WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Опубликовано на нашем сайте: 11 декабря 2002 г.

Элетронный адрес для связи: ereshko@ccas.ru РОССИЙСКАЯ АКАДЕМИЯ НАУК ВЫЧИСЛИТЕЛЬНЫЙ ЦЕНТР _ СООБЩЕНИЯ ПО ПРИКЛАДНОЙ МАТЕМАТИКЕ Г.А.АГАСАНДЯН МНОГОСТУПЕНЧАТЫЙ КРИТЕРИЙ VAR НА РЕАЛЬНОМ РЫНКЕ ОПЦИОНОВ ВЫЧИСЛИТЕЛЬНЫЙ ЦЕНТР РАН МОСКВА 2001 УДК 519.685 Ответственный редактор доктор техн. наук Ф.И. Ерешко Развитые в прежних работах автора для теоретического рынка опционов принципы построения оптимального портфеля инвестора со своим взглядом на свойства рынка используются для реального рынка опционов. Предлагаются два способа. Первый из них дает представление оптимального портфеля инвестора на континуальном однопериодном рынке опционов, которое далее применением про цедуры дискретизации преобразуется к виду, пригодному уже для реального рынка. Второй подход дает представление оптимального портфеля инвестора непосредственно на основе дискретных страй ков рынка опционов. В соответствии с ним разрабатывается согла сованная с континуальным критерием VaR процедура, использую щая для построения приближенно оптимального портфеля инвесто ра рыночные цены опционов.

Рецензенты: А.И. Самыловский, Ю.А. Флеров Научное издание Вычислительный центр им. А.А. Дородницына РАН, Для управления финансовыми рисками нужно уметь их изме рять. Методы измерения риска хорошо известны, и без них не обхо дится ни одно серьезное исследование по финансовой математике и финансовой инженерии. В основном это два метода. Один из них связан с измерением риска с помощью дисперсии (стандартного от клонения, или волатильности) доходности. Другой метод измерения риска основан на оценке вероятности получения участником рынка недопустимо малых для него доходов (или ее минимизации, если это возможно).

В последнее время наибольшее распространение начинает приобретать именно второй метод. Его называют критерием допус тимых потерь. В англоязычной литературе используют два терми на – drawdown criteria (см. [1]) и value at risk (VaR). Следуя устояв шейся в нашей специальной литературе практике, будем называть его критерием VaR, оставляя последнее сокращение без перевода.

Однако ни один простой критерий не может дать полной кар тины возможных исходов финансовой операции. Кроме того, необ ходим глубокий анализ предпочтений участника рынка, поскольку от них во многом зависит, принесет ли выгоду конкретному инве стору выработанная именно для него стратегия поведения на рынке.

Настоящая работа затрагивает круг проблем финансового ана лиза, связанных с рисками. Она продолжает тему, начатую в работе автора [2]. В качестве основных результатов последней можно отме тить следующие. Во-первых, показано, что на высокоразвитых рын ках использование стандартного критерия VaR в сочетании с совре менными возможностями финансовой инженерии по синтезу произ водных продуктов чревато нежелательными для инвестора эффек тами. Во-вторых, использование развитого в [2] аппарата контину ального критерия VaR позволяет избавиться от недостатков стан дартного его варианта и наиболее полно отразить предпочтения ин вестора.

Однако конструкция, предложенная в работе [2] и направлен ная на наиболее полное удовлетворение запросов инвестора (трей дера) со своим взглядом на вероятностные свойства рынка и своими рисковыми предпочтениями, носит во многом теоретический харак тер и определяет в основном принципы построения оптимального портфеля инвестора и его доходность. Она оставляет в стороне во просы конкретного построения оптимального портфеля.

Целью настоящей работы служит адаптация развитой в работе [2] методики к реальному рынку. Эта методика не может быть ис пользована в ее изначальном виде непосредственно на реальном рынке опционов, потому что, во-первых, на нем присутствуют лишь опционы для конечного множества страйков (цен исполнения), а во вторых, выигрышными опционами†, как правило, на рынке не тор гуют. И поскольку такие опционы обычно не представлены на рын ке, построить желаемый инструмент только из опционов колл или только из опционов пут не удается.

