Zusammenfassung
Im Vordergrund einer pragmatischen Untersuchung von Entscheidungsmodellen steht die Frage, ob diese deskriptiven oder normativen Zwecken dienen. Die Axiome und Theoreme der Entscheidungslogik begründen per se keine bestimmte Zwecksetzung. Diese ergibt sich erst aus der Art des die eigentlichen Modellaussagen überlagernden Systems von Metaaussagen1).
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Literatur
Vgl. hierzu Churchman (1961).
Vgl. Kirsch (1968 b), S. 94 f.; zur Differenzierung zwischen Imperativ und Werturteil vgl. Stegmüller (1960), S. 504.
) vgl. zur Erklärung Carnap und Stegmüller (1959), S. 12 ff.; Albert (1964), S. 3 ff.; Stegmüller (1960), S. 446 ff.
Vgl. zum Problem der Explanation Albert (1966), S. 126 ff.; Churchman (1961); Stegmüller (1960), S. 446 ff.
Vgl. Albert (1966), S. 128 f.
Albert (1966), S. 127.
Vgl. Stegmüller (1960), S. 451.
) vgl. Stegmüller (1960), S. 448 ff.
Vgl. zum Verhältnis normativer und deskriptiver Ansätze Heinen (1970 a), S. 33; Banfield (1962), S. 79 f.; Kirsch (1968 b), S. 25 f.
Die logische Wahrscheinlichkeit ist dann entsprechend groß, vgl. zum Prognoseproblem auch Wild (1969), S. 75 ff.
Vgl. zur Umformung Churchman (1961), S. il ff.
Vgl. Edwards (1955), S. 201 ff.
Vgl. Edwards et al. (1969), S. 35; Schneeweiß (1967).
Bezieht man diese Aussage auf das Axiomensystem 1–9 a, so liegt eine lineare Risikopräferenzfunktion vor.
Vgl. Friedman und Savage (1948), S. 279 ff.; Pruitt (1962), S. 187 ff.; ferner die Experimente von Edwards (1953), (1954 b), (1954 c); Coombs und Komorita (1958), S. 383 ff.; Mosteller und Nogee (1951), S. 371 ff.
Vgl. Menger (1934), S. 459 ff.; Bernoulli (1954), S. 31 ff.
Bernoulli (1954), S. 31.
Das heißt, unter Berücksichtigung der Negativität des Erwartungswerts übersteigt die Versicherungsprämie den Erwartungswert der Nichtversicherung, andernfalls lassen sich Gewinne der Versicherungsgesellschaften kaum erklären. Vgl. zur Prämienberechnung bei Versicherungen z. B. Braeß (1960), S. 27 ff.
Vgl. Mosteller und Nogee (1951), S. 371 ff.
vgl. Edwards (1954 b), S. 56 ff.
Dann müßte die Präferenzordnung des Individuums in etwa folgender Bedingung entsprechen: p (a, > a 2 ) p (52 > a,) 0,5.
Vgl. den tberbllck bei Neuberger (1970), S. 28 ff., (1969 a), S. 1 ff.
Pruitt (1962), S. 188.
Dabei wird zumeist vorausgesetzt, daß die Wahrscheinlichkeit p für die Untermengen A und B der Menge X folgende Bedingungen erfüllt: (1) p+ (A) > 0, (2) p (X) = 1, (3) wenn A n B = (0, dann ist p+ (AU B) = p (A) + p (B); d. h., die Axiome der objektiven Wahrscheinlichkeit gelten auch für die subjektive Konzeption, vgl. Luce und Suppes (1965), S. 293.
Edwards (1954 a), in: Tversky und Edwards (1967), S. 35 f.
Vgl. den t)berblick bei Luce und Suppes (1965), S. 321 ff.; und im einzelnen Preston und Baratta (1948), S. 183 ff.; Griffith (1949), S. 290 ff.; McGlothlin (1956), S. 64 ff.; Mosteller und Nogee (1951), S. 124 ff.; Edwards (1955), S. 201 ff.; Attneave (1953), S. 81 ff.
