Zusammenfassung
Die eingehendere Analyse von Principal-Agent-Problemen beschränkt sich in diesem Kapitel auf Modelle, die keinen Informationstransfer zwischen Principal und Agent zulassen. Die Behandlung von Modellen mit Informationsaustausch zwischen Principal und Agent ist Gegenstand der Ausführungen in Kapitel 4. Durch die hier gültige Einschränkung vereinfacht sich die in (2.6) bis (2.10) dargestellte formale Problemformulierung (S. 36–37), da das Rechenschaftssystem ϱ und die Berichtsfunktion b entfallen. Zusätzlich soll, soweit nicht anders erwähnt, das Ergebnis e dem Principal gehören, d.h., in der Problemformulierung ist XP gleich 1 zu setzen. Damit kann er auch das Ergebnis immer beobachten1. Für den Fall, daß das Ergebnis dem Agent gehört, ergeben sich in der Regel analoge Resultate2.
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Referenzen
Vgl. die Überlegungen in Abschnitt 2.3.1, S. 32.
Vgl. bspw. Leland, H.E. (1978).
Vgl. Harris, M.; Raviv, A. (1979), S. 238.
Siehe S. 154 f.
Vgl. Demski, J.S.; Feltham, G.A. (1978), S. 344.
Die bei dem Risikoallokationsproblem zu bildende Lagrange-Funktion ist nach der zusätzlichen Variablen a partiell zu differenzieren. Vgl. Rees, R. (1985), S. 10–13. Zum methodischen Vorgehen vgl. Anhang B, S. 162ff.
Vgl. die ähnliche Methodik bei Grossman, S.J.; Hart, O. (1983a), S. 12–18.
Dies ist ein Untersuchungsgegenstand der Syndicatetheorie. Vgl. dazu S. 18.
Vgl. Horst, M.; Schmidt, R.H.; Terberger, E. (1982), S. 945. Im Englischen spricht man von „risk-sharing“; vgl. z.B. Demski, J.S. (1976), S. 236; Grossman, S.J.; Hart, O. (1983a), S. 7; Rees, R. (1985), S. 7–10.
Vgl. Holmström, B. (1979), S. 74; Rees, R. (1985), S. 7.
Vgl. Hadley, G.; Kemp, M.C. (1971), S. 175–183.
Die zugrunde gelegten Annahmen sind, daß die Funktion / absolut beschränkt sowie stetig differenzierbar in der unabhängigen Variable (hier e) ist und keine Randwerte vorgegeben sind. Vgl. Harris, M.; Raviv, A. (1979), S. 235; Rees, R. (1985), S. 16.
Vgl. Leland, H.E. (1978), S. 418; MacDonald, G.M. (1984), S. 421; Rees, R. (1985), S. 7. Zur Herleitung siehe Anhang B, 3., S. 167 f.
Vgl. Pratt, J.W. (1964), S. 125.
Zur Herleitung siehe Anhang B, 3., S. 167f. i.V.m. S. 161 ff.
Vgl. dieselben Ergebnisse bei Harris, M.; Raviv, A. (1979), S. 244; Shavell, S. (1979a), S. 553; Shavell, S. (1979b), S. 64.
Vgl. Anhang B, 3., S. 167.
Vgl. dazu auch Petersen, T. (1989), S. 56–57.
Diese Annahme vereinfacht nicht nur hier die Untersuchungen. Vgl. z.B. Bamberg, G.; Spremann, K. (1981).
Vgl. Barnea, A.; Haugen, R.A.; Senbet, L.W. (1985), S. 29; Rees, R. (1985), S. 9 und die Herleitung in Anhang B, 3., S. 167f.
Dies sind Nutzenfunktionen der Form u(x) = l-e - αx; vgl. z.B. Bamberg, G.; Coenenberg, A.G. (1989), S. 83–84.
Vgl. Rees, R. (1985), S. 7–10.
Vgl. Leland, H.E. (1978), S. 419.
Vgl. Ross, S.A. (1973), S. 135–136. Vgl. auch eine ähnliche Bedingung bei Laux, H. (1972), S. 778. Bei ihm reduziert jedoch die Entlohnung nicht das Ergebnis (Vermögen) des Principals (Eigentümers).
Vgl. Ross, S.A. (1974), S. 221; Wilson, R. (1969), S. 295–296.
Vgl. Wilson, R. (1968), S. 120.
