Empirische studie

Methode

Steekproef

De steekproef werd beperkt tot mensen die de laatste vijf jaar een auto gekocht hebben voor eigen gebruik, om de betrokkenheid te garanderen. De aangekochte auto mocht zowel nieuw als tweedehands aangekocht zijn. Als beperking bij een tweedehandse auto geldt dat de aangekochte auto maximum vijf jaar oud mocht zijn op het moment van aankoop. Deze vragen gelden als noodzakelijke voorwaarde tot het invullen van de vragenlijst en werden voor het aanvangen van de vragenlijst (Bijlage 1) gesteld, hierover vindt men dus geen enkele vraag in de vragenlijst. Op deze manier werden enkel personen die aan deze voorwaarden voldeden toegelaten tot de vragenlijst.

De steekproef bestaat uit 190 personen. De verdeling volgens geslacht bestaat uit 55,8% mannen en 44,2% vrouwen, in absolute cijfers is dit 106 mannen en 84 vrouwen. De gemiddelde leeftijd is 36 jaar (SD = 12.22). Deze lage gemiddelde leeftijd in vergelijking met de hele bevolking is voornamelijk te verklaren door de kleine groep van +51 jarigen (17,1%) Ook de verdeling van socio-economische status werd nagegaan. Hiervoor werd de berekeningsmethode van het CIM (2003) gebruikt. Volgens CIM (2003) is socio-economische status een functie van het hoogst behaalde diploma van de hoofdkostwinnaar en de beroepscategorie waarin de hoofdkostwinnaar tewerkgesteld is. De verdeling volgens socio-economische status is: 10% (19 personen) van de steekproef die zich in status A; 35,3% (67 personen) in status B; 40,5% (77 personen) in status C+; 8,9% (17 personen) in status C-; 5,3% (10 personen) in status D.

Procedure

Doordat dit onderzoek met de medewerking van een marktonderzoeksbureau is uitgevoerd en de standaardprocedure voor het afnemen van kwantitatieve vragenlijsten via het internet gebeurt, was ik genoodzaakt deze methode te gebruiken.

E-mails werden rondgestuurd met de vraag of mensen voldeden aan de voorwaarde aankoop van auto in de laatste vijf jaar en of ze vrijwillig wilden participeren aan het onderzoek (eerste bladzijde in Bijlage 1). Indien niet voldaan werd aan de voorwaarde werd toch gevraagd om deze e-mail verder door te sturen om een zo groot mogelijk bereik te hebben. In de e-mail stond een link naar een site waar de mensen konden inloggen om de vragenlijst in te vullen. Dit deel van het onderzoek gebeurde tussen januari 2003 en maart 2003. Om als aanvulling op de internetafname ook mensen in de steekproef op te nemen die niet beschikken over internet, hebben we in die periode ook verschillende papier-en-potlood-vragenlijsten afgenomen. De mensen die inlogden op de site kregen 3 pagina’s met demografische vragen en daarna volgden 2 pagina’s met elk 21 items voor het meten van merkpersoonlijkheid en dit voor 5 merken, dus in totaal 14 pagina’s. De papier en potloodvragenlijst bestaat uit 2 pagina’s met demografische vragen en 2 pagina’s met items voor het meten van merkpersoonlijkheid, ook voor 5 merken, dus in totaal 12 pagina’s. Zowel de afname via internet als via de papier-en-potloodmethode gebeurde volledig anoniem.

Materiaal

Demografische variabelen

Als eerste onderdeel van de vragenlijst moesten de respondenten een aantal demografische variabelen (geslacht, leeftijd, hoogst behaalde diploma en beroepscategorie) opgeven. Uit deze laatste twee werd de socio-economische status afgeleidt (CIM, 2003).

Als laatste vraag van de hele vragenlijst werd hen ook gevraagd met welk merk van auto ze zelf reden.