Vgl. McGlothlin (1956), S. 604 ff.; Attneave (1953), S. 81 ff.; letzterer verwendet jedoch keine Erfolgswahrscheinlichkeiten, sondern relative Häufigkeiten für das Auftreten von Buchstaben in Texten.
Vgl. auch Edwards (1954 a), S. 398; Rosett (1969), S. 68 ff.
Vgl. Rosett (1968), S. 74.
Vgl. Edwards (1955), S. 201 if.
Vgl. Pruitt (1962), S. 188 f.
Vgl. Edwards (1953), S. 351.
Pruitt (1962), S. 188 f.
Dies ergibt sich beispielsweise aus der Versuchsanordnung von Preston und Baratta, die mehrere Personen gleichzeitig steigern lassen, um das Höchstgebot zu erfassen.
Vgl. Edwards (1955), der für Wetten mit negativen Erwartungswerten andere Funktionen erhält.
Vgl. McGlothlin (1956), S. 604 ff.
Edwards (1962), S. 115.
Vgl. Edwards (1954 a), in: Tversky und Edwards (1967), S. 38; Krelle (1968), S. 163 ff.; anderer Meinung Rosett (1968), S. 82 ff.
Vgl. zum Nutzenproblem z. B. Alchian (1953), S. 26 ff.; Arrow (1951), S. 404 ff., (1958), S. 1 ff., (1965), S. 11 ff.; Becker (1962), S. 132 ff.; Bühlmann (1965), S. 38 ff.; Chapman (1965), S. 419 ff.; Davidson und Suppes (1956), S. 264 ff.; Engels (1962), S. 64 ff.; Edwards (1954 a), S. 380 ff.; Friedman und Savage (1948), S. 279 ff.; Heinen (1971), S. 147 ff.; Kirsch (1970), S. 32 ff.; Krelle (1968), S. 24 ff. und 146 f.; Luce und Raiffa (1957), S. 12 ff.; Luce und Suppes (1965), S. 249 ff.; Messick und Brayfield (1964); v. Neumann und Morgenstern (1961); Neuberger (1969 a), S. 1 ff.; Rosett (1968), S. 68 ff.; Savage (1954), S. 69 ff.; Weber und Streißler (1961), S. 1 ff.
Vgl. Neuberger (1970), S. 16.
Zitiert nach Schneider (1962), S. 175.
Hartung (1964), S. 303.
Vgl. zu den Meßskalen Stevens (1962), S. 24 ff.; Gäfgen (1968), S. 150 ff.
Die Konzeption des abnehmenden Grenznutzens wurde von Bernoulli zur Lösung des Petersburger Paradoxons verwendet. Allerdings ist die Lösung unbefriedigend, wenn nicht eine endliche Nutzenfunktion unterstellt wird. Eine andere Auflösung ergibt sich mit der Annahme, daß die Entscheidungsträger geringe Wahrscheinlichkeiten nicht beachten. Vgl. Menger (1934), S. 464 ff.; Arrow (1951), S. 421.
Vgl. Luce und Raiffa (1957), S. 16; Neuberger (1970), S. 17.
Vgl. Schneider (1962), S. 274 ff.; Edwards (1954 a), S. 383. Schneider bemerkt, daß die klassische Grenznutzentheorie von der hedonistischen Nutzenkonzeption unabhängig ist und lediglich die kardinale Meßbarkeit des Nutzens voraussetzt.
Die ordered metric scale ordnet nicht nur Nutzengrößen, sondern auch Nutzendifferenzen, die higher ordered metric scale ordnet auch Kombinationen von Nutzendifferenzen. Vgl. zu diesen „halbfertigen“ Intervallskalen Stevens (1962), S. 34 ff.; Coombs (1950), S. 145 ff.; Siegel (1964), S. 61 ff.
Vgl. die deutsche Ausgabe von v. Neumann und Morgenstern (1961).
Neuberger (1970), S. 18.