Vgl. Ross, S.A. (1974), S. 222–224. Die lokale Risikoaversion ist somit hyperbolisch in x. Als die wesentlichen Vertreter dieser Klasse sind Nutzenfunktionen folgender Form zu nennen: Vgl. Ross, S.A. (1974), S. 224; Wilson, R. (1968), S. 222. Für eine allgemeine Darstellung dieser Funktionsklasse vgl. die auf Baiman, S.; Demski, J.S. (1980a), S. 191; Young, R.A. (1986), S. 233, basierende Formulierung auf S. 88, Fußnote 150, der vorliegenden Arbeit.
Vgl. Amershi, A.H.; Stoeckenius, J. (1983), S. 1412.
Vgl. Barnea, A.; Haugen, R.A.; Senbet, L.W. (1985), S. 29; Horst, M.; Schmidt, R.H.; Terberger, E. (1982), S. 945–946; Milde, H. (1987b), S. 45–50. Für ein Beispiel, das eine aktionsunabhängige Nutzenfunktion des Agents zugrunde legt, vgl. Demski, J.S. (1976), S. 232–238.
Grossman, S.J.; Hart, O. (1983a), S. 12.
Vgl. Mattesich, R. (1984), S. 82; Spremann, K. (1988), S. 615.
Vgl. dazu Binger, B.R.; Hoffman, E. (1988), S. 512–515 i.V.m. S. 502–508; Gravelle, H.; Rees, R. (1981), S. 568–582.
Vgl. auch dasselbe Resultat bei aktionsunabhängiger Nutzenfunktion des Agents in Leland, H.E. (1978), S. 428.
Vgl. z.B. Gravelle, H.; Rees, R. (1981), S. 253–259; Schuhmann, J. (1987b), S. 212–220; Varían, H.R. (1985), S. 194–197; eine Anwendung auf den Versicherungsmarkt findet sich in Gravelle, H.; Rees, R. (1981), S. 577–581.
Einen früheren Versuch, eine ähnliche Problematik anhand eines Edgeworth-Diagramms darzustellen, unternahmen Hirshleifer/Riley. Vgl. Hirshleifer, J.; Riley, J. (1979), S. 1384–1386, und die dort angegebene Literatur.
Vgl. z.B. Schuhmann, J. (1987b), S. 16–17.
Vgl. Ricketts, M. (1986), S. 230.
Am Beispiel eines risikoneutralen Principals folgt aus (3.17): He(l1(ā),ā) = He(l2(ā),ā). Da die Nutzenfunktionen nach Voraussetzung streng monoton im Ergebnis sind, sind sie injektiv und daher folgt die Gleichheit der (Ergebnis-)Argumente von He.
Vgl. eine ähnliche Abbildung in Rees, R. (1985), S. 8.
Vgl. Ricketts, M. (1986), S. 230.
Vgl. Baiman, S. (1984), S. 273, 289; Balachandran, B.V.; Ramakrishnan, R.T.S. (1980), S. 151–152; Harris, M.; Raviv, A. (1978), S. 24; Harris, M.; Raviv, A. (1979), S. 246.
Vgl. Stiglitz, J.E. (1983), S. 8.
Für eine Problemformulierung bei aktionsunabhängiger Nutzenfunktion vgl. bspw. Demski, J.S. (1972), S. 250–251.
Vgl. Harris, M.; Raviv, A. (1979), S. 239. Für einen Vergleich von Informationssystemen anhand eines Beispiels vgl. Demski, J.S. (1980), S. 90–96.
Vgl. Harris, M.; Raviv, A. (1979), S. 239, die dieses Resultat für das Zustandsraum-Modell beweisen. Vgl. Shavell, S. (1979b), S. 68–69, für einen Beweis auf Grundlage des Ergebnisverteilung-Modells bei separabler Nutzenfunktion und Gültigkeit von (A6).
Siehe S. 155f.
Vgl. Harris, M.; Raviv, A. (1979), S. 244. Sie zeigen, daß jede nicht konstante Entlohnungsregel von einer konstanten dominiert wird. Deshalb kann der Wert eines beliebigen Informationssystems, also auch der vollständiger Information, nicht größer als der der Nullinformation sein. Umgekehrt hat nach Satz 2.2 (S. 42) vollständige Information den höchsten Wert aller Informationssysteme. Folglich haben unter diesen Prämissen alle Informationssysteme denselben Wert.
