Zusammenfassung
Ross war der erste, der die Agency-Beziehung in allgemeiner Form entscheidungstheoretisch formalisiert hat1. Dabei verweist er auf verwandte Arbeiten von Borch (1962), Wilson (1968) und Berhold (1971)2.
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Literatur
Ahnliche Untersuchungen wie Ross stellte ebenfalls schon Laux, 1972, vorher an; siehe Abschnitt 4.1.3.
In der Literatur wird vielfach betont, daß die Annahme homogener Erwartungen sehr restriktiv ist, weil viele Agency-Beziehungen gerade eingegangen werden, um die überlegene Information des Agenten ausnutzen zu können, vgl. z.B. Rees, 1985a, S. 5.
Ross macht diese Annahme so nicht. Denkt man aber z.B. an den Einzahlungsüberschuß als Ergebnis, so mag das Aktivitätsniveau in Arbeitszeit des Agenten gemessen werden. Das ist natürlich eine grobe Vereinfachung; für eine ausführliche Diskussion dessen, was sich alles hinter diesem Aktivitätsniveau verbergen kann vgl. Stiglitz, 1974a, S. 242.
Der Agent hat dabei die “Alles oder Nichts”-Wahl, so Crawford/Guasch, 1983, S. 373, die Verteilungsregel zu akzeptieren oder aus der Agency-Beziehung auszuscheiden.
Vgl. Mossin, 1977, S. 10. Bei einer Pareto-optimalen Allokation kann kein Individuum bessergestellt werden, ohne daß ein anderes einen Wohlfahrtsverlust erleidet.
Vgl. Borch, 1962, S. 427, und Mossin, 1977, S. 12.
Vgl. Abschnitt 3.2.3.; es muß gelten RT=a+bx, hier müssen zusätzlich die Parameter b für Prinzipal und Agent übereinstimmen, vgl. Ross, 1974, S. 223f.
Ebenda, S. 221. Raiffa, 1970, S. 242ff, zeigt, daß dies bei exponentiellen Nutzenfunktionen bereits aus der Effizienzbedingung folgt; vgl. auch Rees, 1985a, S. 9.
In Anlehnung an Mirrlees, 1974, S. 246.
Vgl. z.B. Hadar/Russell, 1974, S. 366.
Jeder Erwartungsnutzenmaximierer mit einer monoton steigenden Nutzenfunktion zieht eine stochastisch dominante Wahrscheinlichkeitsverteilung vor, vgl. Lippman/McCall, 1981, S. 215f.
In der Literatur findet sich der Begriff “reservation utility”, vgl. z.B. Rees, 1985a, S. 6.
Zum Beweis vgl. Holmström, 1979, S. 90 resp. S. 78.
Gegenbeispiele, die sich konstruieren lassen, verstoßen gegen die Voraussetzungen für die Variationsrechnung; z.B. ist die Dichtefunktion der stetigen Gleichverteilung nicht stetig differenzier-bar. Vgl. Anhang A und Holmström, 1979, S. 78, Fn. 13.
Zur Interpretation der Lagrange-Multiplikatoren vgl. z.B. Intriligator, 1971, S.36ff.
Zum Begriff des “first best” und des “second best” vgl. Henderson/ Quandt, 1980, S. 332ff, und im vorliegenden Zusammenhang Spremann, 1987, S. 6 und S. B.
Häufig findet man Formulierungen wie s=s-für*, wobei s- “sufficiently unattractive” sein soll, vgl. z.B. Rees, 1985a, S. 10. Y9 Z.B. von Barnea/Haugen/Senbet, 1985, S. 82f.
Vgl. Shavell, 1979, 5.59 und S.64. Die Beweise sollen hier nicht näher betrachtet werden, da unten im Abschnitt 4.2. ausführlich die Herleitung und Interpretation der Ergebnisse behandelt werden. Die Beweisidee bei Shavell ist, daß sich anderenfalls jeweils zulässige Anreizverträge konstruieren lassen, die Prinzipal und Agent dominant besser stellen.
Es ist im Auge zu behalten, daß es hier um die Beobachtbarkeit von a geht. Der Schluß auf a über die Rationalität des Agenten — die zweite Nebenbedingung der Optimierungsaufgabe — kommt hier also nicht in Betracht.
Vgl. die Ausführungen zu dem ersten Ergebnis von Shavell. 49 Harris/Raviv, 1979, S. 248.
Für eine exakte Beschreibung der Bedingungen, die tatsächlich notwendig und hinreichend sind, siehe Clarke/Darrough, 1980.
Es gibt in der Literatur zwei Ansätze, dieses Problem anzugehen: Es wird angenommen, daß nur eine Aktion die BeO erfüllt (z.B. Shavell, 1979, S. 59) oder daß der Agent bei mehreren Lösungen der Be0 diejenige Lösung wählt, die für den Prinzipal am günstigsten ist (z.B. Holmström, 1979, S. 77f, Fn. 10).