Es sei dabei gleichgültig, auf welchem Wege sie gewonnen wurde. In der Ermittlung dieser Indifferenzrelationen unterscheiden sich die Arten der Nutzenmessung. vgl. Edwards (1955), S. 201 ff.; Mosteller und Nogee (1967), S. 124 ff.; Davidson et al. (1957); Becker und McClintock (1967), S. 248 f.; Suppes und Walsh (1959), S. 204 ff.; und die kritische Würdigung der Verfahren bei Luce und Suppes (1965), S. 310 ff.
Vgl. Mosteller und Nogee (1967), S. 127; zur Kritik Suppes und Siegel (1965), S. 314.
Vgl. Davidson et al. (1957).
Vgl. Edwards (1955), S. 203.
Vgl. Becker und McClintock (1967), S. 248 f.
Luce und Raiffa (1957), S. 21.
Schneeweiß (1967), S. 70.
Vgl. Kirsch (1970), S. 39.
Nach Krelle ist der psychologische Nutzen grundsätzlich quantifizierbar, „sobald man wie in der neueren Psychologie seelische Größen wie Freude, Schmerz, Zuneigung, Abneigung usw. überhaupt für meßbar hält“. Vgl. Krelle (1968), S. 25 und die dort angeführte Literatur.
Diese Nutzenfunktion liegt den weiteren Ausführungen zugrunde.
Häufig findet sich bezüglich der Bernoulli-Hypothese folgende Interpretation von Bühl-mann (1965), S. 39, die eine nutzentheoretische Interpretation der Risikoeinstellung in Frage stellt:
Vgl. Pratt (1964), S. 122.
Vgl. Pratt (1964), S. 122; Arrow (1965), S. 33. Vgl. auch die Argumente bei Arrow, die gegen die Verwendung von u“ (x) als Risikomaß sprechen, weil eine Intervaliskala existiert, Arrow (1965), S. 32 f.
Vgl. Arrow (1965), S. 34. Die Gleichung ist unvollständig, die weiteren Ausdrücke fallen bei kleinem a nicht ins Gewicht.
Vgl. die ähnliche Interpretation bei Pratt (1964), S. 125 ff.
Vgl. Friedman und Savage (1948), S. 279 ff.; Markowitz (1952), S. 151 ff.; Törngvist (1956), S. 335 ff.
Vgl. Coombs und Komorita (1958), S. 383 ff.; und Pruitt (1962), S. 189 f.
Ein SEU-Modell ohne diese Bedingung wird später diskutiert. Vgl. S. 123 f. dieser Arbeit.
Vgl. Edwards (1955), S. 202.
Edwards (1955), S. 202.
Zum Begriff der nicht-programmierten Entscheidung vgl. Gore und Dyson (1964), S. 3; vgl. zur empirischen Untersuchung derartiger Entscheidungen Grayson (1960); Cyert et al. (1958), S. 307 ff.
Eine andere Frage ist jedoch, ob wegen der Einfachheit der Versuche nicht auch die Versuchspersonen routinemäßig reagieren, so daß die Aussagen der Experimente zweifelhaft werden, vgl. Slovic et al. (1965), S. 208 ff.
Vgl. auch Neuberger (1970), S. 52.
Vereinbar wären Wahrscheinlichkeitspräferenzen mit dem SEV-Modell, das bei der Besprechung der Modellprämisse.i ausgeklammert wird, da es in den Wirtschaftswissenschaften und in der Psychologie nur geringe Beachtung fand.
Neuberger (1970), S. 28 f.
Vgl. Edwards (1953), S 349 ff., (1954 b), S. 56 ff., (1954 c), S. 68 ff., (1954 d), S. 441 ff.
Die Bedingungen waren wie folgt gesetzt: (1) imagining session: Die Versuchspersonen wählten lediglich eine Alternative ohne weitere Bindung an die Entscheidung. (2) worthlesschip-session: Die Versuchspersonen trafen ihre Wahl und spielten die Wette mit wertlosen Chips. (3) real gambling session: Die Versuchspersonen spielten die gewählte Wette mit Geldbeträgen aus.