Vgl. Harris, M.; Raviv, A. (1979), S. 244–245.
|A| symbolisiert die Mächtigkeit der Menge A.
Die Definition in (2.1), S. 11, für einen Entscheidungsträger ist entsprechend zu übertragen.
Vgl. Gjesdal, F. (1981), S. 217; Gjesdal, F. (1982), S. 280–281. Er beweist das Ergebnis nur für additiv separable Nutzenfunktionen des Agents. Vgl. auch dasselbe Resultat für Ergebnisverteilung-Modelle bei Grossman, S.J.; Hart, O. (1983a), S. 36.
Vgl. Butterworth, J.E.; Gibbins, M.; King, R.D. (1984), S. 217.
In der Literatur wird die Variationsrechnung häufig als ein zur Lösung des Zustands-raum-Modells problematisches Instrumentarium angesehen; vgl. Baiman, S. (1984), S. 273; Holmström, B. (1979), S. 76–77. Dies wird mit Hilfe eines Beispiels begründet, das jedoch gerade das Ergebnisverteilung-Modell zugrunde legt; vgl. Mirrlees, J.A. (1974), S. 248–250. Insofern ist die Kritik nicht ganz nachvollziehbar. Auch ist die genannte Problematik der Existenz einer Lösung unabhängig von der Problemformulierung. Es sind prinzipiell dieselben Prämissen zu treffen. Lediglich die Herleitung einer hinreichenden Bedingung für eine optimale Lösung ist beim Ergebnisverteilung-Modell einfacher und eleganter zu bewerkstelligen. Außerdem erlaubt es — und dies ist als Vorteil anzusehen —, auf Ergebnisse der statistischen Entscheidungstheorie zurückzugreifen.
Vgl. Shavell, S. (1979b), S. 64.
Singh, N. (1984a), S. 279.
Siehe S. 168 f.
Vgl. die Überlegungen von Jewitt, I. (1988), S. 1180–1183, für einen risikoneutralen Principal. Er gibt als Beispiele für Verteilungsfunktionen, die diese allgemeine Bedingung erfüllen, die Gamma- und Poisson-Verteilung an.
Vgl. Holmström, B. (1979), S. 77; Rees, R. (1985), S. 20; Singh, N. (1984a), S. 279. Vgl. auch das analoge Resultat für beliebige Kontrollsignale und einen risikoneutralen Principal bei Alvi, E. (1988), S. 138. Zur genauen Herleitung siehe Anhang B, 2., S. 165 f. i.V.m. S. 162 ff.
Vgl. dazu Kamien, M.I.; Schwartz, N.L. (1981), S. 80–82.
Vgl. zu den notwendigen Bedingungen für eine Unstetigkeitsstelle von l* ‘ Kamien, M.I.; Schwartz, N.L. (1981), S. 81.
Zur Herleitung vgl. Anhang B, 2., S. 165f. i.V.m. S. 161 ff.
Die Herleitung dieser Ungleichung bereitet nicht unerhebliche Schwierigkeiten, insbesondere dann, wenn der Principal nicht risikoneutral ist. Vgl. Baiman, S.; Demski, J.S. (1980a), S. 220; Holmström, B. (1979), S. 78; Jewitt, I. (1988), S. 1180; Mirrlees, J.A. (1976), S. 124.
Vgl. Kamien, M.I.; Schwartz, N.L. (1981), S. 46.
Für analoge Resultate bei stochastischer Dominanz zweiten und dritten Grades siehe Hughes, J.S. (1982). Zu den Begriffen vgl. die auf S. 45, Fußnote 185, angegebene Literatur.
Vgl. Holmström, B. (1979), S. 78.
Vgl. dazu S. 44. Diese Überlegung findet man auch bei Holmström, B. (1979), S. 78.
Binger, B.R.; Hoffman, E. (1988), S. 530; Jennergren, L.P. (1980), S. 190; Spremann, K. (1988), S. 616.
Vgl. Mattesich, R. (1985), S. 689; Rees, R. (1985), S. 22. Dieses Resultat ist aus der Aussage von Satz 3.3 (S. 64) erkennbar.
Vgl. Scharfstein, D. (1988), S. 147. Für eine isolierte Untersuchung von Anreiz- und Versicherungseffekt vgl. Ballwieser, W. (1985), S. 32 i.V.m. S. 26–27; Gjesdal, F. (1982), S. 377.
