Externe factoren
F- waarde p-waarde Equal variances
assumed? t-waarde Sig. (tweezijdig) Sig. (eenzijdig) Conclusie
Aantal weken 20,749 0,000 Nee -1,215 0,257 0,1285 Mb (3,06) = Mr (6,89)
Gemiddelde positie 0,31 0.860 Ja -1,622 0,113 0,0565 Mb (40,16253299) = Mr (45,80888889) Gemiddelde positie eerste twee weken 0,012 0,914 Ja -0.955 0,346 0,173 Mb (37,371) = Mr (42,167) Hoogste notering 0,511 0,479 Ja -0.734 0,467 0,2335 Mb (32,39) = Mr (36,89)
Tabel V: De resultaten van de Independent Samples T Test op de gemiddelden van reguliere backlistnoteringen van geschenkauteurs tegenover Boekenweekbacklisteffecten in dezelfde steekproef
– uitgaande van een scenario waarbij alleen de uitgaven vlak voor de Boekenweek niet worden meegerekend.
Uitgaande van dit scenario moeten we op basis van deze cijfers dus concluderen dat de Boekenweekbacklistnoteringen en reguliere backlistnoteringen zich in de steekproef op alle vier de punten vergelijkbaar gedroegen en we op basis van het gehanteerde
betrouwbaarheidsinterval van 95 procent geen significante verschillen kunnen identificeren. Dat is niet anders als we uitgaan van een nog iets strenger scenario, waarbij we ook de twee Boekenweekbacklisttitels waarover twijfels bestaan (Een jongensoorlog en Dit zijn de
namen) uit de steekproef schrappen. De resultaten van de test op gemiddelden zien er dan als
volgt uit. De bijbehorende SPSS-output is wederom te vinden in bijlage XI.
Tabel VI: De resultaten van de Independent Samples T Test op de gemiddelden van reguliere backlistnoteringen van geschenkauteurs tegenover Boekenweekbacklisteffecten in dezelfde steekproef
– uitgaande van een scenario waarbij zowel de uitgaven vlak voor de Boekenweek als de twijfelgevallen bij de Boekenweekbacklistnoteringen niet worden meegenomen
F-waarde p-waarde Equal variances assumed? t-waarde Sig. (tweezijdig) Sig. (eenzijdig) Conclusie
Aantal weken 21,404 0,000 Nee -1,269 0,238 0,119 Mb (2,90) = Mr (6,89)
Gemiddelde positie 0,042 0,838 Ja -1,605 0,117 0,0585 Mb (40,09902951) = Mr (45,80888889) Gemiddelde positie eerste twee weken 0,050 0,825 Ja -0,979 0,334 0,167 Mb (37,121) = Mr (42,167) Hoogste notering 0,718 0,402 Ja -0,644 0,523 0,2615 Mb (32,97) = Mr (36,89)
183
Opnieuw dus geen significante verschillen in het gemiddelde bestsellergedrag van de twee steekproeven. Wel wijst de bionomiale test ook in dit geval uit dat de verhouding tussen de twee groepen met een p-waarde van 0,002 significant uit verhouding ligt en we dus nog steeds van een sterkere Boekenweekimpuls op het aantal backlisttitels mogen uitgaan.