Edwards (1953), S. 359.
vgl. Edwards (1954 b), S. 66.
Vgl. Edwards (1954 c), S. 81 ff.
Vgl. Slovic (1967), S. 223 f.; van der Meer (1963), S. 231 ff.; Listig (1962), S. 67 ff.; Slovic et al. (1965), S. 208 ff.; Coombs und Pruitt (1960), S. 265 ff.
Vgl. Edwards (1955), S. 213.
Vgl. Coombs und Pruitt (1960), S. 213.
Vgl. das Axiomensystem C von Krelle, das mit einem Axiom der Attraktivitätsdominanz versehen ist, wobei größeren Werten eine größere Attraktivität zugeordnet wird; Krelle (1968), S. 163 ff.
Vgl. Slovic (1967), S. 223 ff.
Vgl. Lichtenstein (1965), S. 163; Coombs und Pruitt (1960), S. 265.
Vgl. die Zusammenfassungen bei Luce und Suppes (1965), S. 327 ff.; Edwards (1954 a), S. 401 f.; Neuberger (1970), S. 37 ff.
Vgl. Allais (1953), S. 503 ff.; vgl. auch die Kritik in der Preistheorie bei Jacob (1963), S. 259 ff.
Die Behauptung, die Relevanz des Erwartungswerts nehme mit geringer werdender Wiederholbarkeit der Entscheidung ab, ist zweifellos berechtigt. Jedoch kann nicht ohne weiteres gesagt werden, daß das EU-Modell nur auf repetitive Entscheidungen zugeschnitten ist. Letztlich ist dies eine Frage der zugrundegelegten Wahrscheinlichkeitskonzeption. Zwar setzt das Bernoulliprinzip objektive Wahrscheinlichkeiten voraus, nicht jedoch eine spezifische Wahrscheinlichkeitskonzeption und somit auch nicht eine auf objektive Häufigkeiten im weitesten Sinne beruhende statistische Wahrscheinlichkeitsauffassung. Das Bernoulliprinzip kann theoretisch mit gleicher Berechtigung für einmalige Wahlakte Anwendung finden, wobei in die Entscheidungsmatrix induktive Wahrscheinlichkeiten eingehen. Die induktive Wahrscheinlichkeit gibt den Bestätigungsgrad einer Hypothese aufgrund der verfügbaren Evidenz an. Vgl. hierzu Carnap (1950); Carnap und Stegmüller (1959) und den tlberblick bei Wild (1969), S. 60 ff.
Vgl. zu mehrdimensionalen Entscheidungsregeln Heinen (1971), S. 169; Förstner (1958), S. 165 ff.; vgl. auch die Diskussion der Streuungspräferenzfunktionen bei Krelle (1968), S. 148 ff.; Schneeweiß (1967), S. 95 ff.
Vgl. Lichtenstein (1965), S. 162 ff.
Vgl. Edwards (1954 d), S. 451.
Vgl. Coombs und Pruitt (1960), S. 270 ff.; van der Meer (1963), S. 231 ff.; Lichtenstein (1965), S. 162 ff. So berichtet van der Meer, daß bei 44 °/o der untersuchten Entscheidungen die Varianz den Ausschlag für die Wahl einer Wette gab (S. 251).
Vgl. Coombs und Pruitt (1960), S. 270 ff. Die Entfaltungstechnik besteht darin, aufgrund der Präferenzen bezüglich bestimmter Objekte oder Erscheinungen, die auf der I-Skala gemessen werden, den „idealen Standpunkt“ eines Individuums bezüglich der getesteten Eigenschaft der Objekte bzw. Erscheinungen auf der J-Skala zu finden. Eine ausführliche Darstellung der Entfaltungstechnik gibt Coombs (1964), S. 80 ff.
Vgl. van der Meer (1963), S. 242 ff.
Vgl. Lichtenstein (1965), S. 162 ff.
Vgl. van der Meer (1963), S. 241.