Beachte aber die Annahme, daß SF/SaSO, also der stochastischen Dominanz von Verteilungen mit größerer Aktivität; vgl. oben Abschnitt 4.1.1.(ba).
Vgl. im folgenden Grossman/Hart, 1983, S. 10–18.
Einige technische Einzelheiten werden hier allerdings weggelassen; siehe dafür Grossman/Hart, 1983, S. 10f und S. 14.
Ausnahmen sind z.B. Ballwieser, 1985, S. 32, Fn. 32, und Horst/ Schmidt/Terberger, 1982. Das mag vielleicht daran liegen, daß es bisher kaum deutschsprachige Literatur zu den vorliegenden Problemen gibt.
Eine Ausnahme hierzu ist der Hinweis auf den Beitrag von Stiglitz, 1975; vgl. Laux, 1979, S. 287.
Der Anpassungseffekt besteht in der Möglichkeit, andere Strategien als die zunächst vom Agent geplanten durchzusetzen. Der Verhü- tungseffekt führt dazu, daß der Agent wegen der Möglichkeit der Ergebniskontrolle von vorneherein eine Strategie wählt, die den Interessen des Prinzipals entspricht; vgl. Laux, 1979, S. 270.
Einzahlungsüberschuß abzüglich der Abschreibungen und der kalkulatorischen Zinsen auf den Restbuchwert, vgl. Laux, 1975a, S. 606.
Ross, 1973 und 1974; vgl. oben Abschnitt 4.1.1.(a).
Dieser Mangel wird von Laux später revidiert; vgl. Laux, 1979, S. 297, und 1987a, S. 9ff.
Vgl. zu dieser speziellen Formulierung Grossman/Hart, 1983, S. 11.
Die Kombination von linearem Anreizvertrag, exponentieller Nutzenfunktion und normalverteilten Zufallsvariablen wird von Spremann kurz als LEN-Modell bezeichnet, vgl. Spremann, 1987, S. 17ff.
Mit einer ähnlichen Argumentation plädiert auch Weitzman, 1980, S. 719, für die Verwendung linearer Anreizverträge bei einer Modellbildung. Außerdem werde die übertragbarkeit in die Realität erleichtert. Dem zweiten Argument sollte aber aus methodischen Gründen nicht zuviel Gewicht beigemessen werden.
Vgl. dazu die Kommentierung des Ergebnisse nach Shavell, Abschnitte 4.1.1.(b) und 4.1.1.(c).
Ober den “Verhütungseffekt” der Kontrolle, vgl. Laux, 1979, S. 270, und oben Abschnitt 4.1.3.(a).
Tatsächlich ist dies auch keine Einschränkung der Allgemeinheit. Insbesondere wird bei den sonst hier gegebenen Annahmen die Wahl des Aktivitätsniveaus nicht durch die Höhe des Mindestnutzens beeinflußt, vgl. Spremann, 1987, S. 19.
Vgl. oben Abschnitt 4.1.1.(b); Proposition 2 bei Shavell, 1979, S. 59.
Vgl. zu dieser Deutung der Multiplikatoren Intriligator, 1971, S. 36ff.
Das hat Ross, 1979a, S. 308f, schon für den Fall nachgewiesen, daß der Agent kein Arbeitsleid empfindet.
Für den marginalen Anteil des Outputs, der an den Agenten fließt, gilt im Falle des Referenzmodells allgemein s’(x)=dr/(dn+dp), wobei die d; das Pratt-Arrow-Maß darstellen, vgl. Mirrlees, 1976, S. 124. Da die exponentielle Nutzenfunktion eine konstante Risikoaversion impliziert, ist die Linearität hier keine Einschränkung der Allgemeinheit, vgl. auch Raiffa, 1970, S. 242ff.
Zwischenüberschrift in Schneider, 1987b, S. 483.
Bei Schneider heißt das “entscheidungslogisch nicht handhabbare Unsicherheit”, vgl. Schneider, 1985, S. 1249.
Vgl. Shavell, 1979, S. 64, oben Abschnitt 4.1.1.(ba).
Auch bei Grossman/Hart, 1983, S. 39–41, zeigt sich dieses Resultat.
Rein technisch gesehen liegt das daran, daß bei derartigen effizienten Verteilung gelten muß: lim a(s,m)=0, vgl. Shavell, 1979, S. 67.
Vgl. Shavell, 1979, S. 64, oben Abschnitt 4.1.1.(c).
Fama, 1980, S. 298ff. Der von Fama gewählte Ansatz entspricht allerdings nicht dem der ökonomischen Agency-Theorie, was der Vergleichbarkeit der Ergebnisse jedoch keinen Abbruch tut.
Vgl. noch einmal Shavell, 1979, S. 59, hier Abschnitt 4.1.1.(ba).
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Neus, W. (1989). Die ökonomische Agency-Theorie. In: Ökonomische Agency-Theorie und Kapitalmarktgleichgewicht. Beiträge zur betriebswirtschaftlichen Forschung, vol 65. Gabler Verlag, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-322-91693-8_4
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