Диссертация (1137688), страница 28

Просмтор этого файла доступен только зарегистрированным пользователям. Но у нас супер быстрая регистрация: достаточно только электронной почты!

Текст из файла (страница 28)

– 1997. Т. 63. – №. 4. – С. 853-871.98.Siow A. Tenure and other unusual personnel practices in academia // Journalof law, economics, & organization. – 1998. – Т. 14. – №. 1. – С. 152-173.99.Smart J. C. Institutional goal and congruence: A study of student, faculty, andadministrator preferences // Research in higher education. – 1975. – Т. 3. –№.

3. – С. 285-297.100. Song J. Tenure and asymmetric information: An analysis of an incentiveinstitution for faculty development in research universities // Frontiers ofEducation in China. – 2008. – Т. 3. – №. 2. – С. 310-319.101. Stroup H. H. Bureaucracy in higher education. – New York : Free Press. –1966.102. Tabellini G., Persson T. Political Economics: Explaining Economic Policy.

–– MIT press. – 2000.138103. Toma E. F. Boards of trustees, agency problems, and university output //Public Choice. – 1990. – Т. 67. – №. 1. – С. 1-9.104. Toma E. F. State university boards of trustees: A principal-agent perspective// Public Choice. – 1986. – Т. 49. – №. 2. – С. 155-163.105. Waldman M. Up-or-out contracts: A signaling perspective // Journal of LaborEconomics. – 1990. – С. 230-250.106. Williams D., Gore W., Broches C., Lostoski C. One Faculty's Perceptions ofits Governance Role // The Journal of Higher Education.

– 1987. – Т.58. – №.6. – С. 629–657.107. Winston G. C. Hostility, maximization, & the public trust: Economics andhigher education // Change: The Magazine of Higher Learning. – 1992. – Т.24. – №. 4. – С. 20-27.108. Winston G. C. Subsidies, hierarchy and peers: The awkward economics ofhigher education // The Journal of Economic Perspectives. – 1999. – С.

1336.109. Winston G. C. Why can't a college be more like a firm // Change: TheMagazine of Higher Learning. – 1997. – Т. 29. – №. 5. – С. 32-38.110. Wood D. Faculty, Students, and Support Staff Participation in CollegeGovernance: an Evaluation // Annual conference of the association ofCanadian community colleges. – 1993. – С. 1-24.139ПриложениеДоказательство Утверждения 4.1 для четного и нечетного количествапрофессоров.Вычислим ожидаемые суммарные усилия для каждого типа управления.1. Из леммы 4.2 известно, что при совместном управлении будет выбранаидеальная политика медианного профессора. Предположим, что политикипрофессоров упорядочены по возрастанию. Обозначим политику медианногопрофессора .

Вычислим суммарные усилия, прилагаемые профессорами, присовместном управлении, при нечетном числе профессоров.2 = ∑2+1=1 (1 − ( − ) ), т.е.2 = 2 − ∑2+1=1 ( − ) .Нетрудно показать, что случайная величина распределена на отрезке [0,1] сплотностью 1() = 2+12 (1 − ) ,1где 2+1соответствует выбору медианного профессора, а 2– выбору профессоров с идеальными политиками < . Итак, случайная величина имеет симметричное бета-распределение.2Найдем математическое ожидание ∑2+1=1 ( − ) при фиксированном значении = . С учетом независимости и равномерного распределения следует2+12 ( ∑ ( − ) | = ) = =1 2 + (1 − )2.3Соответственно1( ) = 2 + 1 − ∫ 0 2 + (1 − )2(),3что дает( ) = 2 + 1 − ( + 2).6 + 9Если количество профессоров четное N=2n, то при совместном управлении будетвыбрана политика – с вероятностью 0,5 – политика n-ого профессора и свероятностью 0,5 – политика + 1 профессора.1402 = ∑2=1 (1 − ( − ) ), т.е.2 = 2 − ∑2=1( − ) .Случайная величина = { − с вероятностью 0,5.+1 − с вероятностью 0,5Нетрудно показать, что случайная величина распределена на отрезке [0,1] сплотностью−1 −11 () = 22−1 (1 − ) ,−11где 2соответствует выбору медианного профессора, а 2– выбору − 1профессора с идеальными политиками < .

Итак, случайная величина имеетсимметричное бета-распределение.Аналогично случайная величина +1 распределена на отрезке [0,1] с плотностью1 () = 22−1 (1 − )−1 ,1где 2соответствует выбору + 1-ого профессора, а 2– выбору профессорас идеальными политиками < . Случайная величина +1 имеет симметричноебета-распределение.222Найдем сначала математические ожидания ∑2=1( − ) и ∑=1( − +1 ) . Сучетом независимости и равномерного распределения следует2 (∑( − )2 ) = ( − 1)=12(1 − )2+.3322222222((∑2=1( − ) ) = ∑=1 (− ) )= ∑=1 ( ) − ∑=1 (2 ) + ∑=1 ( )2 (∑( − )2 ) = =12(1 − )2+ ( − 1).33Соответственно112(1 − )2( ) = 2 − ∫ (( − 1) + ) ()2330112(1 − )2− ∫ ( + ( − 1)) +1 ()2330что дает ( ) = 2 − 6.1412. Средние суммарные усилия, прилагаемые профессорами, при единоличномуправлении под руководством случайно выбранного профессора равны2ℎ = −∑ ( − )=1,=1Из равномерности и независимости следует, что ожидаемые суммарные усилияравны(ℎ ) = − −1.63.

Если решение принимается комитетом, то ожидаемые суммарные усилия равны= − ∑( − )2=1где – политика медианного профессора из комитета.Если число участников комитета нечетное K=2k+1, то эта случайная величина распределена на отрезке [0,1] с плотностью 1() = 2+12 (1 − )22∑2+1=1 ( − ) распадается на две суммы ∑∉( − ) + ∑∈( − )222 (∑( − ) + ∑( − ) ) =∉∈22+ (1 − )12= ∫ (( − 2 − 1) ( − + )+) ( ) 3301= + 3 − 3 − 3.6(3 + 2)При = 2 + 1, это сумма равна(−1)+39+6.)Тогда ожидаемые усилия равны (= 2 + 1 − (−1)+39+6.Если число участников комитета четное K=2k, то эта случайная величина ={ − с вероятностью 0,5.+1 − с вероятностью 0,5Cлучайная величина распределена на отрезке [0,1] с плотностью () =1 −1 −122−1 (1 − ) , случайная величина +1 распределена на отрезке [0,1] с1 плотностью () = 22−1 (1 − )−114222 (∑( − ) + ∑( − ) ) =∉∈112= ∫ (( − 2) ( − + )) ( ) 30112(1 − )2+ ∫ (( − 1) + ) ()2330112(1 − )2(2 + )( − 2) + ∫ ( + ( − 1)) +1 () =+2336 + 1260(2 + )( − 2) )(= −(+ )6 + 126)Очевидно, при любом и имеют место неравенства ( ) ≥ (≥(ℎ )..

Характеристики

Список файлов диссертации