Vgl. Rees, R. (1985), S. 21. Das dort angegebene Ergebnis ist jedoch falsch. Zur Herleitung siehe Anhang B, 2., S. 165f.
Das bedeutet, daß für alle a1 < a2 der Quotient monoton nicht fallend in e ist. Diese Annahme wird in der statistischen Entscheidungstheorie bei der Untersuchung von gleichmäßig besten Schätzstatistiken verwendet. Vgl. dazu z.B. Bamberg, G. (1972), S. 79–81; Lehmann, E.L. (1959), S. 68–75, 88–90. Eine Reihe gebräuchlicher Verteilungsfunktionen haben einen monotonen Likelihoodquotienten, so z.B. die Normal-, Exponential- und Binomialverteilung.
Vgl. Milgrom, P. (1981), S. 386.
Vgl. Lehmann, E.L. (1955), S. 404.
Vgl. dasselbe, jedoch aufgrund eines anderen Vorgehens abgeleitete Resultat bei Petersen, T. (1989), S. 62–63.
Vgl. dazu (3.9), S. 52.
Unabhängig vom Verfasser wurde dies auch abgeleitet bei Petersen, T. (1989), S. 63.
Vgl. dazu die Überlegungen auf S. 53.
Die Definition der Lipschitzstetigkeit ist in (3.25) angegeben.
Vgl. Clarke, F.H.; Darrough, M.N. (1980), S. 308.
Der interessierte Leser sei auf Clarke, F.H.; Darrough, M.N. (1980) und Page, F.H. (1987) verwiesen. Die Existenz einer Lösung wird neben einigen „technischen Bedingungen“ durch die Abgeschlossenheit des Raums der Entlohnungsregeln bezüglich bestimmter Topologien erreicht.
Die Lipschitzstetigkeit ist eine (geringfügig) stärkere Bedingung als die Stetigkeit. Man bezeichnet lipschitzstetige Funktionen häufig auch als Funktionen, die die Lipschitz-Bedingung erfüllen. Vgl. dazu bspw. Kolmogorov, A.N.; Fomin, S.V. (1970), S. 55.
Dies sind fast überall differenzierbare, aber nicht notwendigerweise stetige Funktionen. Zum Begriff der Variation (l) einer auf dem Intervall [a, b] definierten Funktion l vgl. bspw. Kolmogorov, A.N.; Fomin, S.V. (1975), S. 332.
Vgl. Clarke, F.H.; Darrough, M.N. (1980), S. 307; Holmström, B. (1979), S. 77–78.
Vgl. Milde, H. (1987b), S. 52–56; Stiglitz, J.E. (1974), S. 243–250.
Vgl. auch die analoge Vorgehens weise bei der Formulierung des Problems für die graphische Ermittlung der first-best-Lösung zu Beginn von Abschnitt 3.1.3 (S. 55).
Vgl. dazu auch die Ermittlung der Lösung eines Beispiels, das zur Verdeutlichung späterer Überlegungen dient, in Anhang C, S. 170ff.
Vgl. hierzu Hadley, G. (1969), S. 229–252 oder den Überblick in Bohr, K. (1967), S. 70–76.
Vgl. z.B. Grossman, S.J.; Hart, O. (1983a), S. 13.
Dieses Problem stellte sich auch bei kontinuierlichen Ergebnismengen. Vgl. dazu S. 67f. Die Vorgehensweise zur Lösung dieses Problems unterscheidet sich hier auch nur geringfügig.
Vgl. Rogerson, W.P. (1985b), S. 1362–1364. Dessen Beweis legt zwar eine spezielle additiv separable Nutzenfunktion des Agents zugrunde (V(a) = a), er kann jedoch für allgemeine additiv separable Nutzenfunktionen analog durchgeführt werden.
Vgl. Rogerson, W.P. (1985b), S. 1365–1366. Vgl. auch Grossman, S.J.; Hart, O. (1983a), S. 26–27. Letztere erzielen dasselbe Ergebnis unter etwas modifizierten Voraussetzungen.
Vgl. dazu die Überlegungen auf S. 67.
Vgl. Martos, B. (1975), S. 112 i.V.m. S. 108.
Vgl. Martos, B. (1975), S. 53.
Vgl. Brown, M. et al. (1986), S. 5.
Vgl. Grossman, S.J.; Hart, O. (1983a), S. 10–11,14.
Vgl. Grossman, S.J.; Hart, O. (1983a), S. 14–16.