In deze test worden de drie titels van Zwagerman waarvan eerder al werd
geconcludeerd dat hun opleving hoogstwaarschijnlijk vooral met zijn overlijden te maken had en hier waarschijnlijk niet zozeer een regulier backlisteffect van toepassing is, echter nog meegenomen. Filteren we ook die titels uit de steekproef, dan zien de resultaten er als volgt uit (de bijbehorende SPSS-output is wederom te vinden in bijlage XI):
F-waarde p-waarde Equal variances assumed? t-waarde Sig. (tweezijdig) Sig. (eenzijdig) Conclusie
Aantal weken 44,180 0,000 Nee -1,563 0,177 0,0885 Mb (2,90) = Mr (9,67)
Gemiddelde positie 0,206 0,653 Ja -0,923 0,363 0,1815 Mb (40,09902951) = Mr (45,96333333) Gemiddelde positie eerste twee weken 0,005 0,943 Ja -0,225 0,823 0,4115 Mb (37,121) = Mr (38,500) Hoogste notering 0,425 0,519 Ja -0,52 0,959 0,4795 Mb (32,97) = Mr (33,33)
Tabel VII: De resultaten van de Independent Samples T Test op de gemiddelden van reguliere backlistnoteringen van geschenkauteurs tegenover Boekenweekbacklisteffecten in dezelfde steekproef
– uitgaande van een scenario waarbij zowel de uitgaven vlak voor de Boekenweek als de twijfelgevallen bij de Boekenweekbacklistnoteringen als de ‘reguliere backlisttitels’ van Zwagerman
niet worden meegenomen
Ook in dit geval gedragen de twee verschillende groepen in de steekproef zich dus
overeenkomstig wat betreft periode en positie in de Bestseller 60 en kunnen we op dit vlak geen significant verschil ontdekken. Wederom kunnen we dit significante effect wel concluderen voor de frequentie waarmee de twee type backlistnoteringen in de steekproef voorkomen. Opnieuw komen er significant meer Boekenweekbacklistnoteringen (n = 29) voor dan reguliere backlisteffecten (n = 6). Een p-waarde van 0,000 wijst ons erop dat de kans dat de verschillen in frequentie hier op toeval berusten vrijwel nihil is.
Voor het laatste scenario waaraan ik deze eerste hypotheses heb onderworpen, heb ik tot slot het ‘reguliere uitgave-effect’ van De eeuw van mijn vader van Geert Mak buiten de steekproef gehouden, omdat er, zoals gezegd, meer meespeelde bij deze heropleving dat niet
184
uit het backlisteffect gefilterd kon worden zoals dat bij andere vermoede backlisteffecten bij benadering wel mogelijk was. Deze titel meenemen zou het beeld dat hier ontstaat van onderlinge verschillen in gemiddelden wat betreft periode en positie in de Bestseller 60 dus nog kunnen verstoren. Zoals verwacht blijft de uitslag van de binomiale test ook in dit geval ongewijzigd: met een p-waarde van 0,000 kunnen we nog steeds over een significant verschil tussen het aantal Boekenweekbacklisteffecten (n = 29) en het aantal reguliere backlisteffecten (n = 5) spreken. Wat betreft de gemiddelden in bestsellerpatronen leert het uitsluiten van deze titel ons echter dat ook dit scenario de conclusies ongewijzigd laat. Zoals tabel VIII (opnieuw gebaseerd op de SPSS-outputdata in bijlage XI) ook laat zien; de gevonden verschillen in gemiddelden berustten nog steeds hoogstwaarschijnlijk op niets anders dan toeval:
F-waarde p-waarde Equal variances assumed? t-waarde Sig. (tweezijdig) Sig. (eenzijdig) Conclusie
Aantal weken 10,308 0,003 Nee -0,993 0,375 0,1875 Mb (2,90) = Mr (6,60)
Gemiddelde positie 0,926 0,343 Ja -1,610 0,117 0,0585 Mb (40,09902951) = Mr (47,10000000) Gemiddelde positie eerste twee weken 0,280 0,600 Ja -0,784 0,439 0,2195 Mb (37,121) = Mr (42,200) Hoogste notering 0,001 0,976 Ja -0,674 0,505 0,2525 Mb (32,97) = Mr (38,00)
Tabel VIII: De resultaten van de Independent Samples T Test op de gemiddelden van reguliere backlistnoteringen van geschenkauteurs tegenover Boekenweekbacklisteffecten in dezelfde steekproef
– uitgaande van een scenario waarbij zowel de uitgaven vlak voor de Boekenweek als de twijfelgevallen bij de Boekenweekbacklistnoteringen als de ‘reguliere backlisttitels’ van Zwagerman
en Mak niet worden meegenomen
Op basis van deze resultaten kunnen we dus concluderen dat we de eerste nulhypothese althans voor deze steekproef inderdaad mogen verwerpen en mogen vervangen door de alternatieve hypothese dat Boekenweekbacklisteffecten vaker voorkomen dan reguliere backlisteffecten. De campagne biedt daarmee in ieder geval in de onderzochte periode dus een sterkere impuls aan backlisttitels dan reguliere uitgaven deden: ze wisten de backlisttitels van de auteur in kwestie beter bij de consument onder de aandacht te brengen.
