahmenbedingungen für die
conjointanalytischen Marktsimulationen geschaffen. Abbildungen 4 bis 6 zeigen die Kaufgebote bzw. die realen Zahlungsbereitschaften der Auktionsteilnehmer für die untersuchten
DVD Player sowie die prozentualen Prognoseabweichungen der LCA.
41
Pioneer DV-444-K
360
80%
340
70%
320
300
60%
280
Kaufgebotshöhe (in Euro)
240
40%
220
30%
200
180
20%
160
10%
140
120
100
0%
Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi Pi
1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 33 34 35 36 37 38 39
Prognoseabweichungen (in %)
50%
260
-10%
80
60
-20%
40
-30%
20
0
-40%
Bieter Nr. Pi(oneer) 1..39
individuelle Prognoseabweichung
individuelles Kaufgebot
Abbildung 4: Individuelle Zahlungsbereitschaften und Prognoseabweichungen (Pioneer)
Philips DVD712
360
80%
340
70%
320
300
60%
280
240
40%
220
30%
200
180
20%
160
10%
140
120
100
0%
Ph
1
Ph
2
Ph
3
Ph
4
Ph
5
Ph
6
Ph
7
Ph
8
Ph
9
Ph
10
Ph
11
Ph
12
Ph
13
Ph
14
Ph
15
Ph
16
Ph
17
Ph
18
Ph
19
Ph
20
Ph
21
Ph
22
Ph
23
Ph
24
Ph
25
Ph
26
Ph
27
Ph
28
Ph
29
Ph
30
Ph
31
Ph
32
50%
260
-10%
80
60
-20%
40
-30%
20
0
-40%
Bieter Nr. Ph(ilips) 1..32
Abbildung 5: Individuelle Zahlungsbereitschaften und Prognoseabweichungen (Philips)
42
Sony DVP-NS400D/B
360
80%
340
70%
320
300
60%
280
240
40%
220
30%
200
180
20%
160
10%
140
120
100
0%
So 1 So 2 So 3 So 4 So 5 So 6 So 7 So 8 So 9 So 10 So 11 So 12 So 13 So 14 So 15 So 16 So 17 So 18 So 19 So 20 So 21 So 22 So 23 So 24 So 25
50%
260
-10%
80
60
-20%
40
-30%
20
0
-40%
Bieter Nr. So(ny) 1..25
Abbildung 6: Individuelle Zahlungsbereitschaften und Prognoseabweichungen (Sony)
Die Individualanalysen zeigen auf, dass die Prognosegenauigkeit der LCA bei jedem der untersuchten Produkte starken Variationen unterliegt, wobei die maximalen Abweichungen von
einer Unterschätzung von 34,2 % (Sony) bis zu einer Überschätzung von 76,8 % (Philips)
reichen. Darüber hinaus überschreitet der überwiegende Anteil der Prognosen eine zehnprozentige Über- bzw. Unterschätzung der realen Zahlungsbereitschaften, während nur in vergleichsweise wenigen Fällen geringfügige im Sinne von gegen null tendierende
Prognoseabweichungen festzustellen sind, wie den Darstellungen der Anteilswerte für unterschiedliche Abweichungsgrenzen in Tabelle 8 zu entnehmen ist.
Prognoseabweichungen
max. Abw.
 1%
 5%
 10%
> 10%
Pioneer DV-444-K
(39 Bieter)
-27,1%
65,6%
5,1%
(2)
25,6%
(10)
30,8%
(12)
69,2%
(27)
Philips DVD712
(32 Bieter)
-28,7%
76,8%
0%
(0)
25%
(8)
43,8%
(14)
56,2%
(18)
Sony DVP-NS400D/B
(25 Bieter)
-34,2%
32,7%
8%
(2)
32%
(8)
48%
(12)
52%
(13)
Tabelle 8: Ergebnisse der Untersuchung der individuellen Zahlungsbereitschaften
4
43
Schlussfolgerungen und Ausblick
Die Abweichungen der conjointanalytisch prognostizierten von den beobachteten Kaufanteilen der DVD Player-Auktion zeigen auf, dass unter den zugrunde gelegten Rahmenbedingungen weder die CBCA noch die LCA in der Lage ist, exakte Prognosen realer Preisreaktionen
zu liefern. Eine näherungsweise Abbildung der realen Preisreaktionen gelingt lediglich für
Teilbereiche des untersuchten Prognoseintervalls bzw. für vereinzelte Auktionsteilnehmer und
ausschließlich bei Anwendung der LCA. Der überwiegende Anteil der ermittelten
conjointanalytischen Fehlschätzungen dürfte indes vor dem Hintergrund der Sensitivität
preispolitischer Entscheidungen außerhalb eines für die Anwendungspraxis tolerierbaren Bereichs liegen.
Auf aggregierter Ebene ist bei beiden conjointanalytischen Verfahren ein für alle Untersuchungsobjekte positiver hypothetischer Bias zu verzeichnen, d.h. die realen PreisKaufanteilsbeziehungen der DVD Player werden durch die Präferenzmessungen durchgehend
überschätzt. Dieses Ergebnis bestätigt die bislang durchgeführten Studien aus dem Bereich
der experimentellen Ökonomie, die mehrheitlich zu der Schlussfolgerung gelangen, dass hypothetische Kaufentscheidungen und hypothetisch erhobene Zahlungsbereitschaften das tatsächliche Kaufentscheidungsverhalten im Markt regelmäßig überschätzen. 69
Allerdings verdeutlicht der Vergleich der durch die LCA prognostizierten und der tatsächlichen Preisreaktionen auf individueller Ebene auch die Notwendigkeit einer differenzierteren
Betrachtung des hypothetischen Bias, denn die Zahlungsbereitschaften der in der Individualanalyse berücksichtigten Auktionsteilnehmer werden bei Anwendung der LCA nicht ausschließlich überschätzt, sondern zum Teil auch gravierend unterschätzt. Der Gesamteffekt
eines durchgehend positiven hypothetischen Bias bei den durch die LCA ermittelten aggregierten Preisreaktionsfunktionen resultiert somit aus einer über alle Befragten mehrheitlichen
69
Nachweise zur Existenz des hypothetischen Bias finden sich insbesondere bei Harrison, G.W./Rutström,
E.E. (2001), S. 1ff.; Cummings, R.G./Harrison, G.W./Rutström, E.E. (1995), S. 260ff.; Neill, H.R. et al.