Vgl. Holmström, B.; Milgrom, P. (1987), S. 306–311.
Vgl. Demski, J.S.; Sappington, D. (1987), S. 71.
Vgl. Ricketts, M. (1986), S. 232.
Die Einschränkung auf zwei Aktionen erfolgt lediglich, um die Zeichnung etwas übersichtlich bleiben zu lassen.
Vgl. die Abbildungen 3.1 bis 3.3, S. 58–61.
Das Vorgehen bei anderen Risikoeinstellungen gestaltet sich analog.
Vgl. Ricketts, M. (1986), S. 234 und S. 233–237.
Vgl. Harris., m.; Raviv, A. (1979), S. 244. Dieses Resultat wurde bereits an anderer Stelle bei Überlegungen über die Vorteilhaftigkeit von Informationssystemen verwendet; vgl. S. 64, Fußnote 49.
Vgl. Spremann, K. (1987a), S. 17.
Vgl. Spremann, K. (1987a), S. 19.
Vgl. Spremann, K. (1987a), S. 21–22.
Zu den weiteren getroffenen Annahmen, die im wesentlichen (A1), (A2) und Annahmen über Z und die Dichtefunktion / entsprechen, vgl. Lewis, T.R. (1980), S. 293–294.
Vgl. Lewis, T.R. (1980), S. 297.
Demski, J.S.; Feltham, G.A. (1978), S. 337.
Vgl. Demski, J.S.; Feltham, G.A. (1978), S. 337.
Vgl. Demski, J.S.; Feltham, G.A. (1978), S. 346; Namazi, M. (1985), S. 130.
Vgl. Demski, J.S.; Feltham, G.A. (1978), S. 348, 357–358.
Vgl. Singh, N. (1984b), S. 46–50.
Vgl. Singh, N. (1984b), S. 50–51.
Vgl. Laux, H. (1988a), S. 32.
Laux, H.; Liermann, F. (1987b), S. 530.
Vgl. Laux, H. (1988a), S. 32. In der angelsächsischen Literatur wird der Begriff der Anreizkompatibilität bei der Analyse von Mechanismen, die von Entlohnungsregeln zu differenzieren sind, verwendet; vgl. dazu S. 128ff.
Vgl. Laux, H. (1979), S. 292–293; Laux, H. (1988d), S. 1096–1098.
Für ein Beispiel vgl. Laux, H. (1979), S. 295–296.
Vgl. Laux, H. (1979), S. 297–300; Laux, H. (1988d), S. 1104.
Vgl. zur Herleitung Anhang A, 6., S. 159 f.
Laux behauptet dies generell für anreizkompatible Entlohnungsregeln, ohne dafür einen Beweis anzugeben; vgl. Laux, H. (1988a), S. 34. Er verweist dabei auf eine seiner früheren Arbeiten, die sich mit einer ähnlichen Thematik beschäftigt. Dort zeigt er, daß unter der Annahme αH(l(e))+ß = G(e), α > 0, aus der Konkavität der Nutzenfunktion des Agents (Entscheidungsträger) die Konvexität von / folgt. Vgl. Laux, H. (1972), S. 778, 796–800. Diese Literaturstelle und auch die der graphischen Ermittlung einer „anreizkompatiblen“ Entlohnungsregel zugrundeliegenden Überlegung lassen vermuten, daß die Resultate auf die die Similaritätsbedingung (3.27) erfüllende Entlohnungsregeln einzuschränken sind. Vgl. Laux, H. (1979), S. 297–300; Laux, H. (1988d), S. 1102–1104; Laux, H.; Liermann, F. (1987b), S. 531–532.
Vgl. zu diesem Problemfeld Kapitel 4., S. 119 ff.
Vgl. Conroy, R.M.; Hughes, J.S. (1987), S. 52.
Vgl. Conroy, R.M.; Hughes, J.S. (1987).
Vgl. Magee, R.P. (1988).
Vgl. dazu S. 31 ff.
Vgl. Spremann, K. (1987b), S. 344–345.
Vgl. Harris, M.; Raviv, A. (1979), S. 248.
Die oben angestellten Überlegungen gelten hier analog. Vgl. dazu S. 67f. Um hinreichende Bedingungen für die Zulässigkeit dieses Vorgehens zu erhalten, vgl. Jewitt, I. (1988), S. 1183–1186.
Vgl. Rees, R. (1985), S. 23.
