Auszug
Die Interaktion von Manipulation und Kontrahierungsentscheidung kann als Spiel mit imperfekter457 Information des Kontrahenten formuliert werden. Betrachtet man zunächst den Spielablauf, lassen die institutionellen Ausführungen des Abschnittes B3.3 (S. 44ff.) die Annahme angemessen erscheinen, dass der Ersteller über das vom Kontrahenten beabsichtigte Vorgehen informiert ist. Der Kontrahent soll deshalb seine Strategie zuerst wählen und hierbei vom Ersteller beobachtet werden. Die Kalküle aller Spieler sind ihr gemeinsames Wissen458. Von einem konkreten, in t = t’ für Kontrahierung aspirierenden Ersteller erhebt der Kontrahent jedoch lediglich die Daten gemäß Ann. C-1, Ann. C-2 S. 95, dichotome Rechnungsanalyse mit einperiodigem Anforderungshorizont, ob also JQ,t’ ≥ \( \bar J_{t^, } \). Ob es sich um G oder B handelt, weiß er nicht. Diese Unsicherheit des Kontrahenten über den Typ des Erstellers wird als „Spielzug der Natur“ mit den Wahrscheinlichkeiten p(Q) ∈ {p(G), p(B)} behandelt, den nur der Ersteller selbst beobachtet.
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Literatur
Als Oberbegriff für alle Abweichungen von vollkommener Information soll hier mit Bitz (1981) S. 220–223 der Terminus „unvollkommene Information“ verwendet werden. Betrifft sie eine Eigenschaft eines Spielers, wird sie als „unvollständig“, betrifft sie einen Zug, als „imperfekt“ bezeichnet, vgl. Holler/Illing (1993) S. 48–49. Dabei ist die Unterscheidung eher formal, zumal die unvollständige Information mit Hilfe eines Dummy-Spielers „Natur“, der die versteckte Eigenschaft des Nicht-Dummy-Spielers wählt, stets als imperfekte Information modelliert werden kann, vgl. Harsanyi (1967) S. 159, Holler/Illing (1993) S. 48–52. Vgl. auch Fn. 69 S. 19.
S.a. Fn. 457. Unter gemeinsamem Wissen sind Informationen zu verstehen, von denen jeder Spieler zutreffender Weise davon ausgeht, dass sie jedem Spieler zur Verfügung stehen. Vgl. Holler/Illing (1993) S. 45. Zur Formalisierung s. Aumann (1976), insbes. S. 1236–1237.
S.a. dort Fn. 464.
Zur Darstellungsform vgl. Holler/ Illing (1993) S. 13–14, 45–47, Bitz (1981) S. 222–224.
Bei absteigender Selektion BS wird der Ersteller genau dann ein Periodenergebnis strikt unterhalb von \( \bar J \) ausweisen, wenn \( c\left( {min\left\{ {\bar J;J_Q^\# } \right\}} \right) \leqslant E_Q \) (es sei kostenlos mögglich, JQ von der Konformitätsanforderung infinitesimal herabzusenken) und verzeichnet bei Erfüllung eine Zielgröße von \( E_Q - c_Q \left( {min\left\{ {\bar J;J_Q^\# } \right\}} \right) \). Ist \( c\left( {min\left\{ {\bar J;J_Q^\# } \right\}} \right) \leqslant E_Q \) nicht erfüllt, was \( \bar J < J_Q^\# \) voraussetzt, verzichtet er auf Manipulation und erzielt 0. Analog zum Vorgehen bei aufsteigender Selektion AS sei eine Konformitätsanforderung \( \bar J_Q^{K,BS} = c_{\bar J \leqslant J_Q^\# }^{invers} \left( {\bar E_Q } \right) \) definiert, strikt unterhalb dessen der Ersteller ein Periodenergebnis unstrikt oberhalb von \( \bar J \) ausweist und der Kontrahent auf die Kontrahierung verzichtet. Es ist \( \bar J_G^{K,BS} - J_G^\# < 