(1994), S. 145ff.; Skiera, B./Revenstorff, I. (1999), S. 224ff.; Wertenbroch, K./Skiera, B. (2001), S. 228ff.;
Sattler, H./Nitschke, T. (2001), S. 1ff; Bilstein, F.F./Bieker, K.J. (2000), S. 62ff.; Johannesson, M. et al.
(1999), S. 21ff.; Cummings, R.G. et al. (1997), S. 609ff.; Bohm, P. (1994), S. 5ff.; Bishop, R.C./Heberlein,
T.A. (1979), S. 926ff.; Bishop, R.C./Heberlein, T.A./Kealy, M.J. (1983), S. 619ff.; Kealy, M.J./Montgomery,
M./Dovidio, J.F. (1990), S. 244ff.; Seip, K./Strand, J. (1992), S. 91ff.; Griffin, C.C. et al. (1995), S. 373ff.;
Frykblom, P. (1997), S. 275ff.
44
Überschätzung der realen Preisreaktionen, schließt das zeitgleiche Auftreten von signifikanten
Unterschätzungen der Zahlungsbereitschaften bei einer nicht unerheblichen Anzahl an Befragten allerdings nicht aus. Dieses Untersuchungsergebnis führt zu der Erkenntnis, dass die
Bestimmung individueller Zahlungsbereitschaften mit Hilfe der LCA im Vergleich zu
conjointanalytischen Preisreaktionsprognosen auf aggregierter Ebene mit einer weitaus größeren Gefahr von Fehlschätzungen verbunden ist, da nicht nur das Ausmaß der
Prognoseabweichungen stark divergieren kann, sondern auch die Richtung der probandenindividuellen Abweichungen einer hohen Unsicherheit unterliegt.
Zusammenfassend muss festgehalten werden, dass die in dieser Studie untersuchten
conjointanalytischen Verfahren keine geeigneten Instrumente für eine Prognose realer Preisreaktionen darstellen. Wenngleich diese Erkenntnis nicht ohne weiterführende Untersuchungen auf andere conjointanalytische Verfahrensvarianten übertragen werden kann, so sind dennoch berechtigte Zweifel angebracht, dass die Conjoint-Analyse nach Kucher/Simon einen
allgemeinen „Durchbruch bei der Preisentscheidung“70 bedeutet. Die kritischen Ergebnisse
der vorliegenden externen Validitätsprüfung stützen vielmehr die seit geraumer Zeit verstärkt
in der wissenschaftlichen Literatur geäußerten Bedenken, die Conjoint-Analyse als Instrument
zur Prognose von Marktanteilen bzw. Preisreaktionsfunktionen heranzuziehen. 71 Ohne der
Conjoint-Analyse sinnvolle Einsatzmöglichkeiten in der Marktforschung generell absprechen
zu wollen, ist die Anwendung dieses Verfahrens im Rahmen preispolitischer Fragestellungen
aufgrund der z.T. gravierenden Prognoseabweichungen allerdings nicht zu empfehlen.
Die vorliegende Untersuchung stellt mit der ausführlichen Dokumentation ungenügender
Prognoseergebnisse durch conjointanalytische Präferenzmessungen ein gewisses Novum unter den nur wenigen Conjoint-Studien mit externer Validitätsprüfung dar. Dieser Umstand
dürfte wohl weniger darauf zurückzuführen sein, dass die Conjoint-Analyse ausschließlich in
diesem konkreten Anwendungsfall zu fehlerhaften Prognosen geführt hat, sondern vielmehr
auf der Zurückhaltung gegenüber der Publikation unzufriedenstellender Conjoint-Ergebnisse
beruhen. „One should keep in mind that positive results (conjoint analysis providing accurate
70
71
Vgl. Kucher, E./Simon, H. (1987), S. 28.
Vgl. bspw. Gibson, L.D. (2001), S. 16ff.; Teichert, T. (2001), S. 84; Johnson, R.M./Orme, B.K. (1996),
S. 22.
45
forecasts) are favored over negative results for publication.“ 72 Für die Erlangung weiterführender Erkenntnisse hinsichtlich der Anwendungseignung conjointanalytischer Verfahren ist
es jedoch unabdingbar, dass eine Intensivierung empirischer Forschungsarbeiten zur externen
Validität dieser Verfahren (oder auch kompositioneller Erhebungsverfahren) erfolgt, wobei
die vorliegende Arbeit mit der Dokumentation des durchgeführten Feldexperiments Anregungen für eine mögliche Vorgehensweise liefert. Insbesondere sollte die zukünftige
conjointanalytische Forschung berücksichtigen, dass mit der Vickrey-Auktion und dem Internetmedium grundlegende Instrumente zur Verfügung stehen, mit deren Hilfe externe Validierungsstudien der Conjoint-Analyse erleichtert bzw. überhaupt erst ermöglicht werden.
72
Wittink, D.R./Bergestuen, T. (2001), S. 156.
46
47
Literaturverzeichnis
Addelman, S. (1962), Orthogonal Main-Effect Plans for Asymmetrical Factorial Experiments,
in: Technometrics, Vol. 4, 1962, S. 21-46.