Vgl. Holmström, B. (1979), S. 84.
Holmström bezeichnet in diesem Fall η als informativ; vgl. Holmström, B. (1979), S. 84. Vgl. dazu auch die Verallgemeinerung auf den Mehr-Agent-Fall in Holmström, B. (1982), S. 330–334. (3.29) ist eng verbunden mit dem in der statistischen Entscheidungstheorie verwendeten Suffizienzbegriff; vgl. dazu z.B. Bamberg, G. (1972), S. 66–68. (e,y) ;st suffizient bezüglich a, wenn zwei Funktionen existieren, daß (3.29) erfüllt ist. Die Aussage von Satz 3.7 ist somit, daß η genau dann einen höheren Wert als e besitzt, wenn es nicht suffizient bezüglich a ist.
Vgl. Holmström, B. (1979), S. 86.
Vgl. dazu die Ausführungen in Anhang B, S. 161 ff.
Vgl. Singh, N. (1985), S. 602–604.
Vgl. Spremann, K. (1987a), S. 29.
Vgl. Blickle, M. (1987).
Vgl. Fellingham, J.C.; Kwon, Y.K.; Newman, D.P. (1984), S. 292–293; Grossman, S.J.; Hart, O. (1983a), S. 36. Ein Beispiel findet man in Gjesdal, F. (1981), S. 382–383.
Näheres dazu findet man bei Fellingham, J.C.; Kwon, Y.K.; Newman, D.P. (1984), S. 296–298; Gjesdal, F. (1982), S. 383–386; Holmström, B. (1982), S. 332–333.
Vgl. Baiman, S.; Demski, J.S. (1980b), S. 846–847. Sie zeigen dies für einen risikoneutralen Principal, einen risikoaversen Agent mit additiv separabler Nutzenfunktion und konstanter Kostenfunktion unter der Voraussetzung, daß die Anreizbedingung durch die Bestimmungsgleichung der Nullstellen der ersten Ableitung des Nutzenerwartungswerts des Agents ersetzt werden darf. Für letzteres sicherstellende Bedingungen vgl. Jewitt, I. (1988), S. 1188. Ihre Argumentation kann wie folgt auf beliebige Risikoeinstellungen und Nutzenfunktionen von Principal und Agent erweitert werden. Die Lagrangefunktion ist für alle e linear in q. Um diese punktweise zu maximieren, kann eine optimale Funktion q nur die Zahlen 0 und 1 annehmen, je nachdem, ob der Faktor von q*(e) negativ oder positiv ist.
Zur Ermittlung des Kontrollbereichs vgl. Lambert, R.A. (1985), S. 638.
Vgl. Dye, R.A. (1986), S. 343.
Vgl. Baiman, S.; Demski, J.S. (1980a), S. 193; Jewitt, I. (1988), S. 1188.
Vgl. Demski, J.S.; Feltham, G.A. (1978), S. 350 sowie S. 342–343.
Diese Nutzenfunktionen zeichnen sich durch folgende allgemeine Gestalt aus: Zur genauen Darstellung der die weiteren Parameter determinierenden Bedingungen vgl. Baiman, S.; Demski, J.S. (1980a), S. 191. Die weiter oben aufgezählten Beispiele lassen sich aus dieser Funktion ableiten. Siehe S. 54, Fußnote 27.
Genau genommen bedeutet dies für die in Fußnote 150 angegebene Klasse von Nutzenfunktionen: α < oder α > 1.
Vgl. Baiman, S.; Demski, J.S. (1980a), S. 192. Dasselbe zeigt Dye für einen endlichen Aktionsraum und einen wesentlich geringeren α-Bereich; vgl. Dye, R.A. (1986), S. 345.
Vgl. Baiman, S.; Demski, J.S. (1980a), S. 192.
Hier ist bei der in Fußnote 150 angegebenen Klasse von Nutzenfunktionen der Parameter α auf folgenden Bereich einzuschränken: < α < 1.
Jewitt, I.(1988), S. 1188.
Vgl. Baiman, S.; Demski, J.S. (1980a), S. 192–194; Young, R.A. (1986), S. 234.
Zu solchen „two tailed“-Politiken vgl. Young, R.A. (1986), S. 234–238.
Vgl. dazu Lambert, R.A. (1985), S. 642–643; Young, R.A. (1986), S. 238.
Näheres vgl. bei Evans, J.H. (1980), S. 118, i.V.m. S. 110–113.