Van der Meer (1963), S. 254. Bei Coombs und Pruitt sind spezifische Wahrscheinlichkeitspräferenzen und Schiefebevorzugungen miteinander vermischt. Vgl. zur Analyse der verwendeten unabhängigen Variablen in den referierten Experimenten Slovic et al. (1965), S. 209. 1–2p
Sk —Y p — (1—p) Bei Sk < 0 liegt eine linksschiefe Verteilung vor, da die Erfolgswahrscheinlichkeit p > 0,5; für Sk > 0 (p < 0,5) erhält man in binären Fall eine rechtsschiefe Verteilung.
Van der Meer (1963), S. 240. Die deskriptive Relevanz von
Coombs und Pruitt (1960), S. 276.
Vgl. Royden et al. (1959), S. 11, wobei jedoch darauf hingewiesen wird, daß bestimmte „utility-of-risk“-Funktionen den Axiomen entsprechen.
vgl. Gäfgen (1968), S. 56 ff.
Coombs und Pruitt (1960), S. 275.
Vgl. Coombs und Pruitt (1960), S. 266.
Dies trifft in noch höherem Maße für das SEU-Modell zu, das zwei subjektive Komponenten enthält.
Vgl. Becker (1962), S. 136.
Vgl. den tYberblick bei Neuberger (1969 a), S. 1 ff.; Feather (1959), S. 150 ff.
Vgl. auch Feather (1959), S. 154.
Vgl. im einzelnen Lewin et al. (1944), S. 333 ff.; Tolman (1955), S. 315 ff.; flotter (1954); Atkinson (1958); Feather (1959), S. 154 ff.; Edwards (1955), S. 201 ff.
) Vgl. Neuberger (1969 a), S. 16 ff.
) Vgl. Marks (1951), S. 332 ff.; Irwin (1953), S. 329 ff. Vgl. jedoch die entgegengesetzten Ergebnisse von Worell (1956), S. 48 ff., der bei hohen Nutzenwerten eine Unterschätzung subjektiver Wahrscheinlichkeiten feststellt. „That expectancies were relatively lower for high values suggests that the frequently quoted expression,the good things are always hard to get’ may well be applied hereChwr(133)“
) Vgl. Irwin (1953), S. 334.
) Vgl. zur Diskussion der Nutzenfunktion des Individuums Rosett (1968), S. 68 ff.; Friedman und Savage (1948), S. 279 ff.; Yaari (1965), S. 278 ff.; Schneeweiß (1967), S. 66 f.
) Scodel et al. (1962), S. 19.
Vgl. zum semantischen Differential in der Persönlichkeitsforschung Osgood et al. (1965), S. 217 ff.
Vgl. z. B. Simon (1959 b), S. 79 ff., (1957), S. 241 ff., (1967 b), S. 201 ff.; Katona (1964), S. 51 ff.; Lindblom (1964), S. 155 ff.; Kirsch (1970). S. 61 ff.; Neuberger (1970), S. 47 ff.; Taylor (1965); S. 59 ff.
Vgl. z. B. Simon (1957), S. 248 ff.; Albach (1961), S. 355 ff.; Miller et al. (1960), S. 149 ff.; Berlyne (1960), S. 262 ff.; Lanzetta (1963), S. 239 ff.
Vgl. zur Satisfizierungskonzeption im wirtschaftlichen Bereich Simon (1959), S. 253 ff.; Chamberlain (1962); Cyert und March (1963); Feldman und Kanter (1965), S. 631 ff.; Simon (1957); Heinen (1970 a), S. 224 ff.; Eisner (1958), S. 165 ff.; Theiss (1969).
Vgl. Neuberger (1970), S. 54.
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Kupsch, P.U. (1973). Die Beurteilung der deskriptiven Relevanz von Maximierungsmodellen. In: Das Risiko im Entscheidungsprozeß. Die Betriebswirtschaft in Forschung und Praxis, vol 14. Gabler Verlag, Wiesbaden. https://doi.org/10.1007/978-3-663-13637-8_5
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