На основе методики из работы [2] предлагаются два подхода. В первом из них в предположении, что известны распределения веро ятностей цен базового актива как с точки зрения инвестора, так и рынка, сначала дается представление оптимального портфеля инве стора на континуальном по страйкам однопериодном рынке опцио нов, которое далее может быть преобразовано к виду, пригодному для дискретного рынка. Для этого исследуются свойства опционов на однопериодном рынке и приводятся различные представления портфелей в зависимости от платежной функции и свойств рынка.

Первый подход имеет очевидный самостоятельный теоретиче ский интерес. Однако следует признать, что с практической точки зрения и он не лишен недостатков. Дело в том, что вероятностное распределение будущих цен базового актива, как правило, неизвест но, а восстанавливать его по ценам опционов с дискретным множе ством страйков можно лишь приближенно. Поэтому предлагается второй подход, учитывающий это. В соответствии с ним для дис † Напомним, что выигрышными опционами являются (упрощенно говоря) опционы колл с высокими и опционы пут с низкими страйками по сравне нию с текущей ценой базового актива.

кретного по страйкам рынка опционов разрабатывается согласован ная с континуальным критерием VaR процедура, использующая для построения приближенно оптимального портфеля инвестора непо средственно рыночные цены опционов.

1. Оптимальный портфель инвестора на теоретическом рынке опционов Для получения различных представлений портфеля инвестора на однопериодном рынке опционов с континуальным множеством страйков нам потребуются некоторые свойства таких опционов. При этом мы исходим из представления о нейтральности к риску рынка.

1.1. Свойства опционов на однопериодном рынке Рассматривается однопериодный рынок, на котором обраща ются безрисковый актив, рисковый актив (акции) и опционы колл и пут на этот актив. Иногда под однопериодным рынком имеют в виду рынок, на котором исполнение опционов однократно на рассматри ваемом интервале времени, но при этом динамика цен активов и процесс принятия решений о переформировании портфелей непре рывны. Мы же здесь под однопериодным рынком понимаем совсем простую временную конструкцию, охватывающую всего лишь два момента времени – начало и конец периода. Именно на ней мы по пытаемся прояснить особенности взаимоотношений инвестора и рынка.

Опционом колл со страйком E называют инструмент C(E) с платежной функцией c(x;

E) = max(0, x–E), а опционом пут – инст румент P(E) с платежной функцией p(x;

E) = max(0, E–x). В начале периода цена базового актива равна µ0. Цена актива в конце периода является случайной величиной с плотностью вероятности f(x) и функцией распределения F(x), которым соответствует среднее µ. В теоретической конструкции нам будет удобно допускать и отрица тельные значения этой случайной величины (с малой вероятностью).

Безрисковый относительный доход принимается равным r (т.е. без рисковая доходность равна r – 1). Будем считать рынок нейтраль ным к риску, и потому должно быть µ = r µ0.

На таком рынке стоимость в начале периода опциона колл со страйком E определяется равенством C E = max(0, x E) f (x)dx = r (1) 1 = (x E) f (x)dx = 1 F(x) dx, E E r r а опциона пут – P E = max(E x,0) f (x)dx = r (2) 1 E 1 E = (E x) f (x)dx = F(x)dx.

r r (В работе применяется одно и то же обозначение как для самого ин струмента, так и для его цены на начало периода, но различие между ними отмечается использованием полужирного шрифта для инстру мента.) Последние равенства в формулах (1) и (2) справедливы, если функция распределения F(x) при x достаточно быстро стре мится к своим предельным значениям, что мы и будем впредь пред полагать.

Имеет место также соотношение C E P E = max(0, x E) max(0, E x) f (x)dx = r (3) 1 E µ E E = (x E) f (x)dx = = µ0, r r r r r которое можно интерпретировать как теорему паритета пут/колл.

Замечание. Если рынок не нейтрален к риску, проблема цено образования усложняется. Необходимо учитывать рисковые аспекты инструментов. Дело в том, что в реальности стоимость опциона на начало периода не является просто осредненным будущим доходом в конце периода с коррекцией на ставку процента. Рисковые пред почтения инвестора вносят свою лепту в ценообразование опционов, повышая стоимость опционов при их значительных проигрышах.