De vraag is nu op welke manier de Boekenweek dit zo succesvol weet te doen. Heleen Tersteeg wijst bij het beantwoorden van die vraag in eerste instantie op de presentatie van backlisttitels in diverse boekhandels tijdens de campagne:
185
Het is natuurlijk ook wel zo dat we weten van boekwinkels dat er ofwel tafels worden gemaakt, ofwel etalages worden ingericht en dat ook het oeuvre van de auteur in het zonnetje wordt gezet en extra aandacht krijgt. Misschien is dat niet bij alle
boekwinkels die meedoen het geval, maar er zijn er voldoende die die backlist extra onder de aandacht brengen.549
Dit zou een mogelijke verklaring kunnen zijn voor de verschillen in backlisteffecten tussen boekhandels onderling, zoals we die eerder zagen. Maar als ik haar nogmaals, expliciet vraag of dit backlisteffect volgens haar dan vooral te maken heeft met aandacht en presentatie in de boekhandel, is ze toch voorzichtig dat als primaire oorzaak aan te wijzen:
Ja, hoe beslis je? Je kunt ook een krantenartikel lezen en denken van: goh, ik heb eigenlijk nooit iets van hem gelezen, laat ik dat eens doen. Of dat je het geschenk hebt gelezen: het geschenk kan juist ook het middel zijn waarmee we de lezers kennis laten maken met de auteur in kwestie. Dus misschien werkt het soms ook juist zo dat door het Boekenweekgeschenk het oeuvre van de geschenkauteur pas wat bekender wordt.550
Uiteindelijk concludeert ze voor zichzelf dat het effect op backlistverkopen tijdens de Boekenweek waarschijnlijk vooral veroorzaakt wordt ‘doordat de auteur zelf in verhoogde aandacht staat met het geschenk en voor een deel ook inderdaad de backlist’.551 We zien in
deze citaten dus al verschillende manieren waarop de Boekenweek mogelijk van invloed is op consumentengedrag. Dit zou zowel aan de verhoogde aandacht voor de geschenkauteur kunnen liggen – hetzij in de boekhandel, hetzij in de media of andere publicitaire uitingen – als aan het geschenk, waarvan het lezen mogelijk het enthousiasme voor het verdere oeuvre van de geschenkauteur bij de consument aanwakkert. We zien hier dus weer de vraag opspelen die in het theoretisch kader ook al bij het onderzoek van Ashworth, Heyndels en Werck (2010) werd gesteld: worden de consumentenvoorkeuren in dit geval beïnvloed door een informatie- of een promotie-effect?
In het eerste geval zou met name het lezen van het geschenk voor een aanloop in backlistverkopen zorgen. Aangezien in de publicitaire uitingen rondom de Boekenweek de
549 Gesprek met Heleen Tersteeg, gevoerd op 2 september 2015. 550 Gesprek met Heleen Tersteeg, gevoerd op 2 september 2015. 551 Gesprek met Heleen Tersteeg, gevoerd op 2 september 2015.