Akaah, I.P./Korgaonkar, P.K. (1983), An Empirical Comparison of the Predictive Validity of
Self-Explicated, Huber-Hybrid, Traditional Conjoint, and Hybrid Conjoint Models, in:
Journal of Marketing Research, Vol. 20, 1983, S. 187-197.
Albrecht, J. (2000), Präferenzstrukturmessung, Frankfurt a.M. 2000.
Amor, D. (2000), Dynamic Commerce, Bonn 2000.
Anderson, J.C./Donthu, N. (1988), A Proximate Assessment of the External Validity of Conjoint Analysis, in: Summers, J. (Hrsg.), 1988 AMA Educators´ Proceedings, Bd. 54,
Chicago 1988, S. 87-91.
Backhaus, K. et al. (2003), Multivariate Analysemethoden, 10. Aufl., Berlin u.a. 2003.
Backhaus, K./Voeth, M./Hahn, C. (1998), Limit Conjoint-Analyse, Arbeitspapier Nr. 24 des
Betriebswirtschaftlichen Instituts für Anlagen und Systemtechnologien der Westfälischen Wilhelms-Universität Münster, Münster 1998.
Balderjahn, I. (1993), Marktreaktionen von Konsumenten, Berlin 1993.
Balderjahn, I. (1994), Der Einsatz der Conjoint-Analyse zur empirischen Bestimmung von
Preisresponsefunktionen, in: Marketing ZFP, H. 1, 1994, S. 12-20.
Batsell, R.R./Louviere, J.J. (1991), Experimental Analysis of Choice, in: Marketing Letters,
No. 3, 1991, S. 199-214.
Bauer, R.A. (1967), Consumer Behavior as Risk Taking, in: Robertson, T.S. (Hrsg.), Perspectives in Consumer Behavior, Glenview 1967, S. 187-193.
Beam, C./Segev, A. (1998), Auctions on the Internet: A Field Study, Working Paper 98-WP1032, The Fisher Center for Management and Information Technology, Berkeley
1998.
Beckmann, M./Kräkel, M./Schauenberg, B. (1997), Der deutsche Auktionsmarkt: Ergebnisse
einer empirischen Studie, in: Zeitschrift für Betriebswirtschaft, 67. Jg., H. 1, 1997, S.
41-65.
Benbenisty, R.L. (1983), Attitude Research, Conjoint Analysis Guided Ma Bell´s Entry into
Data-Terminal Market, in: Marketing News, May 13, 1983, S. 12.
Bilstein, F.F./Bieker, K.J. (2000), Die erste richtige Nachfragekurve in der Marktforschung,
in: absatzwirtschaft, H. 11, 2000, S. 62-68.
Bishop, R.C./Heberlein, T.A. (1979), Measuring Values of Extra Market Goods: Are Indirect
Measures Biased?, in: American Journal of Agricultural Economics, Vol. 61, 1979, S.
926-930.
Bishop, R.C./Heberlein, T.A./Kealy, M.J. (1983), Contingent Valuation of Environmental Assets: Comparisons with a Simulated Market, in: Natural Resources Journal, Vol. 23,
1983, S. 619-634.
Bither, S.W./Wright, P. (1977), Preferences Between Product Consultants: Choices vs. Preference Functions, in: Journal of Consumer Research, Vol. 4, 1977, S. 39-47.
48
Bliemel, F./Eggert, A./Adolphs, K. (2000), Preispolitik mit Electronic Commerce, in: Theobald, A. (Hrsg.), Electronic Commerce, 3. Aufl., Wiesbaden 2000, S. 205-217.
Bohm, P. (1994), Behaviour under Uncertainty without Preference Reversal: A Field Experiment, in: Hey, J.D. (Hrsg.), Experimental Economics, Berlin u.a. 1994, S. 5-19.
Brzoska, L. (2003), Die Conjoint-Analyse als Instrument zur Prognose von Preisreaktionen Eine theoretische und empirische Beurteilung der externen Validität, Hamburg 2003.
Buchtele, F./Holzmüller, H.H. (1990), Die Bedeutung der Umweltverträglichkeit von Produkten für die Kaufpräferenz: Ergebnisse einer Conjoint-Analyse bei Holzschutzmitteln,
in: Jahrbuch der Absatz- und Verbrauchsforschung, 36. Jg., Nr. 1, 1990, S. 86-102.
Bunch, D.S./Louviere, J.J./Anderson, D. (1994), A Comparison of Experimental Design
Strategies for Multinomial Logit Models: The Case of Generic Attributes, Working
paper UCD-GSM-WP# 01-94. Graduate School of Management, University of California, Davis 1994.
Büschken, J. (1994), Conjoint-Analyse, in: Reinecke, S. (Hrsg.), Thexis, Marktforschung, St.
Gallen 1994, S. 72-89.
Carroll, J.D./Green, P.E. (1995), Psychometric Methods in Marketing Research: Part I, Conjoint Analysis, in: Journal of Marketing Research, Vol. 32, No. 4, 1995, S. 385-391.
Carson, R.T. et al. (1994), Experimental Analysis of Choice, in: Marketing Letters, Vol. 5,
No. 4, 1994, S. 351-368.
Chakraborty, G. et al. (2002), The ability of ratings and choice conjoint to predict market
shares, A Monte Carlo Simulation, in: Journal of Business Research, Vol. 55, 2002, S.
237-249.
Chrzan, K./Orme, B.K. (2000), An Overview and Comparison of Design Strategies for
Choice-Based Conjoint Analysis, Sawtooth Software Research Paper Series, Sequim
2000.
Clarke, D.G. (1987), Marketing Analysis and Decision Making, Redwood City 1987.
