5.3 Flexible Authentication Protocols on the Hierarchical Clusters
5.4.2 Performance Variation with Simulation Time
podría introducir un sesgo, creemos improbable que las condiciones ofre-
cidas por CMSC sean muy distintas al estándar de mercado. Si fueran
mucho peores, los transportistas migrarían hacia otros despachadores en
la ciudad de Santiago. Tampoco pueden ser mucho mejores, pues los 62
transportistas ocasionales desplazarían a la mayoría de los permanentes.
Lo anterior sugiere replicar este trabajo en otras empresas despachadoras.
Más allá de las conclusiones particulares, pensamos que el principal apor-
te de este trabajo es que extiende la teoría de contratos a un nuevo
ámbito del estudio del transporte de carga. Tradicionalmente, esta teoría
ha sido utilizada para analizar la organización industrial: integración vertical
entre despachadores y transportistas, concentración horizontal entre trans-
portistas, estructura de los contratos, etc. Si bien estos fenómenos son
muy relevantes para el regulador (gobierno, legisladores), el problema
crucial para los empresarios −despachadores y transportistas− es la fija-
ción de tarifas. Las huelgas se producen por disputas acerca de cuánto
debe pagarse por el servicio. Entender cuál es el rol que cumplen las
tarifas permitirá diseñar contratos que preserven de manera más efectiva
los intereses de las partes.
REFERENCIAS
Balakrishnan, A., Natarajan, H.P. y Pangburn, M.S. (2000). “Optimizing delivery fees for a network of distributors”, Manufacturing & Service Operations Management 2: 297-316. Baker G.P. y Hubbard, T.N. (2004). “Contractibility and asset ownership: On-board computers and governance in U. S. trucking”, Quarterly Journal of Economics 119: 1443-1479. Crum, M.R. y Allen, B.J. (1997). “A longitudinal assessment of motor carrier-shipper
relationship trends, 1990 vs. 1996”, Transportation Journal 37: 5-17.
Eisenhardt, K.M. (1989). “Agency theory: An assessment and review”, The Academy of
Management Review 14: 57-74.
Fernández, A., Arruñada, B. y González-Díez, M. (2000). “Quasi-integration in less-than- truckload trucking”, en Ménard, C. (ed.) Institutions, Contracts and Organizations, Edward Elgar, Cheltenham and Northampton, pp. 293-312.
Goodson, D.H. (1999). “Old habits are hard to break”, The National Survey of Driver Wages
4, Mayo: 1, 12.
Goodson, D.H. (2000) “How friendly is your freight?”, The National Survey of Driver Wages
5, Mayo: 1, 12.
Hall, W. y Racer, M. (1995). “Transportation with common carrier and private fleets: system assignment and shipment frequency optimization”, IIE Transactions 27: 217-225. Hart, O. (1995). Firms Contracts and Financial Structure, Oxford University Press, Oxford. Holguín-Veras, J. y Thorston, E. (2000) “An investigation of the relationships between the trip length distributions in commodity-based and trip-based freight demand modeling”,
Transportation Research Record 1707: 37-48.
Hubbard, T.N. (2001). “Contractual form and market thickness in trucking”, Rand Journal of Economics 32: 369-386.
Jara-Díaz, S.R. y Basso, L.J. (2003). “Transport cost functions, network expansion and economies of scope”, Transportation Research Part E-Logistics and Transportation Review 39: 271-288.
Kleindorfer, G.B., O’Neill, L. y Ganeshan R. (1998). “Validation in simulation: Various positions in the philosophy of science”, Management Science 44: 1087-1099.
Lafontaine, F. y Masten, S.E. (2002). “Contracting in the absence of specific investments and moral hazard: Understanding carrier-driver relations in US trucking”, Working Paper, University of Michigan.
Lambert, D.M. y Burduroglu, R. (2000). “Measuring and selling the value of logistics”, The International Journal of Logistics Management 11: 1-17.
Lim, W.S. (2000). “A lemons market? An incentive scheme to induce truth-telling in third party logistics providers”, European Journal of Operational Research 125: 519-525. Min, H. (1998). “A personal-computer assisted decision support system for private versus
common carrier selection”, Transportation Research Part E: Logistics and Transportation
Review 34: 229-241.
Nickerson, J.A. y Silverman, B.S. (2003). “Why aren’t all truck drivers owner-operators? Asset ownership and the employment relation in interstate for-hire trucking”, Journal of Economics and Management Strategy 12: 91-118.
Oyer, P. (2004). “Why do firms use incentive that have no incentive effects?”, Journal of Finance 59: 1619-1649.
Pratt, J.W. (2000). “Efficient risk sharing: The last frontier”, Management Science 46: 1545- 1553.
Regan, A. Holguín-Veras, J. Chow, G y Sonstegaard, M.H. (2000). “Freight transportation planning and logistics”, Millenium Papers Collection. Transportation Research Board, National Research Council, Washington, D.C.
Regan, A. y Garrido (2002). “Modeling freight demand and shipper behavior: State of the art, future directions”, en Hensher, D.A. (ed.) The Leading Edge of Travel Behavior Research, Pergamon Press, Oxford, GB, pp. 185-216.
Shugan, S.M. (2004). “The impact of advancing technology on marketing and academic research”, Management Science 23: 0469-0475.
Singer, M., Donoso, P. y Jara, S. (2002). “Fleet configuration subject to stochastic demand: an application in the distribution of liquefied petroleum gas”, Journal of the Operations
ANEXO
Demostración P1: El despachador selecciona m de manera de satisfacer las condiciones de compatibilidad de incentivos y de participación al menor costo posible. Por lo tanto, o bien (2) se da en igualdad y (4) en desigualdad estricta, o bien (4) se da en igualdad y (2) en desigualdad estricta, o bien (2) y (4) se dan en igualdad estricta. Si se dieran ambas restricciones en desigualdad estricta, el despachador podría reducir m y aun así preservar los incentivos del transportista a aceptar el contrato y esforzarse.