Vgl. Wagenhofer, A. (1987), S. 351–352.
Vgl. Wagenhofer, A. (1987), S. 353.
Eine ausfuhrliche Darstellung findet man bei Wagenhofer, A. (1987), S. 355–363.
Weiß der Principal, daß das Wahrscheinlichkeitsurteil des Agents nicht mit seinem übereinstimmt, z.B. weil es sich um subjektive Wahrscheinlichkeiten handelt, so ist es für ihn zulässig, es in seinem Modell zu berücksichtigen, sofern er das Wahrscheinlichkeitsmaß kennt. Eine solche Modellformulierung findet man bei Rees, R. (1985), S. 10. Das daraus resultierende Problem ist aber dann unter moral hazard zu subsumieren.
Vgl. dazu die Notation in Abschnitt 2.3.3, S. 35 ff.
Vgl. dazu die allgemeine Problemformulierung (2.6), (2.7) und (2.8), S. 36.
Zur Ermittlung der Lösung vgl. Anhang C, 1., S. 170 ff.
Vgl. die allgemeine Formulierung in (2.9) und (2.10), S. 37.
Vgl. die Ermittlung in Anhang C, 2., S. 173ff.
Auf die Möglichkeit einer weiteren Unterscheidung der möglichen Kombinationen von den ein Entscheidungsproblem determinierenden Parametern sei verzichtet.
Somit ist die eben in Abschnitt 3.3.1 genannte zweite Möglichkeit der Beobachtbarkeit der eingetretenen Aktion-Zustand-Kombination ausgeschlossen.
Dabei wird vorausgesetzt, daß der Agent das Entscheidungsfeld des Principals auch kennt.
Zu diesem Begriff siehe S. 62.
Vgl. zur Herleitung Anhang C, 2., S. 173f.
Vgl. dazu bspw. Saliger, E. (1988), S. 122–125.
Dies stellt sicher eine problematische Annahme dar, wenn man bedenkt, daß schon bei einer ex-ante-Ermittlung von Ergebnissen schwer ein Konsens zu erzielen ist. Für die weiteren modelltheoretischen Überlegungen ist diese Prämisse jedoch unabdingbar.
Vgl. dazu die Überlegungen auf S. 98.
Zur Herleitung siehe Anhang C, 3., S. 175.
Der bei dieser Entlohnungsregel auftretende negative Wert beim Ergebnis von 20 setzt voraus, daß in diesem Fall der Agent einen Betrag in entsprechender Höhe an den Principal zahlt. Diese Annahme erweist sich jedoch nicht als restriktiv. Eine nur positive Entlohnungen enthaltende Funktion ist beispielsweise durch (e) = 0.0775 e- 0.975 gegeben. Es ist (20) = 0.575 und wächst streng monoton. Die Nutzenerwartungswerte von Principal und Agent ändern sich durch diese Funktion nicht. Vgl. dazu Anhang C, 3., S. 175f.
Vgl. die Überlegungen in obigem Beispiel, S. 92ff. und dort insb. S. 94.
Vgl. die in (3.34) angegebene Lösung, S. 93.
Darauf zielen anreizkompatible Entlohnungsregeln ab wie Satz 3.6, S. 82, zeigt. Zum Begriff der Anreizkompatibilität siehe S. 81.
Vgl. Demski, J.S.; Patell, J.M.; Wolfson, M.A. (1984).
Vgl. dazu die Überlegungen auf S. 67.
Vgl. auch die um ein Kontrollinformationssystem erweiterte Problemformulierung bei Holmström, B. (1979), S. 88.
Zur Herleitung siehe Anhang B, 1., S. 162ff.
Vgl. Leland, H.E. (1978), S. 425.
Vgl. Penno, M. (1984), S. 181.
Vgl. Penno, M. (1984), S. 185, 189–191.
Vgl. Baiman, S.; Evans, J.H. (1983), S. 383. Das hier untersuchte Problem wird dort mit „Model C“, der moral-hazard-Fall mit „Model A“ bezeichnet. Vgl. Baiman, S.; Evans, J.H. (1983), S. 373–374.
Vgl. Christensen, J. (1982), S. 594–595.
Vgl. Baiman, S.; Demski, J.S. (1980a), S. 203. Bei ihnen ist zudem eine hinreichende Bedingung dafür zu finden, daß solches Zusatzinformationssystem für den Principal mit einer Nutzenerwartungswertsteigerung verbunden ist.