Cohen, S.H. (1997), Perfect Union: CBCA marries the best of conjoint and discrete choice
models, in: Marketing Research, Vol. 9, 1997, S. 12-17.
Conrad, T. (1997), Preisbildung mittels der Conjoint-Analyse und eines Simulationsmodells
am Beispiel eines Premiumanbieters der Automobilindustrie, Tübingen 1997.
Cummings, R.G. et al. (1997), Are Hypothetical Referenda Incentive Compatible?, in: Journal
of Political Economy, Vol. 105, No. 3, 1997, S. 609-621.
Cummings, R.G./Harrison, G.W./Rutström, E.E. (1995), Homegrown Values and Hypothetical Surveys: Is the Dichotomous Choice Approach Incentive-Compatible?, in: American Economic Review, Vol. 85, No. 1, 1995, S. 260-266.
Curry, J. (1997), After the Basics: Keeping Key Issues in Mind makes Conjoint Analysis easier to apply, in: Marketing Research, Vol. 9, No. 1, 1997, S. 6-11.
Davidson, J.D. (1973), Forecasting Traffic on STOL, in: Operational Research Quarterly,
Vol. 24, No. 4, 1973, S. 561-569.
Diller, H. (1999), Entwicklungslinien in Preistheorie und -management, in: Marketing ZFP,
H. 1, 1999, S. 39-60.
49
Ebel, B./Lauszus, D. (2000), Preisabsatzfunktionen, in: Homburg, C. (Hrsg.), Marktforschung: Methoden, Anwendungen, Praxisbeispiele, 2. Aufl., Wiesbaden 2000, S. 835859.
Elrod, T./Chrzan, K. (2001), The Value of Extent-of-Preference Information in Choice-based
Conjoint Analysis, in: Huber, F. (Hrsg.), Conjoint Measurement, Berlin u.a. 2001, S.
209-223.
Elrod, T./Louviere, J.J./Davey, K.S. (1992), An Empirical Comparison of Ratings-Based and
Choice-Based Conjoint Models, in: Journal of Marketing Research, Vol. 29, 1992, S.
368-377.
Fiedler, J.A. (1972), Condominium Design and Pricing: A Case Study in Consumer Trade-off
Analysis, in: Venketesan, M. (Hrsg.), Proceedings, Third Annual Conference, Chicago
1972, S. 279-293.
Frykblom, P. (1997), Hypothetical Question Modes and Real Willingness to Pay, in: Journal
of Environmental Economics & Management, Vol. 34, No. 3, 1997, S. 275-287.
Gardner, R. (1995), Games for Business and Economics, New York u.a. 1995.
Gerke, W./Pfeufer-Kinnel, G. (1996), Preispolitik im Zahlungsverkehr, in: Marktforschung
und Management, 40. Jg., Nr. 2, 1996, S. 59-64.
Gibson, L.D. (2001), What´s Wrong With Conjoint Analysis?, in: Marketing Research, Vol.
13, No. 4, 2001, S. 16-19.
Green, P.E./Krieger, A.M./Agarwal, M.K. (1993), A Cross-Validation Test of Four Models
for Quantifying Multiattribute Preferences, in: Marketing Letters, Vol. 4, No. 4, 1993,
S. 369-380.
Green, P.E./Krieger, A.M./Wind, Y.J. (2001), Thirty Years of Conjoint Analysis: Reflections
and Prospects, in: Interfaces, Vol. 31, No. 3, 2001, S. S56-S73.
Green, P.E./Srinivasan, V. (1990), Conjoint Analysis in Marketing: New Developments With
Implications for Research and Practice, in: Journal of Marketing, Vol. 54, No. 4, 1990,
S. 3-19.
Griffin, C.C. et al. (1995), Contingent Valuation and Actual Behavior: Predicting Connections
to New Water Systems in the State of Kerala, India, in: The World Bank Economic
Review, Vol. 9, No. 3, 1995, S. 373-395.
Hahn, C. (1997), Conjoint- und Discrete Choice-Analyse als Verfahren zur Abbildung von
Präferenzstrukturen und Produktauswahlentscheidungen, Münster 1997.
Hahn, C./Voeth, M. (1997), Limit-Cards in der Conjoint-Analyse - eine Modifikation der traditionellen Conjoint-Analyse, Arbeitspapier Nr. 21 des Betriebswirtschaftlichen Instituts für Anlagen und Systemtechnologien der Westfälischen Wilhelms-Universität
Münster, Münster 1997.
Harrison, G.W./Rutström, E.E. (2001), Experimental Evidence on the Existence of Hypothetical Bias in Value Elicitation Methods, Working Paper B-00-05, The Darla Moore
School of Business, University of South Carolina, South Carolina 2001.
Hensel-Börner, S. (2000), Validität computergestützter hybrider Conjoint-Analysen, Wiesbaden 2000.
50
Hensel-Börner, S./Sattler, H. (2000), Ein empirischer Validitätsvergleich zwischen der
Customized Computerized Conjoint Analysis (CCC), der Adaptive Conjoint Analysis
(ACA) und Self-Explicated-Verfahren, in: Zeitschrift für Betriebswirtschaft, 70. Jg.,
H. 6, 2000, S. 705-727.
Hubel, W. (1986), Der Einfluß der Familienmitglieder auf gemeinsame Kaufentscheidungen,
Berlin 1986.
Hubel, W. (1988), Der Einsatz von Conjoint Measurement bei Unternehmensimageanalysen,
in: planung und analyse, H. 1, 1988, S. 22-27.
Hubel, W. (1992), Präferenzanalyse mit neuen und computergestützten Methoden, in: Flegel,
V. (Hrsg.), Handbuch des Electronic Marketing, München 1992, S. 151-163.
Huber, G.P./Daneshgar, R./Ford, D.L. (1971), An Empirical Comparison of Five Utility
Models for Predicting Job Preferences, in: Organizational Behavior and Human Performance, Vol. 6, 1971, S. 267-282.