186
aandacht wat betreft de geschenkauteur over het algemeen met name naar zijn of haar persoon en het geschenk zelf uitgaat, en de consument hier dus minder specifieke informatie over de inhoud van de overige backlisttitels uit kan halen, blijft het geschenkboekje dan namelijk als informatiebron voor de consument over. Daaruit kan de consument in ieder geval iets over de schrijfstijl en gehanteerde thema’s in het oeuvre van de geschenkauteur opmaken. Ervan uitgaande dat de gemiddelde consument niet onmiddellijk na aankoop het geschenkboekje uitleest, zou dit effect zich vooral in de periode (vlak) na de Boekenweek moeten
manifesteren. Een significante toename in Bestseller 60-noteringen na deze campagneweken zou dus wijzen op een dominant informatie-effect.
Zien we de Boekenweekbacklistnoteringen echter vooral tijdens deze campagneweken zelf significant toenemen, dan zou dat juist een indicatie zijn dat met name een promotie- effect het consumentengedrag tijdens de Boekenweek beïnvloedt. In dat geval zou de toegenomen verkoop van backlisttitels vooral veroorzaakt worden doordat gedurende de campagneperiode in de media de auteur, en in de boekhandel specifiek zijn of haar oeuvre meer onder de aandacht van de consument worden gebracht. Dit promotie-effect valt juist na de Boekenweek weg en zou dus alleen in de campagnedagen zelf en de naweeën daarvan zichtbaar moeten zijn. Hoewel het lastig blijft om deze twee effecten van elkaar te
onderscheiden, omdat ze nooit honderd procent los van elkaar te zien zijn, zou de timing van de resultaten in dit geval op deze manier wel degelijk iets kunnen zeggen over het effect dat althans tijdens de Boekenweek de boventoon voert.
Als we naar deze timing kijken, valt direct op dat het grootste deel van de Boekenweekbacklisteffecten in de eerste campagneweek wordt ingezet. Binnen deze
steekproef was dat voor 24 van de 29 titels het geval. Een drietal titels (Publieke werken, Een
schitterend gebrek en De zwarte met het witte hart) begon een week ‘te vroeg’ aan een
heropleving in de Boekenweek, en in twee gevallen (Kort Amerikaans, Hartstochtjes) zette de heropleving in de Bestseller 60 pas na de tweede campagneweek in. In alle gevallen
behaalden de titels tijdens de twee weken waarin de Boekenweek viel hun toppositie in de lijst. Daarnaast was er zoals gezegd nog het twijfelgeval ‘Bernlef’, waarbij het eventuele Boekenweekbacklist acht weken te vroeg inzette en verder geen overlap vertoonde met de campagneweken zelf – een uitzondering die ik verder niet kan verklaren. Tot slot was er voor geen van de auteurs een opvallende verandering in de bestsellerpatronen waarneembaar op het moment dat ze bekend werden gemaakt als de geschenkauteur van de eerstvolgende
187
Gezien de gemiddelde looptijd van deze Boekenweekbacklisteffecten van 2,90 weken in de Bestseller 60 lijken we daarmee op een onderliggend dominant promotie-effect te zijn gestuit. Het is dus over het algemeen inderdaad de aandacht voor de auteur en diens oeuvre in de publieke ruimte die van invloed is op consumentenvoorkeuren, en niet zozeer de inhoud van het geschenkboekje zelf.
Het patroon waaraan de Boekenweekbacklisteffecten en de reguliere backlisteffecten onderhevig waren, bleken verder onderling niet te verschillen: zowel wat betreft de
gemiddelde periode als de positie in de Bestseller 60 gedroegen de twee groepen zich identiek. Eventueel gevonden verschillen in gemiddelden moesten aan het toeval toegeschreven worden – die waren niet groot genoeg om van een significant verschil te kunnen spreken. Een uitzondering hierop vormt de gemiddelde positie in de Bestseller 60 wanneer de steekproef genomen wordt onder de meest gunstige omstandigheden voor beide groepen (zie: scenario 1). Omdat de andere, strengere, steekproeven dit gevonden effect echter collectief weerspraken, is het voor mij onvoldoende bewijs om van bovenstaande conclusie af te wijken. De nulhypotheses moeten in deze gevallen dus gehandhaafd blijven.