Однако это не должно влиять на последующие выводы. Для инве стора важны не реальная плотность вероятности цены базового ак тива (оно остается неизвестным), а "наведенная" плотность, которая получается как вторая производная опционов колл (или пут) с кор рекцией на процентную ставку. Именно эта плотность участвует в оценке стоимости инструментов, используемых инвестором. Но сейчас эти вопросы лежат в стороне от наших интересов. Наша цель – предоставить инвестору средство использовать расхождения во взглядах на вероятностные свойства будущей цены актива самого рынка и инвестора.

Дифференцируя (1), (2) и (3), получаем C (E) 1+ F(E),(4) r F(E) P (E),(5) r C (E) P (E),(6) r а также F (E) f (E) C (E) P (E).(7) r r 1.2. Репликация произвольного обобщенного опциона портфелем стандартных опционов колл и пут Здесь и далее мы будем для простоты записи формул прини мать r = 1, т.е. считать безрисковую ставку равной нулю. Если она не равна нулю, то в нижеследующих формулах достаточно перед знаками интегралов ввести необходимый множитель.

Пусть на (теоретическом) рынке торгуются опционы колл и пут для всех страйков из множества всех вещественных чисел R. На ряду с этими опционами будем рассматривать и производные от них инструменты. Так, "первой производной" опциона колл назовем ин струмент C'(E), платежная функция которого c'(x,E) = (x,E), где – характеристическая функция множества {x| x>E}. Этот инструмент можно рассматривать как предел инструмента (C(E+E) – C(E)) / E при E 0. Отметим, что в числителе стоит инструмент, являю щийся коротким вертикальным спредом быка.

Аналогично "первой производной" опциона пут назовем инст румент P'(E), платежная функция которого p'(x,E) = 1 – (x,E), т.е.

равна характеристической функции множества {x| x E}. Этот инст румент также можно рассматривать как предел инструмента (P(E+E) – P(E)) / E при E 0. Здесь также в числителе стоит вертикальный спред, но на этот раз длинный вертикальный спред медведя.

Строго говоря, введение таких инструментов, как "первые про изводные" опционов, оправдано лишь с теоретической точки зрения:

на реальном рынке их точное воспроизведение невозможно. Наи лучшим рыночным приближением к таким инструментам могут служить подходящего объема (элементарные) вертикальные спреды, образованные соседними страйками.

Введем еще в качестве инструментов "вторые производные" опционов колл и пут, платежные функции которых совпадают меж ду собой и равны (x;

E) (дельта-функции относительно E). Эти ин струменты можно рассматривать как пределы инструментов (C'(E+E) – C'(E)) / E и (P'(E+E) – P'(E)) / E при E 0 и обо значать C''(E) и P''(E) соответственно. Их можно рассматривать также (если раскрыть содержание "первых производных") как пре делы при E 0 инструментов (C(E+2E)–2C(E+E)+C(E)) / (E) и (P(E+2E)–2P(E+E)+P(E)) / (E)2 соответственно.

Если g(x) – платежная функция инструмента G, который мы желаем синтезировать из опционов колл, то, как следует из работы [5], представление соответствующего этой функции портфеля оп ционов колл в случае, если g(– ) ограничено, можно задать в виде G = g U g (x)C (x)dx.

Если ограничено g(+ ), то аналогом предыдущего будет слу жить иное представление G = g + U g (x) C (x) + U dx.

Здесь и далее U означает безрисковый актив единичного объе ма. Если g(– ) (или g(+ )) принимает бесконечное значение, первое (или второе) представление теряют смысл. Однако всегда можно подобрать представление, лишенное такого недостатка. А именно, если g() конечно для некоторого R, то имеет место G = g U g (x) C (x) + U dx g (x)C (x)dx. (8) Ниже мы предложим и другие представления, более подходя щие для наших целей и также подобной проблемы не создающие.

Аналогичные представления портфеля с помощью одних лишь опционов пут даются соотношениями G = g U + g (x) U P (x) dx, G = g + U g (x)P (x)dx.