Hujer, R./Grammig, J./Maurer, K.-O. (1995), Computergestützte Conjoint- und Discrete
Choice-Analyse, Paper der J.W. Goethe-Universität Frankfurt am Main, Frankfurt
a.M. 1995.
Johannesson, M. et al. (1999), Calibrating Hypothetical Willingness to Pay Responses, in:
Journal of Risk and Uncertainty, Vol. 8, 1999, S. 21-32.
Johnson, R.M./Orme, B.K. (1996), How Many Questions Should You Ask In Choice-Based
Conjoint Studies?, Sawtooth Software Research Paper Series, Sequim 1996.
Kapferer, J.-N./Laurent, G. (1985), Consumer´s Involvement Profile: New Empirical Results,
in: Advances in Consumer Research, Vol. 12, 1985, S. 290-295.
Kealy, M.J./Montgomery, M./Dovidio, J.F. (1990), Reliability and Predictive Validity of Contingent Values: Does the Nature of the Good Matter?, in: Journal of Environmental
Economics & Management, Vol. 19, 1990, S. 244-263.
Klein, M. (2002), Die Conjoint-Analyse - Eine Einführung in das Verfahren mit einem Ausblick auf mögliche sozialwissenschaftliche Anwendungen, in: ZA-Information 50,
2002, S. 7-45.
Klein, S.P. (1998), Verauktionierung von Eigenkapitallimiten - Zur Eignung marktlicher Mechanismen für die dezentrale Bankgeschäftssteuerung, in: Morlock, M. (Hrsg.), Informationssysteme in der Finanzwirtschaft, Berlin 1998, S. 309-323.
Kopel, P.S./Kever, D. (1991), Using Adaptive Conjoint Analysis for the Development of Lottery Games - An Iowa Lottery Case Study, in: Metegrano, M. (Hrsg.), Proceedings of
the Sawtooth Software Conference, Ketchum 1991, S. 143-154.
Kotler, P. (2002), Marketing Management, 11. Aufl., Upper Saddle River 2002.
Kräkel, M. (1992), Auktionstheorie und interne Organisation, Wiesbaden 1992.
Krishnamurthi, L. (1989), Conjoint Models of Family Decision Making, in: International
Journal of Research in Marketing, Vol. 5, 1989, S. 185-198.
Kucher, E./Simon, H. (1987), Conjoint Measurement - Durchbruch bei der Preisentscheidung,
in: Harvard Manager, Nr. 3, 1987, S. 28-36.
Laakmann, K. (1995), Value-Added Services als Profilierungsinstrument im Wettbewerb,
Frankfurt a.M. 1995.
51
Leigh, T.W./McKay, D.B./Summers, J.O. (1984), Reliability and Validity of Conjoint Analysis
and Self-explicated Weights: A Comparison, in: Journal of Marketing Research, Vol.
21, 1984, S. 456-462.
Levin, I.P./Louviere, J.J. (1981), Psychological Contributions to Travel Demand Modeling,
in: Wohlwill, J.F. (Hrsg.), Human Behavior and Environment: Advances in Theory
and Research, Vol. 5, New York 1981, S. 29-61.
Louviere, J.J. (1988), Conjoint Analysis Modelling of Stated Preferences: A Review of Theory, Methods, Recent Developments and External Validity, in: Journal of Transport
Economics and Policy, Vol. 22, No. 1, 1988, S. 93-119.
Louviere, J.J./Gaeth, G.J. (1988), A Comparison of Rating and Choice Responses in Conjoint
Tasks, in: Johnson, R.M. (Hrsg.), Proceedings of the Sawtooth Software Conference of
Perceptual Mapping, Conjoint Analysis, and Computer Interviewing No. 2, Ketchum
1988, S. 59-73.
Louviere, J.J./Hensher, D.A. (1982), Design and Analysis of Simulated Choice or Allocation
Experiments in Travel Choice Modeling, in: Transportation Research Record 890,
1982, S. 11-17.
Louviere, J.J./Hensher, D.A. (1983), Using Discrete Choice Models with Experimental Design Data to Forecast Consumer Demand for a Unique Cultural Event, in: Journal of
Consumer Research, Vol. 10, 1983, S. 348-361.
Louviere, J.J./Timmermans, H.J.P. (1992), Testing the External Validity of Hierarchical Conjoint Analysis Models of Recreational Destination Choice, in: Leisure Sciences, Vol.
14, No. 3, 1992, S. 179-194.
Louviere, J.J./Woodworth, G.G. (1983), Design and Analysis of Simulated Consumer Choice
or Allocation Experiments: An Approach Based on Aggregate Data, in: Journal of
Marketing Research, Vol. 20, 1983, S. 350-367.
Lucking-Reiley, D. (2000a), Vickrey Auctions in Practice: From Nineteenth-Century Philately
to Twenty-First-Century E-Commerce, in: Journal of Economic Perspectives, Vol. 14,
No. 3, 2000a, S. 183-192.
Lucking-Reiley, D. (2000b), Auctions on the Internet: What´s being auctioned, and how?, in:
The Journal of Industrial Economics, Vol. 48, No. 3, 2000b, S. 227-252.
McAfee, R.P./McMillan, J. (1987), Auctions and Bidding, in: Journal of Economic Literature,
Vol. 25, No. 2, 1987, S. 699-735.
McCullough, D. (2002), A User´s Guide to Conjoint Analysis, in: Marketing Research, Vol.
14, No. 2, 2002, S. 19-23.
McFadden, D. (1980), Econometric Models for Probabilistic Choice among Products, in:
Journal of Business, Vol. 53, No. 3, 1980, S. S13-S29.