Aangezien deze backlistpatronen onderling niet van elkaar lijken te verschillen, is het interessant te onderzoeken of deze Boekenweekbacklistbestsellers zich dan wel volgens een ander patroon gedragen dan reguliere bestsellers. De data gaven de indruk dat
Boekenweekbacklisteffecten korter en gemiddeld genomen ook lager in de Bestseller 60 staan, maar is dat verschil ook reëel en significant? Om dat te onderzoeken heb ik opnieuw gebruik gemaakt van een Independent Samples T Test en heb ik de resultaten ook in dit geval afbouwend van de meest inclusieve naar het meest streng geselecteerde steekproef
geanalyseerd.
Allereerst de resultaten van de ruimste steekproef. Hierbij werden de twee
Boekenweekbacklistnoteringen waar enige twijfel over was (Een jongensoorlog en Dit zijn de
namen) inderdaad als Boekenweekeffecten genoteerd, evenals de uitgaven die vlak voor de
betreffende Boekenweek waren uitgebracht. De steekproef kende daarmee een omvang van 161 gemiddelden.
188
Van de reguliere titels hadden 54 uitgaven ook minimaal één bestsellernotering op hun naam staan. Daarmee zagen de gemiddelden van de twee bestsellerpatronen er als volgt uit:
Wat betreft het aantal weken dat Boekenweekbacklistnoteringen en reguliere bestsellers in de Bestseller 60 staan, zien we meteen al een significant verschil. Met een F-waarde van 24,992 en een bijbehorende p-waarde van 0,000 mogen we hier geen gelijke spreiding
veronderstellen en moeten we de t-waarde van 4,520 (p = 0,000) aanhouden. Een verschil dat gezien de spreiding dusdanig groot is, dat de kans dat het hier om toeval gaat nihil is. Kijken we naar de gemiddelden, dan zien we dat Boekenweekbestsellernoteringen, uitgaande van deze steekproef, met een gemiddeld aantal weken van 3,36 in de lijst inderdaad korter in de Bestseller 60 staan dan reguliere noteringen, met een gemiddelde van 14,76 weken.
Ook de verschillen tussen de gemiddelde posities van de twee type uitgaven in de bestsellerlijst zijn voor alle drie de meetmethodes significant. De kans dat de verschillen tussen de gemiddelde posities op toeval berusten is met een p-waarde van 0,021 (vastgesteld
189
op basis van een F-waarde van 0,467, een bijbehorende p-waarde van 0,496, een daarmee veronderstelde gelijke spreiding en een gevonden t-waarde van -2,358) dermate klein dat we die verklaring verwerpen. De gemiddelde positie in de Bestseller 60 is met een gemiddelde van 38,87645587 significant lager bij Boekenweekbacklisteffecten dan bij de reguliere bestsellers, die gemiddeld genomen positie 33,59014513 in de lijst bekleedden. Ook gedurende de eerste twee weken in de bestsellerlijst ligt de positie bij
Boekenweekbacklisteffecten met een gemiddelde van 36,361 over het algemeen lager dan de gemiddelde notering van een reguliere bestseller, op plek 25,556. Met een p-waarde van 0,001 (F = 4,622; p = 0,034; een gelijke spreiding kan niet verondersteld worden; dus t = -3,349) mag ook dit verschil als significant worden geïnterpreteerd. Datzelfde geldt tot slot voor de gemiddelde hoogste notering in de lijst. We vinden hier een F-waarde van 0,041 en gaan met de daarbij horende p-waarde 0,841 uit van een gelijke spreiding en een t-waarde van -2,823. Daarmee komen we uit op een p-waarde van 0,006. Ook de hoogste notering in de Bestseller 60 verschilt uitgaande van dit scenario tussen de twee groepen dus significant. Kijkend naar de gemiddelden kunnen we dan concluderen dat reguliere bestsellernoteringen over het algemeen een hogere piek in de Bestseller 60 (Mr = 19,89) behalen dan
Boekenweekbacklisteffecten (Mb = 29,72).