Кроме того, снова задаваясь некоторым R с конечным значением g(), получаем также G = g U g (x)P x dx g (x) P x U dx. (9) Вместо формул (8) и (9), дающих представление портфеля только через коллы или только через путы, можно записать и экви валентное им смешанное представление с одновременным участием и коллов, и путов:

G = g U g x P x dx g x C x dx. (10) Последний вариант представления предпочтительнее тем, что на рынке обычно присутствуют именно путы с низкими страйками и коллы с высокими страйками. Кроме того, стоимость пута и ее про изводная стремятся к нулю на отрицательной бесконечности, а стоимость колла и ее производная – на положительной.

Все предложенные представления портфеля G относятся к пер вому типу представлений, которые выражают портфель в виде инте гралов от "первых производных" опционов. Преобразуя портфель с помощью интегрирования по частям и используя свойства опцио нов, можно получить еще два типа представления на основе только "вторых производных" опционов или только самих опционов.

Во втором типе представлений используются "вторые произ водные" опционов колл и пут:

G = g(x)C (x)dx = g(x)P (x)dx.

Они удобны тем, что требуют минимальных ограничений на пла тежную функцию. При этом также может быть использован вариант смешанного представления, а именно G = g(x)P (x)dx + g(x)C (x)dx.

И, наконец, третий тип представлений G g( )U + C(x)dg (x) g(+ )U + P(x)dg (x) - - справедлив, если g(x) непрерывная и кусочно-дифференцируемая функция, а g(– ) (или g(+ )) ограничено. Эти представления инте ресны тем, что они дают портфель в терминах самих опционов, что удобно для непосредственного задания рыночного портфеля опцио нов.

И для третьего типа рассматриваются варианты смешанного представления портфеля опционов. Если исходить из соотношения (10), но провести интегрирование по частям по-иному, внося под знак дифференциала "первые производные" опционов, то будем иметь представление G = g(x)P (x) g (x)P(x) + P(x)dg (x) + | + g(x)C (x) g (x)C(x) + C(x)dg (x).

| Если теперь учесть поведение опционов на бесконечности, а также предположив, что производная функции g(x) при x ог раничена, то оказывается, что оба проинтегрированных выражения в скобках при бесконечных значениях x обращаются в нуль. Применяя еще свойство (6) опционов, получаем G = g( )U g ( 0)P + g ( + 0)C + (11) + P(x)dg (x) + C(x)dg (x).

Последнее выражение снова дает представление инструмента в терминах самих опционов колл и пут, что может быть непосредст венно использовано на рынке при составлении реплицирующего портфеля.

Если производная функции g в точке непрерывна, то послед нее равенство приобретает более простой вид G = g U g P C + P(x)dg (x) + C(x)dg (x).

Полученную формулу часто имеет смысл рассматривать в ва рианте = µ. Следует, однако, отметить, что хотя в точке µ стоимо сти колла и пута совпадают, т.е. P(µ) = C(µ), сами инструменты раз личаются. Поэтому второе слагаемое в правой части формулы не равно нулю.

Несмотря на кажущуюся необременительность условий, при которых получено последнее выражение, в теоретическом отноше нии для ряда интересных случаев они оказываются невыполнимыми.

Это происходит, когда производная g'(x) в точке x = обращается в бесконечность. В частности, так обстоят дела с двусторонним экс поненциальным распределением, с которым мы уже встречались в примерах 2 и 3 из [2]. В одном варианте построения оптимального портфеля на основе этого распределения вероятностей, рассматри ваемом ниже, последнее представление оказывается непригодным.

Для таких случаев окажется полезным следующее представле ние, учитывающее возможность бесконечности первой производной функции g в точке (при его выводе с помощью интегрирования по частям образуются вспомогательные комбинации инструментов C(x) – C() и P(x) – P()), G = g U g P + g + C + (12) + P x P dg x + C x C dg x.

В этом представлении портфеля снова используются сами оп ционы колл и пут, что делает его удобным при его применении к реальному рынку.