McFadden, D. (1981), Econometric Models of Probabilistic Choice, in: McFadden, D.
(Hrsg.), Structural Analysis of Discrete Data with Econometric Applications, Cambridge, MA 1981, S. 198-272.
McFadden, D. (1974), Conditional Logit Analysis of Qualitative Choice Behaviour, in: Zarembka, P. (Hrsg.), Frontiers of Econometrics, New York 1974, S. 105-142.
52
McKenna, W.F. (1985), An Empirical Study of the Comparative External Validity of Alternative Approaches to the Measurement of Consumer Utility Functions, Philadelphia
1985.
Meffert, C. (2002), Profilierung von Dienstleistungsmarken in vertikalen Systemen, Wiesbaden 2002.
Mengen, A./Simon, H. (1996), Produkt- und Preisgestaltung mit Conjoint Measurement, in:
Das Wirtschaftsstudium, 25. Jg., Nr. 3, 1996, S. 229-236.
Mengen, A./Tacke, G. (1995), Methodengestütztes Automobil-Pricing mit Conjoint Measurement, in: Reuss, H. (Hrsg.), Wettbewerbsvorteile im Automobilhandel: Strategien und
Konzepte für ein erfolgreiches Vertragshändler-Management, Frankfurt a.M. u.a.
1995, S. 220-240.
Mohn, N.C. (1990), Simulated Purchase Ćhip´ Testing vs. Tradeoff (Conjoint) Analysis Coca Cola´s Experience, in: Marketing Research, Vol. 2, 1990, S. 49-54.
Montgomery, D.B./Wittink, D.R. (1980), The Predictive Validity of Conjoint Analysis for Alternative Aggregation Schemes, in: Wittink, D.R. (Hrsg.), Market Measurement and
Analysis: Proceedings of ORSA/TIMS Special Interest Conference, Cambridge, MA
1980, S. 298-308.
Montgomery, D.B./Wittink, D.R./Glaze, T.A. (1977), A Predictive Test of Individual Level
Concept Evaluation and Trade-Off Analysis, Research Paper No. 415, Graduate
School of Business, Stanford 1977.
Müller-Hagedorn, L./Sewing, E./Toporowski, W. (1993), Zur Validität von ConjointAnalysen, in: Zeitschrift für betriebswirtschaftliche Forschung, 45. Jg., H. 2, 1993, S.
123-148.
Neill, H.R. et al. (1994), Hypothetical Surveys and Real Economic Commitments, in: Land
Economics, Vol. 70, No. 2, 1994, S. 145-154.
Nieschlag, R./Dichtl, E./Hörschgen, H. (2002), Marketing, 19. Aufl., Berlin 2002.
o.V. (2002), in: Neue Juristische Wochenschrift, Nr. 5, 2002, S. 363-365.
Page, A.L./Rosenbaum, H.F. (1987), Redesigning Product Lines with Conjoint Analysis: How
Sunbeam Does It, in: Journal of Product Innovation Management, Vol. 4, 1987, S.
120-137.
Parker, B.R./Srinivasan, V. (1976), A Consumer Preference Approach to the Planning of Rural Primary Health-Care Facilities, in: Operations Research, Vol. 24, No. 5, 1976, S.
991-1025.
Perkins, W.S./Roundy, J. (1993), Discrete Choice Surveys by Telephone, in: Journal of the
Academy of Marketing Science, Vol. 21, No. 1, 1993, S. 33-38.
Perrey, J. (1998), Nutzenorientierte Marktsegmentierung - Ein integrativer Ansatz zum Zielgruppenmarketing im Verkehrsdienstleistungsbereich, Wiesbaden 1998.
Quandt, R.E. (1968), Estimation of Modal Splits, in: Transportation Research, Vol. 2, 1968,
S. 41-50.
Reichwald, R./Hermann, M./Bieberbach, F. (2000), Auktionen im Internet, in: Das Wirtschaftsstudium, Nr. 4, 2000, S. 542-552.
53
Robinson, P.J. (1980), Applications of Conjoint Analysis to Pricing Problems, in: Wittink,
D.R. (Hrsg.), Market Measurement and Analysis: Proceedings of ORSA/TIMS Special
Interest Conference, Cambridge 1980, S. 183-205.
Rothkopf, M.H./Teisberg, T.J./Kahn, E.P. (1990), Why Are Vickrey Auctions Rare?, in: Journal of Political Economy, Vol. 98, No. 1, 1990, S. 94-109.
Sattler, H./Nitschke, T. (2001), Ein empirischer Vergleich von Instrumenten zur Erhebung
von Zahlungsbereitschaften, Research Papers on Marketing and Retailing, No. 1,
Hamburg 2001.
Scharf, A./Schubert, B./Volkmer, H.-P. (1997), Konzepttests mittels bildgestützter ChoiceBased Conjointanalyse, in: planung & analyse, Nr. 5, 1997, S. 24-28.
Schmidt, T. (2001), Einsatzfelder für multimediale Akzeptanzmessungen bei technischen Innovationen, Münster u.a. 2001.
Scott, J.E./Keiser, S.K. (1984), Forecasting Acceptance of New Industrial Products with
Judgment Modeling, in: Journal of Marketing, Vol. 48, 1984, S. 54-67.
Seip, K./Strand, J. (1992), Willingness to Pay for Environmental Goods in Norway: A Contingent Valuation Study with Real Payment, in: Environmental and Resource Economics, Vol. 2, 1992, S. 91-106.
Simon, H. (1992), Preismanagement, 2. Aufl., Wiesbaden 1992.
Skiera, B. (1999), Mengenbezogene Preisdifferenzierung bei Dienstleistungen, Wiesbaden
1999.