Sluiten we de uitgaven vlak voor de Boekenweek opnieuw uit voor het onderzoek, dan zien de resultaten eruit zoals in tabel IX. De SPSS-output waarop deze tabel gebaseerd is, is te vinden in bijlage XII.
Tabel IX: De resultaten van de Independent Samples T Test op de gemiddelden van reguliere bestsellernoteringen van geschenkauteurs tegenover Boekenweekbacklistnoteringen in dezelfde steekproef – uitgaande van een scenario waarbij alleen de uitgaven vlak voor de Boekenweek niet
worden meegerekend.
F-waarde p-waarde Equal variances assumed? t-waarde Sig. (tweezijdig) Sig. (eenzijdig) Conclusie
Aantal weken 20,746 0,000 Nee 4,565 0,000 0,0000 Mb (3,21) < Mr (14,76)
Gemiddelde positie 0,885 0,350 Ja -2,440 0,017 0,0085 Mb (39,44960423) > Mr (33,59014513) Gemiddelde positie eerste twee weken 4,396 0,039 Nee -3,204 0,002 0,0010 Mb (36,466) > Mr (25,556) Hoogste notering 0,131 0,719 Ja -3,047 0,003 0,0015 Mb (31,14) > Mr (19,89)
190
Ook als we uitgaan van dit scenario blijven alle resultaten dus op dezelfde manier tweezijdig significant: Boekenweekbacklisteffecten staan over het algemeen korter in de Bestseller 60 dan reguliere bestsellernoteringen (3,21 < 14,76), behalen gemiddeld genomen een minder hoge positie in de lijst (39,44960423 > 33,59014513) – ook als je alleen kijkt naar de eerste twee weken (36,466 > Mr 25,556) –, en ook hun gemiddelde hoogste notering in de Bestseller 60 is lager dan bij de reguliere bestsellernoteringen (31,14 > 19,89). En ook als we vervolgens het eerste Boekenweekbacklisteffect waarbij we niet helemaal zeker zijn van de status als backlisteffect, Een jongensoorlog, uit de steekproef halen, blijft deze significantie
standhouden (zij het met niet iets andere gemiddelden bij de backlisteffecten). Hetzelfde geldt voor het scenario waarbij we de laatste acht weken van Dit zijn de namen in de bestsellerlijst niet langer als Boekenweekbacklisteffect noteren, maar als onderdeel van het verlengde reguliere bestsellerpatroon (zij het dat in dat geval beiden groepsgemiddelden wat
verschuiven – het significante verschil houdt echter stand). Deze resultaten zijn te vinden in tabel X en XI, en wederom gebaseerd op de SPSS-output in bijlage XII.
Tabel X: De resultaten van de Independent Samples T Test op de gemiddelden van reguliere bestsellernoteringen van geschenkauteurs tegenover Boekenweekbacklistnoteringen in dezelfde
steekproef – uitgaande van een scenario waarbij de uitgaven vlak voor de Boekenweek en Een
jongensoorlog niet als Boekenweekbacklisteffect worden meegerekend.
F-waarde p-waarde Equal variances assumed? t-waarde Sig. (tweezijdig) Sig. (eenzijdig) Conclusie
Aantal weken 19,852 0,000 Nee 4,541 0,000 0,0000 Mb (3,25) < Mr (14,76)
Gemiddelde positie 0,893 0,347 Ja -2,288 0,025 0,0125 Mb (39,16209009) > Mr (33,59014513) Gemiddelde positie eerste twee weken 4,143 0,045 Nee -3,051 0,003 0,0015 Mb (36,071) > Mr (25,556) Hoogste notering 0,077 0,782 Ja -2,899 0,005 0,0025 Mb (30,75) > Mr (19,89)
191 Tabel XI: De resultaten van de Independent Samples T Test op de gemiddelden van reguliere bestsellernoteringen van geschenkauteurs tegenover Boekenweekbacklistnoteringen in dezelfde steekproef – uitgaande van een scenario waarbij de uitgaven vlak voor de Boekenweek en Dit zijn de
namen niet als Boekenweekbacklisteffect worden meegerekend.