Si se da (2) en igualdad podemos calcular ∂m/∂e = 1/(c1 – x) > 0. Si se da (4) en igualdad podemos despejar m y luego calcular:
∂m/∂e = 1/(c1 + c2/2 – 3x/2).
El denominador es positivo porque ci > x. Por lo tanto, ∂m/∂e > 0. Si se dan (2) y (4) en igualdad, también se cumple ∂m/∂e > 0.
Demostración P2: Nuevamente consideramos tres casos: se da (2) en igualdad y (4) en desigualdad estricta; se da (4) en igualdad y (2) en desigualdad estricta; o se dan (2) y (4) en igualdad.
Si se da (2) en igualdad podemos calcular ∂m/∂x recordando que el ahorro x en el costo de operación ci del camión debido a la experiencia del transportista es independiente de ci, y por lo tanto es independiente de Δc. Suponiendo que el margen fijo f no depende de x, entonces ∂m/∂x = (e –
fΔc)/(c1 – x)2 ≥ 0 por (3).
Si se da (4) en igualdad podemos despejar m como función de f, m, x,
ci y(w + γ⋅t). A continuación calculamos ∂m/∂x, que representa el cambio en el margen m cuando hay un mayor ahorro en el costo de operación del camión:
∂m/∂x = 6((w + γ⋅i)c4 – f (c1 + c2 – 2x)/2 + e)/(2c1 + c2– 3x)2 + 2f/(2c
1+c2–
3x). (9)
El numerador del primer componente de la suma es no negativo por (5). El denominador es positivo porque está elevado al cuadrado. Si f ≥ 0 entonces el segundo componente de la suma no es negativo porque ci > x, con lo cual ∂m/∂x ≥ 0. Incluso si f < 0, la expresión (9) puede ser no negativa si el primer componente 6((w +… es suficientemente alto.
Demostración P3: supongamos que la flota del despachador consta de F camiones. Denominemos “camión marginal” al último camión contratado por el despachador, es decir, al F-ésimo camión que mayor utilidad le depara al despachador. Denominemos “camión de reserva” al camión que reemplazaría al camión marginal en caso de no llegar a acuerdo. Sabemos que la utilidad del camión marginal es cercana a la del camión de reserva. Si fuera muy superior, el despachador nunca reemplazaría transportistas. Por lo tanto, para el camión marginal se da la restricción (6) en estricta igualdad.
Supondremos que al ordenar los camiones por su utilidad para el despachador, M ≥ 1 de ellos son indistinguibles al camión marginal. Esto es, no existe un camión claramente peor para el despachador que todos los otros; un conjunto de camiones son candidatos a ser reemplazados. Para un camión cualquiera, con probabilidad M/F se da (6) en igualdad y con probabilidad 1 – M/F se da (6) en estricta desigualdad. Para los que satisfacen (6) en igualdad despejamos m y calculamos:
Δm = m(n + 1) – m(n) = 2β/(2c1 + c2 – 3x). Dado que β > 0 y ci > x, Δm > 0.
El valor de m de los camiones que satisfacen (6) en estricta desigualdad no disminuye cuando n crece, pues al crecer n crece la cota superior de
m en (7), y por lo tanto no obliga a que m disminuya.
Demostración P4: por la demostración de P3, (6) se da en igualdad con probabilidad M/F y en estricta desigualdad con probabilidad 1 – M/ F. Para los camiones que satisface (6) en igualdad despejamos m y derivamos:
∂m/∂b = 1/(2c1 + c2 – 3x). (10) Dado que ci > x, ∂m/∂b > 0.
El valor de m de los camiones que satisfacen (6) en estricta desigualdad no disminuye cuando b crece, pues al crecer b crece la cota superior de
m en (7), y por lo tanto no obliga a que m disminuya.
Demostración P6: Consideramos tres casos: se da (2) en igualdad y (4) en desigualdad estricta; se da (4) en igualdad y (2) en desigualdad estricta; o se dan (2) y (4) en igualdad.
Si sólo se da (2) en igualdad entonces m = (e – f⋅(c1 – c3)/2)/(c1 – x). Dado que ∂ci(d)/∂d = K, ocurre que ∂(f⋅(c1 – c3)/2)/∂d = 0 y por lo tanto ∂(e – f⋅(c1 – c3)/2)/∂d = 0. Entonces ∂m/∂d = -(e – f⋅(c1 – c3)/2)/(c1 – x)2 = -(e – fΔc)/(c1 – x)2. Como e – fΔc ≥ 0 por (3), concluimos que ∂m/∂d = 0.
Si sólo se da (4) en igualdad, podemos despejar m(c1, c2, c4) y luego calcular ∂m/∂d = ∂m/∂c1⋅∂c1/∂d + ∂m/∂c2⋅∂c2/∂d + ∂m/∂c4⋅∂c4/∂d = ∂m/ ∂c1 + ∂m/∂c2 + ∂m/∂c4 =
(11)
El denominador de la primera fracción es positivo porque ci > x. El numerador de la segunda fracción es no negativo por (5). Así, el signo de (11) depende del numerador de la primera fracción. Si (w + γ⋅ t – f) < 0, es decir f es suficientemente alto, entonces ∂m/∂d < 0. Si f es suficiente- mente pequeño, el primer sumando compensará al segundo, así es que (11) > 0. Por lo tanto, con un f pequeño el signo de ∂m/∂d depende de cuál restricción (2) o (4) está activa, lo cual no se sabe a priori.