Vgl. Baiman, S.; Demski, J.S. (1980a), S. 203. 193 Vgl. dir nur auf den Vergleich des Informationssystems Ergebnis mit vollständiger Kontrolle bzw. der neben dem Ergebnis zusätzlichen Beobachtbarkeit der Aktion abstellenden Aussagen von Harris, M.; Raviv, A. (1979), S. 239 und Harris, M.; Raviv, A. (1978), S. 24. Der Beweis läßt sich analog zum Beweis von Satz 3.2, S. 155ff., durchführen, wenn man bzw. durch (z) bzw. ersetzt.
Vgl. Harris, M.; Raviv, A. (1979), S. 245.
Vgl. Harris, M.; Raviv, A. (1979), S. 244.
Vgl. Baiman, S.; Evans, J.H. (1983), S. 381. Vgl. dazu auch zwei Beispiele bei Christensen, J. (1982), S. 593–595.
Wegen der beim öffentlichen Zusatzinformationssystem vorhandenen Informationssymmetrie bis vor der Entscheidung des Agents liegt hier eine Konstellation der Informationsstände vor, die per definitionem moral hazard entspricht.
Vgl. Atkinson, A.A. (1979), S. 4.
Vgl. Demski, J.S.; Sappington, D. (1987).
Vgl. Baiman, S.; Evans, J.H. (1983), S. 381.
Vgl. Demski, J.S.; Patell, J.M.; Wolfson, M.A. (1984), S. 25–30.
Vgl. Kanodia, C.S. (1985), S. 177.
Vgl. Kanodia, C.S. (1985), S. 183.
Vgl. Sappington, D. (1983).
Auch hier soll eine negative Entlohnung zugelassen sein. Vgl. dazu die Argumentation auf S. 104, Fußnote 178.
Vgl. die entsprechende Aussage in Satz 3.2, S. 63.
Vgl. Baiman, S.; Demski, J.S. (1980a), S. 202.
Vgl. Baiman, S.; Demski, J.S. (1980a), S. 203.
Vgl. Grossman, S.J.; Hart, O. (1983a), S. 31.
Vgl. Atkinson, A.A. (1978).
Vgl. Demski, J.S.; Feltham, G.A. (1978), S. 342.
Demski, J.S.; Feltham, G.A. (1978), S. 342.
Vgl. zum Begriff und zu weiteren ihrer Modellannahmen S. 80.
Vgl. Demski, J.S.; Feltham, G.A. (1978), S. 351–355.
Vgl. Laux, H. (1988b), S. 607–608.
Vgl. dazu die ausführliche Darstellung in Laux, H. (1988d), S. 596–601.
Vgl. Sappington, D. (1980); Sappington, D. (1984).
Vgl. Sappington, D. (1980), S. 374; Sappington, D. (1984), S. 58–68.
Vgl. Jensen, M.C.; Meckling, W.H. (1976), S. 308.
Jensen, M.C.; Meckling, W.H. (1976), S. 308.
Man denke hier insb. an das Problem der Mehrdeutigkeit der Optima im Problem des Principais.
Vgl. Schneider, D. (1987b), S. 555; Zechner, J. (1982), S. 182.
Spremann, K. (1987b), S. 347.
Vgl. Schmidt, R.H. (1988), S. 261.
Jensen, M.C.; Meckling, W.H. (1976), S. 308.
So z.B. Hax, H. (1981), S. 359.
Vgl. dazu auch Spremann, K. (1987a), S. 23.
Vgl. dazu die Ausführungen auf S. 12 ff. der vorliegenden Arbeit.
Zu einer genauen Ermittlung der agency costs bei moral hazard für ein relativ konkretes Entscheidungsproblem vgl. Neus, W. (1989b), S. 108–109.
Neus, W. (1989a), S. 488.
Vgl. dazu Schmidt, R.H. (1987); Schmidt, R.H. (1988), S. 260–262; Schneider, D. (1987a); Schneider, D. (1987b), S. 555–558, aber auch Neus, W. (1989a), S. 485–488.
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Kiener, S. (1990). Principal-Agent-Modelle ohne Informationstransfer. In: Die Principal-Agent-Theorie aus informationsökonomischer Sicht. Physica-Schriften zur Betriebswirtschaft, vol 28. Physica, Heidelberg. https://doi.org/10.1007/978-3-662-11526-8_3
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