Pareto-effiziente Risikoteilung bei Reservierungen nicht aufteilbarer Kapazitäten

  • Joachim Houtman
Chapter
Part of the NBF Neue Betriebswirtschaftliche Forschung book series (NBF, volume 339)

Zusammenfassung

Ein zentrales Ergebnis des vorhergehenden Kapitels besteht in Satz 3.5. Demzufolge besitzt die Reservierung für beide Parteien einen höheren Erwartungsnutzen als die Eigeninitiative, sofern der zu einem betrachteten Leistungspreis p vereinbarte Kompensationspreis r größer als der kritische Kompensationspreis rmin des RG und kleiner als der kritische Kompensationspreis rmax des RN ist.

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Literatur

  1. 135.
    Vgl. Schneeweiß (1967), S. 42 und S. 62, Laux (1998a), S. 212.Google Scholar
  2. 136.
    Vgl. die Anmerkungen zu Annahme 3.2. Besitzt die Risikonutzenfunktion Unstetigkeitsstellen, dann ist das Sicherheitsäquivalent nicht für alle Ausprägungen der stochastischen Ergebnisgrößen eindeutig bestimmt. Diese Diskussion soll hier nicht vertieft werden. Vgl. hierzu auch Laux (1982a), S. 204–205.Google Scholar
  3. 137.
    Vgl. Annahme 3.4 und die dortige Bemerkung über die Eigenschaft der Inversen U-1.Google Scholar
  4. 138.
    Der negative Wert für SEI,RN zeigt insbesondere an, dass B mit der Eigeninitiative nicht zufrieden sein kann. Die Reservierung bietet B die Möglichkeit, ein höheres Sicherheitsäquivalent — oder äquivalent hierzu: einen höheren Erwartungsnutzen — zu erreichen.Google Scholar
  5. 139.
    Wegen π=1, vgl. Tabelle 3.3.Google Scholar
  6. 140.
    Vgl. die Tabellen 3.1 und 3.2. Wegen gilt U(z)=1-e-0,0001-z (V(z)=1-e-0,0002-z) gilt (0)=0 (V (0)=0).Google Scholar
  7. 141.
    Gleichwertig hierzu ist die Forderung, dass sich der Wert ΔSRN (r,p) des RN nicht ändert, d.h. es gilt ΔSRN (rn,pn)=ΔSRN (r,p). Liefert die Kombination (r,p) bereits den maximalen Wert für die Zielfunktion (4.3), dann gilt AZmin=0.Google Scholar
  8. 142.
    Da die privaten Informationen offenbart wurden, ist in diesem Kapitel Annahme 3.3 hinfällig.Google Scholar
  9. 143.
    Risikoneutralität impliziert eine lineare Risikonutzenfunktion U(z)=a+bz bzw. U(z)=a+bz (b>0).Google Scholar
  10. 144.
    Vgl. z.B. Laux (1998a), S. 180–181.Google Scholar
  11. 145.
    EEI(U) und EEI(V) sind konstante Werte, die nicht von r und p abhängen.Google Scholar
  12. 146.
    Von Gewinn und Verlust kann streng genommen nur dann gesprochen werden, wenn cRG-p<0 und eRN-p>0 ist. Das ist in der Mehrzahl praktisch relevanter Entscheidungsprobleme der Fall.Google Scholar
  13. 148.
    Vgl. z.B. Ohse (1995), S. 300, oder Rommelfanger (1994), S. 228.Google Scholar
  14. 149.
    Vgl. Heuser (1986a), S. 272.Google Scholar
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    Erste Analysen zur Pareto-Effizienz liefert bspw. Borch (1962).Google Scholar
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    Laux (1998b), S. 26Google Scholar
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    Vgl. Laux (1998b), S. 29–30.Google Scholar
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    Vgl. Laux (1998b), S. 31.Google Scholar
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    Vgl. Laux (1998b), S. 34.Google Scholar
  20. 156.
    Vgl. Abschnitt 3.1.Google Scholar
  21. 157.
    Wenn das Verhältnis der Risikoaversionskoeffizienten unabhängig von den Realisationen γ des stochastischen Gewinns ist, mithin also konstant, dann besitzt die Teilungsregel T(Γ) eine konstante Steigung und ist demnach linear. Vgl. hierzu auch Laux (1998b), S. 35–39.Google Scholar
  22. 158.
    Vgl. Laux (1998b), S. 38.Google Scholar
  23. 159.
    Zur Analyse der Fälle wRG,wRN=0, wRG,wRN=1 vgl. die Diskussion in Abschnitt 3.4.Google Scholar

Copyright information

© Deutscher Universitäts-Verlag/GWV Fachverlage GmbH, Wiesbaden 2005

Authors and Affiliations

  • Joachim Houtman

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