0 \) und \( \bar J_G^{K,BS} - J_B^\# < 0 \) sowie \( \bar J_B^{K,BS} < \bar J_G^{K,BS} \). Der Kontrahent erzielt in diesem Fall das gleiche Ergebnis wie bei Kontrahierungsverzicht KV [Selektionsverzicht SV], wenn er \( \bar J \) hinreichend niedrig [hoch] bemisst, dass \( \bar J_B^{K,BS} < \bar J_G^{K,BS} < \bar J\left[ {\bar J_B^{K,BS} < \bar J_G^{K,BS} < \bar J} \right] \). Bei \( \bar J_B^{K,BS} < \bar J \leqslant \bar J_G^{K,BS} \) weist B [G] ein Periodenergebnis strikt unterhalb [unstrikt oberhalb] von \( \bar J \) aus, so dass der Kontrahent nur mit B kontrahiert und dabei eine erwartete Zielgröße von za(BS) = p(B) · TEB erzielt, wenn er einen Ersteller zur Kontrahierung in Betracht zieht. Dem ist aber wegen TEB < 0 ∧p(B) > 0 ⇒ za(BS) = p(B) · TEB < 0 der Kontrahierungsverzicht KV und wegen TEG > 0 ∧p(G) > 0 der Selektionsverzicht SV strikt vorzuziehen. Zum analogen Ergebnis kommt Frantz (1997) S. 103, während Hughes/Schwartz (1988) diese Kontrahentenstrategie nicht untersuchen. Zu diesen Arbeiten s.o. Abschnitt B5.2.2.1 (S. 77ff.).
Vgl. bspw. Fudenberg/ Tirole (1991) S. 327. Zur Theorie der Signalisierungsgleichgewichte vgl. insbesondere Spence (1973), Spence (1974 Optimal). Zu deren Anwendung auf Fremdfinanzierungsentscheidungen siehe bspw. Leland/Pyle (1977), Ross (1977), Blazenko (1987), Harris/Raviv (1985), Harris/Raviv (1990), Neus/Nippel (1991), Neus/Nippel (1992). Zu deren Anwendung auf Ausschüttungsentscheidungen siehe bspw. modelltheoretisch Myers/Majluf (1984), Miller/Rock (1985), Hartmann-Wendels (1986) (der auf S. 76–177 den Ansatz von Miller/Rock (1985) kommentiert) und empirisch bspw. Bernheim/Wantz (1995), Garrett/Priestley (2000) sowie empirisch für die BRD Amihud/Murgia (1997). Zu Weiterentwicklungen und Verfeinerungen der Signalisierungsgleichgewichte siehe bspw. Riley (1979), Kreps/Wilson (1982), Cho/Kreps (1987), Franke (1987). Einen überblick über Verfeinerungen gibt Holler/Illing (1993) S. 128–135.
Zur formalen Herleitung von Separation bei stetiger Variation der Adressantenqualität vgl. Riley (1975), Riley (1979). Folgendes kann gezeigt werden: Wenn die Grenzkosten der Signalisierung für jede Signalhöhe um so niedriger sind, je höher die Qualität des Adressanten ist, dann gibt es stets eine „Preisfunktion“ (als Zuordnung von Signalhöhe zum Nutzen aus der Kommunikation), so dass ein Adressant eine um so höhere Signalhöhe wählt, je höher seine Qualität ist. Dann kann, wenn zwei verschiedene Signalhöhen beobachtet werden, daraus geschlossen werden, dass derjenige Adressant, der das höhere Signal gesendet hat, auch die höhere Qualität haben muss.
Bei einer deutschen Großbank ergab die bei günstigerer Konjunkturlage erfolgte Wiederholung der Stichprobe, dass die anfängliche Diskriminanzfunktion (s.o. Fn. 205 S. 46) zu selektiv, also zu „streng“ reagierte, vgl. Burgard (1991) S. 327.
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(2008). Separation. In: Informationsgehalt manipulierbarer Periodenergebnisse. Gabler. https://doi.org/10.1007/978-3-8349-9888-0_10
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