Skiera, B./Revenstorff, I. (1999), Auktionen als Instrument zur Erhebung von Zahlungsbereitschaften, in: Zeitschrift für betriebswirtschaftliche Forschung, 51. Jg., H. 3, 1999, S.
224-242.
Sonnegard, J. (1996), An Experimental Examination of Parallelism in Single-Unit Vickrey
and English Auctions, in: Sonnegard, J. (Hrsg.), Essays on Experimental Economics,
Stockholm 1996, Essay II,S. 1-43.
Spohrer, M. (2000), eCommerce in Europa: Käufer und Nutzer, Strukturen und Potenziale im
www, in: GfK-Nürnberg (Hrsg.), eCommerce aus Verbrauchersicht: Europa vor dem
Megaboom?, Nürnberg 2000, S. 13-39.
Srinivasan, V. (1988), A Conjunctive-Compensatory Approach to the Self-Explication of
Multiattributed Preferences, in: Decision Sciences, Vol. 19, No. 2, 1988, S. 295-305.
Srinivasan, V./deMaCarty, P. (2000), Predictive Validation of Multiattribute Choice Models,
in: Marketing Research, Vol. 11, No. 4, 2000, S. 29-34.
Srinivasan, V. et al. (1981), Forecasting the Effectiveness of Work-Trip Gasoline Conservation Policies through Conjoint Analysis, in: Journal of Marketing, Vol. 45, 1981, S.
157-172.
Srinivasan, V./Park, C.S. (1997), Surprising Robustness of the Self-Explicated Approach to
Customer Preference Structure Measurement, in: Journal of Marketing Research, Vol.
34, 1997, S. 286-291.
Stadie, E. (1998), Medial gestützte Limit Conjoint-Analyse als Innovationstest für technologische Basisinnovationen, Münster u.a. 1998.
Teichert, T. (2001), Nutzenschätzung in Conjoint-Analysen, Wiesbaden 2001.
54
Teichert, T. (2000), Conjoint-Analyse, in: Homburg, C. (Hrsg.), Marktforschung, Wiesbaden
2000, S. 471-511.
Theil, H. (1970), On the Estimation of Relationships Involving Qualitative Variables, in:
American Journal of Sociology, Vol. 76, 1970, S. 103-154.
Theuerkauf, I. (1989), Kundennutzenmessung mit Conjoint, in: Zeitschrift für Betriebswirtschaft, 59. Jg., H. 11, 1989, S. 1179-1192.
Thomas, L. (1979), Conjoint Measurement als Instrument der Absatzforschung, in: Marketing
ZFP, Nr. 1, 1979, S. 199-211.
Trommsdorff, V. (2002), Konsumentenverhalten, 4. Aufl., Stuttgart 2002.
Tscheulin, D.K. (1991), Ein empirischer Vergleich der Eignung von Conjoint-Analyse und
"Analytic Hierarchy Process" (AHP) zur Neuproduktplanung, in: Zeitschrift für betriebswirtschaftliche Forschung, 61. Jg., H. 11, 1991, S. 1267-1280.
Tscheulin, D.K. (1992), Optimale Produktgestaltung: Erfolgsprognose mit Analytic Hierarchy
Process und Conjoint-Analyse, Wiesbaden 1992.
Tscheulin, D.K. (1996), Determinanten der Validität der Conjoint-Analyse, in: Czenskowsky,
T. (Hrsg.), Marketing und Marktforschung: Entwicklungen, Erweiterungen und
Schnittstellen im nationalen und internationalen Kontext, Hamburg 1996, S. 585-598.
Vickrey, W. (1961), Counterspeculation, Auctions, and Competitive Sealed Tenders, in: The
Journal of Finance, Vol. 16, 1961, S. 8-37.
Voeth, M. (2000), Nutzenmessung in der Kaufverhaltensforschung, Wiesbaden 2000.
Voeth, M. (1998), Limit Conjoint-Analysis - a modification of the traditional Conjoint Analysis, in: Andersson, P. (Hrsg.), Proceedings of the 27th EMAC Conference "Marketing
Research and Practice", Marketing Research (Bd. 5), Stockholm 1998, S. 315-331.
Voeth, M./Hahn, C. (1998), Limit Conjoint Analyse, in: Marketing ZFP, H. 2, 1998, S. 119132.
Vriens, M. (1995), Conjoint Analysis in Marketing, Groningen 1995.
Weiber, R./Rosendahl, T. (1997), Anwendungsprobleme der Conjoint-Analyse, in: Marketing
ZFP, H. 2, 1997, S. 107-118.
Weiber, R./Rosendahl, T. (1996), Einsatzmöglichkeiten alternativer Untersuchungsansätze der
Conjoint-Analyse, in: Czenskowsky, T. (Hrsg.), Marketing und Marktforschung: Entwicklungen, Erweiterungen und Schnittstellen im nationalen und internationalen Kontext, Hamburg 1996, S. 557-584.
Weisenfeld, U. (1989), Die Einflüsse von Verfahrensvariationen und der Art des Kaufentscheidungsprozesses auf die Reliabilität der Ergebnisse der Conjoint Analyse, Berlin
1989.
Wertenbroch, K./Skiera, B. (2001), Measuring Consumers´ Willingness to Pay at the Point of
Purchase, in: Journal of Marketing Research, Vol. 39, 2001, S. 228-241.
Winer, R.S. (1999), Experimentation in the 21st Century: The Importance of External Validity, in: Journal of the Academy of Marketing Science, Vol. 27, No. 3, 1999, S. 349358.
55
Wittink, D.R./Bergestuen, T. (2001), Forecasting with Conjoint Analysis, in: Armstrong, J.S.
(Hrsg.), Principles of Forecasting: A Handbook for Researchers and Practitioners,
Boston u.a. 2001, S. 147-167.