Sluiten we tot slot naast de uitgaven uitgebracht vlak voor de Boekenweek deze beide twijfelgevallen uit, dan komen we uit op de resultaten zoals weergegeven in tabel XII (voor SPSS-outputdata: zie wederom bijlage XII):
Tabel XII: De resultaten van de Independent Samples T Test op de gemiddelden van reguliere bestsellernoteringen van geschenkauteurs tegenover Boekenweekbacklistnoteringen in dezelfde steekproef – uitgaande van een scenario waarbij zowel de uitgaven vlak voor de Boekenweek als Een
jongensoorlog en Dit zijn de namen niet als Boekenweekbacklisteffect worden meegerekend.
We kunnen op de vraag hoe het bestsellerpatroon van Boekenweekbacklisteffecten zich in mijn steekproef gedraagt tegenover dat van reguliere bestsellers dus antwoorden dat ook onder de meest strenge omstandigheden:
F-waarde p-waarde Equal variances assumed? t-waarde Sig. (tweezijdig) Sig. (eenzijdig) Conclusie
Aantal weken 20,230 0,000 Nee 4,595 0,000 0,0000 Mb (3,00) < Mr (14,93)
Gemiddelde positie 0,728 0,396 Ja -2,463 0,016 0,0080 Mb (39,62042343) > Mr (33,62338900) Gemiddelde positie eerste twee weken 3,707 0,058 Ja -2,930 0,004 0,0020 Mb (36,536) > Mr (25,556) Hoogste notering 0,443 0,508 Ja -3,285 0,002 0,0010 Mb (32,04) > Mr (19,89)
F-waarde p-waarde Equal variances assumed? t-waarde Sig. (tweezijdig) Sig. (eenzijdig) Conclusie
Aantal weken 19,346 0,000 Nee 4,575 0,000 0,0000 Mb (3,04) < Mr (14,93)
Gemiddelde positie 0,725 0,397 Ja -2,309 0,024 0,0120 Mb (39,32858726) > Mr (33,62338900) Gemiddelde positie eerste twee weken 3,431 0,068 Ja -2,779 0,007 0,0035 Mb (36,130) > Mr (25,556) Hoogste notering 0,342 0,560 Ja -3,135 0,002 0,0010 Mb (31,67) > Mr (19,89)
192
- Er een tweezijdig significant verschil is tussen het aantal weken dat deze twee type boeken in de Bestseller 60 staan, waarbij Boekenweekbacklisttitels korter in de lijst staan dan reguliere bestsellers (3,04 < 14,93);
- Er een tweezijdig significant verschil is tussen de gemiddelde positie die deze twee type boeken in de Bestseller 60 innemen, waarbij Boekenweekbacklisttitels over het algemeen lager in de lijst staan dan reguliere bestsellers (39,32858726 >
33,62338900);
- Er een tweezijdig significant verschil bestaat tussen de gemiddelde positie die deze twee type boeken gedurende hun eerste twee weken in de Bestseller 60 innemen, waarbij Boekenweekbacklisttitels opnieuw gemiddeld genomen een lagere positie in de lijst bekleden (36,130 > 25,556);
- Er bovendien een tweezijdig significant verschil bestaat tussen de gemiddelde hoogste notering van de twee type boeken in de Bestseller 60; waarbij
Boekenweekbacklisttitels het ook dit keer met een gemiddelde lagere notering moeten