Items over merkpersoonlijkheid

De reeks vragen die volgde op de demografische variabelen en voorafging aan de merkvraag handelde over merkpersoonlijkheid. Voor we begonnen aan dit onderzoek was het nodig om de MPS (Aaker, 1997) te vertalen. Er werd gebruik gemaakt van de vertaal-terugvertaaltechniek. Een licentiate vertaler Engels vertaalde de vragenlijst, waarop de equivalentie met de oorspronkelijke vragenlijst werd nagegaan door een terugvertaling van een Amerikaanse die al vijf jaar in België woont. Dit zorgde voor 36 items die correct terugvertaald werden, voor de overige 6 items werd een consensus gevonden. Het resultaat kan men terugvinden in Tabel 1.
Deze 42 vertaalde items werden door de respondenten beoordeeld op een 7-punten Likertschaal. Dit werd hen gevraagd voor vijf merken, namelijk Toyota, Volkswagen, Fiat, Citroën en Daewoo. De volgorde van deze merken werd ad random toegewezen aan de subjecten. De eerste reden waarom voor deze merken gekozen is, is hun country-of-origin. Toyota is Japans, Volkswagen is Duits, Fiat is Italiaans, Citroën is Frans en Daewoo is Zuid-Koreaans. Een verschillende country-of-origin was de voorwaarde om te worden opgenomen in de steekproef, omdat dit noodzakelijk is om het uit-groephomogeniteitseffect te kunnen toetsen. Ook was het nodig om merken uit Azië en merken uit Europa te selecteren. Toyota en Daewoo (Azië) zitten volgens de hypothese in onze uit-groep, Volkswagen, Fiat en Citroën (Europa) in onze in-groep. De keuze van merken berust grotendeels op de similariteit in hun keuzeassortiment. Deze vijf merken werden voor dit onderzoek gekozen omdat ze ongeveer dezelfde soort modellen in hun showroom hadden, volgens een klein kwalitatief vooronderzoek met mensen die een blijvende betrokkenheid (de Rijcke, 2000) vertonen met de productklasse auto’s.

Tabel 2. Interne consistentie van de vijf dimensies van merkpersoonlijkheid

Aaker (1997) heeft de vragenlijst cross-cultureel gevalideerd voor verschillende merken en producten. Deze vragenlijst is ook gevalideerd voor het meten van merkpersoonlijkheid van auto’s.

Wij hebben de interne consistentie berekend voor de verschillende dimensies
(Bijlage 2) die Aaker (1997) gevonden heeft. Zoals blijkt uit Tabel 2, gaat de interne consistentie van de schalen van .73 tot .93, wat voldoende tot goed is (Nunally, 1978).

De dimensies die Aaker (1997) gevonden heeft, werden ook vertaald via de vertaal-terugvertaaltechniek. Op deze manier komen we tot de vijf dimensies: Oprechtheid (Aaker’s Sincerity), Opwindendheid (Aaker’s Excitement), Competentie (Aaker’s Competence), Verfijndheid (Aaker’s Sophistication) en Stoerheid (Aaker’s Ruggedness).

Resultaten

Eerst gaan we na welke demografische variabelen een effect hebben op de perceptie van merkpersoonlijkheid, daarna gaan we na of het effect van mere-ownership en uit-groephomogeniteit bij merken teruggevonden kan worden in de perceptie van merkpersoonlijkheid.

Om na te gaan welke variabelen een effect hebben op de perceptie van merkpersoonlijkheid werd een MANOVA uitgevoerd met als afhankelijke variabelen de vijf dimensies van merkpersoonlijkheid (Oprechtheid, Opwindendheid, Competentie, Verfijndheid en Stoerheid) en met als factoren Bezit (bezit van het ondervraagde merk of niet), Geslacht, Leeftijdsgroepen (-25 jarigen, 26 – 50 jarigen en +51 jarigen), SES

(socio-economische status) en Auto (welk merk ondervraagd werd).

De hoofdeffecten van Auto, F(20,2538) = 3.75, p < .05 (eta² = .02) en Bezit,
F(5,765) = 9.09, p < .05 (eta² = .05) zijn significant. Welk merk ondervraagd werd, heeft een effect op de perceptie van merkpersoonlijkheid (de merken hebben, vergeleken over de vijf merken, een verschillende gepercipieerde merkpersoonlijkheid). De variabele Bezit heeft een effect op de gehele perceptie van merkpersoonlijkheid over de vijf dimensies heen. De hoofdeffecten van de demografische variabelen zijn niet significant. Ook is geen van de interacties met Bezit of Auto significant.

In de volgende stap van onze analyse gaan we na of het mere-ownershipeffect en het uit-groephomogeniteitseffect bij merken kan teruggevonden worden in de perceptie van merkpersoonlijkheid.