Wittink, D.R./Montgomery, D.B. (1979), Predictive Validity of Trade-Off Analysis for Alternative Segmentation Schemes, in: Ward, S. (Hrsg.), 1979 Educators´ Conference Proceedings, Series 44, Chicago 1979, S. 69-73.
Wright, P./Kriewall, M.A. (1980), State of Mind Effects on the Accuracy With Which Utility
Functions Predict Marketplace Choice, in: Journal of Marketing Research, Vol. 17,
1980, S. 277-293.
56
57
Arbeitspapiere
des Betriebswirtschaftlichen Instituts für Anlagen und Systemtechnologien
Nr. 1:
Nr. 2:
Nr. 3:
Nr. 4:
Nr. 5:
Nr. 6:
Nr. 7:
Nr. 8:
Nr. 9:
Nr. 10:
Nr. 11:
Nr. 13:
Nr. 14:
Nr. 15:
Nr. 16:
Nr. 17:
Nr. 19:
Nr. 22:
Nr. 23:
Nr. 24:
Nr. 25:
Nr. 26:
Nr. 27:
Nr. 28:
Nr. 29:
Nr. 30:
Nr. 31:
Nr. 32:
Backhaus, Klaus: Plädoyer für eine neue "spezielle BWL" – Betriebswirtschaftslehre des industriellen Anlagengeschäfts, 2. Aufl.
Hombach, Hans: Exportkreditversicherung und Exportfinanzierung - Wettbewerbsverzerrung
durch Subventionierung, 2. Aufl.
Molter, Wolfgang: Verzugspönalrisiken in Anbieterkonsortien - Baustein eines vertraglichen
Risikomanagements im industriellen Anlagengeschäft, 2. Aufl.
Meyer, Margit: Konzepte zur Beurteilung von Länderrisiken, 3. Aufl.
Weiber, Rolf: Die Nachfrage nach Dienstleistungen im internationalen Anlagengeschäft, 2.
Aufl.
Backhaus, Klaus/ Molter, Wolfgang: Die Kalkulation auftragsspezifischer Finanzierungskosten
im Großanlagenexport
Jung, Alwin: Erfolgsrealisation im industriellen Anlagengeschäft
Backhaus, Klaus: Major Systems Marketing in Europe
Kern, Egbert:
Der Interaktionsansatz im Investitionsgütermarketing
Backhaus, Klaus/ Weiber, Rolf: Technologieintegration und Marketing
Gahl, Andreas: Strategische Allianzen
Backhaus, Klaus (Hrsg.): Deutsch-Deutsche Gemeinschaftsunternehmen - Das Zusammenwachsen unterschiedlicher Unternehmenskulturen
Backhaus, Klaus: Investitionsgütermarketing - Ein konzeptionelles State of the Art
Backhaus, Klaus: Was heißt Investitionsgütermarketing?
Backhaus, Klaus/ Späth, Georg-Michael: "Standortübergreifende Hochgeschwindigkeitsnetze"
- Ergebnisbericht einer Studie
Backhaus, Klaus/ Gruner, Kai/ Schnölzer, Timo: Die Verkürzung von Produktlebenszyklen Eine computergestütze Analyse von Einflußfaktoren
Backhaus, Klaus/ Voeth, Markus/ Bendix, Kai Boris: Die Akzeptanz von Multimedia-Diensten
- Konzeptionelle Anmerkungen und empirische Ergebnisse
Backhaus, Klaus/ Köhl, Thomas/ Behrens, Holger: Varianten der Projektfinanzierung – eine
vergleichende Analyse der Anwendungsmöglichkeiten im internationalen Anlagengeschäft
Backhaus, Klaus/ Köhl, Thomas/ Hong, Yigang: Einsatz der Projektfinanzierung in China –
eine Analyse der Voraussetzungen und Anwendungsmöglichkeiten
Backhaus, Klaus/ Voeth, Markus/ Hahn, Christian: Limit Conjoint-Analyse
Backhaus, Klaus/ Possmeier, Frank: Marketingstrategien zur Beeinflussung des Beschäftigungsrisikos – eine theoretische Analyse anhand ausgewählter preis- und
konditionenpolitischer Instrumente
Schiffers, Bernadette: Die Messung von Kommunikationswirkungen im Industriegütermarketing – eine Bestandsaufnahme
Stadie, Ekkehard/ Echelmeyer, Verena: Der Einfluß des Merkmals “Minutenpreis“ auf das
Verkehrsvolumen im Long-Distance-Bereich
Kleikamp, Christian: Strategieoptionen beim Marketing von investiven Dienstleistungen
Brzoska, Lars/ Nonnenmacher, Dirk/ Theile, Gregory: Produktmanagement für Dienstleistungsunternehmen
Heffner, Miriam/ Mühlfeld, Katrin: Application Service Providing - Eine Analyse auf Basis des
Geschäftstypenansatzes
Eschweiler, Maurice/Rudhart, Felix: Vergleichende Bewertung der Web-Präsenzen von Vereinen der 1.Fußball-Bundesliga
Eschweiler, Maurice/Vieth, Matthias: Preisdeterminanten bei Spielertransfers in der FußballBundesliga – Eine theoretische und empirische Analyse

- Marketing Center Münster

Transcription

Similar documents

Die Analyse von Lebensmittelpräferenzen mit Hilfe

Infoplaner 1/2010

Muster für Lebenslauf - Columbia Business School

KAMMERREPORT - Hanseatische Rechtsanwaltskammer Hamburg

blick.punkt.

Warum die Generation Y nicht nachhaltig kauft

Kundenmagazin Nordex 360

Nr. 1 Markenpiraterie bei Online-Auktionen - Helmut

Markemann_PhD_Final Thesis 2010