Zoals hierboven reeds besproken, is het effect van Bezit significant voor de perceptie van merkpersoonlijkheid over de vijf dimensies heen. Als we kijken naar de univariate toetsen, stellen we vast dat Bezit een effect heeft op de dimensies Oprechtheid, Opwindendheid, Competentie en Verfijndheid. De evaluatie van bezitters is hoger dan voor niet bezitters voor alle dimensies. Voor de dimensie Oprechtheid is het gemiddelde voor bezitters (M = 4.70, SD = .15) groter dan dat voor niet-bezitters (M = 3.76,
SD = .04) met F(1,769) = 67.92, p < .05 (eta² = .08); voor de dimensie Opwindendheid is het gemiddelde voor bezitters (M = 4.70, SD = .15) groter dan dat voor niet-bezitters (M = 3.62, SD = .06) met F(1,769) = 44.02, p < .05 (eta² = .05); voor de dimensie Competentie is het gemiddelde voor bezitters (M = 5.05, SD = .14) groter dan dat voor niet-bezitters (M = 3.73, SD = .05) met F(1,769) = 79.75, p < .05 (eta² = .09); voor de dimensie Verfijndheid is het gemiddelde voor bezitters (M = 4.31, SD = .15) groter dan dat voor niet-bezitters (M = 3.34, SD = .05) met F(1,769) = 39.62, p < .05 (eta² = .10).

Om het uit-groephomogeniteitseffect bij merken te onderzoeken, werd eerst gekeken op welke dimensies de verschillende merken van elkaar verschilden. Wij keken hiervoor naar de univariate toetsen van Auto.

De variabele Auto heeft een significant effect op alle dimensies. Voor Oprechtheid F(4,769) = 19.57, p < .05 (eta² = .09); voor Opwindendheid F(4,769) = 14.45, p < .05 (eta² = .07); voor Competentie F(4,769) = 49.18, p < .05 (eta² = .20); voor Verfijndheid F(4,769) = 17.82, p < .05 (eta² = .09) en voor Stoerheid F(4,769) = 23.66, p < .05
(eta² = .11). Vooral de dimensie Competentie heeft een invloed op de verschillende merkpersoonlijkheden die subjecten percipiëren bij verschillende merken.

Om te kijken waar de verschillen tussen de vijf merken zich bevinden, werd een discriminantanalyse uitgevoerd met Auto als groepsvariabele en de vijf dimensies als onafhankelijke variabelen

Als we kijken naar de discriminantanalyse tussen Daewoo en Toyota (Aziatische merken) zien we dat de canonische discriminantfunctie significant is, c(5) = 7.95,
p < .05. Op basis van de gestandaardiseerde coëfficiënten blijkt dat het onderscheid tussen deze twee merken vooral samenhangt met de dimensies Oprechtheid, Opwindendheid en Competentie. Indien men het merk probeert te voorspellen op basis van lineaire classificatiefuncties (Bijlage 3) gebaseerd op de vijf dimensies, dan kunnen 250 respondenten van de 380 (65.8%) bij het correcte merk geplaatst worden.
Als we kijken naar de discriminantanalyse tussen Volkswagen en Fiat (Europese merken) zien we dat de canonische discriminantfunctie significant is, c(5) = 215.88,
p < .05. Op basis van de gestandaardiseerde coëfficiënten blijkt dat het onderscheid tussen deze twee merken vooral samenhangt met de dimensie Competentie. Indien men het merk probeert te voorspellen op basis van lineaire classificatiefuncties (Bijlage 3) gebaseerd op de vijf dimensies, dan kunnen 308 MPS van de 380 (80.8%) bij het correcte merk geplaatst worden.

Als we kijken naar de discriminantanalyse tussen Volkswagen en Citroën (Europese merken) zien we dat de canonische discriminantfunctie significant is, c(5) = 134.12,
p < .05. Op basis van de gestandaardiseerde coëfficiënten blijkt dat het onderscheid tussen deze twee merken vooral samenhangt met de dimensies Oprechtheid en Competentie. Indien men het merk probeert te voorspellen op basis van lineaire classificatiefuncties (Bijlage 3) gebaseerd op de vijf dimensies, dan kunnen 284 MPS van de 380 (74.7%) bij het correcte merk geplaatst worden.

Als we kijken naar de discriminantanalyse tussen Fiat en Citroën (Europese merken) zien we dat de canonische discriminantfunctie significant is, c(5) = 60.31, p < .05. Op basis van de gestandaardiseerde coëfficiënten blijkt dat het onderscheid tussen deze twee merken vooral samenhangt met de dimensies Oprechtheid, Opwindendheid en Competentie. Indien men het merk probeert te voorspellen op basis van lineaire classificatiefuncties (Bijlage 3) gebaseerd op de vijf dimensies, dan kunnen 248 MPS van de 380 (65%) bij het correcte merk geplaatst worden.