1.3. Примеры построения оптимального портфеля инвестора на континуальном по страйкам рынке Рассмотрим модель рынка и инвестора, в основе которой лежат предположения и конструкции примеров 2 и 3 из работы [2]. В них для инвестора и рынка используются распределения вероятностей цены актива, относящиеся к одному и тому же типу, а именно к час то используемому на финансовых рынках (см., например, [4]) дву стороннему двухпараметрическому экспоненциальному распределе нию Exp(, ) с произвольным параметром и > 0:

x f (x) = exp, x R, (13) при этом распределения вероятностей для инвестора и рынка разли чаются параметрами.

Как следует из изложения приведенной выше теории, в данной работе для нас важны не сами распределения, а цены опционов (колл и пут), как для рынка, так и для инвестора. Но вычисляться эти цены должны именно по этим распределениям.

Снова для упрощения записи математические ожидания обоих распределений принимаются равными нулю ( = 0), что никак не влияет на содержательность результатов, так как имеет значение лишь взаимное расположение распределений на оси цен.

Стоимость опциона колл для распределения с плотностью (13), где = 0, составляет exp E E E C(E;

0, ) = +.

Будем считать, что рынку отвечает распределение Exp(,1), а инвестору – Exp(0, ). Зададимся однопараметрической функцией критических доходов Bcr ( ;

b) b, 0, заданной для всех [0,1]. Эта функция не допускает получения отрицательных доходов и является упрощенной версией функции критических доходов инвестора, рассмотренной в примере 3 из [1].

Кроме того, перед инвестором задача максимизации среднего дохода не стоит, т.е. всю сумму инвестиции он направляет на вы полнение ограничений, и, значит, должно выполняться равенство (см. [1]) 1 A = Bcr ( ;

b) d ( ) = b d ( ), 0 поэтому b = A d ( ). (14) Сначала рассмотрим случай < 1, т.е. инвестор полагает, что рынок более волатильный, чем считает большинство его участников.

В соответствии с процедурой Неймана-Пирсона получаем се мейство множеств c Z(c) = x ln, (15) x 1 с помощью которого для каждого [0,1] из условия = Pt{Z(c)} (вероятность инвестора) находим критическое множество X ( ) = x x ln, т.е. параметр связан с граничными ценами x и –x этого множества соотношением x x = exp. (16) Проинтегрировав рыночную плотность fm(x) по множеству X( ), получаем его рыночную вероятность + 1 u ( ) = 2 exp du =, [0,1].

ln 2 Далее, интегрирование в равенстве (14) дает + b = A, и с учетом (16) мы приходим к формуле + g(x) = Bcr x = A exp x.

Из платежных функций известных простых опционных комби наций эту функция в наибольшей степени напоминает платежная функция баттерфляя. Напомним, что в финансовой литературе баттерфляем называют симметричную по страйкам комбинацию длинного стрэнгла и короткого стрэддла (см., например, [1,5]). Ана логичную комбинацию с коротким стрэнглом и длинным стрэддлом называют сэндвичем (или обратным баттерфляем).

Фактически, баттерфляй с подходящим сочетанием страйков и объема позиции можно рассматривать как первое приближение к искомой платежной функции g(x) оптимального портфеля. В дейст вительности баттерфляю соответствует кусочно-линейная платеж ная функция, состоящая из двух отрезков и двух бесконечных лучей.

Но такой инструмент лишь приближенно отражает интересы инве стора.

Для нашей задачи, конечно, одного баттерфляя недостаточно.

Какую именно комбинацию опционов следует использовать нашему инвестору, зависит от конкретного вида функции g(x). Заметим, что функция g(x) непрерывна, но имеет излом в нуле, при этом (вводит ся обозначение = / ) g 0 A 1 +, g ± 0 A 1 +.

Поэтому здесь работает представление (11) с = 0:

G = g(0)U g 0 P 0 + C 0 + A 2 1 + P x exp x dx + C x exp x dx.

Подставляя значение платежной функции и абсолютное значе ние ее производных в нуле, получаем G = A 1 + [ U P 0 + C 0 + + 2 P x exp x dx + C x exp x dx.

Это и есть представление оптимального портфеля инвестора при < 1 в виде континуальной комбинации опционов.

Если > 1, то формулы видоизменяются. В этом случае проце дура Неймана-Пирсона дает семейство множеств по c, с точностью до граничных точек дополнительных к (15):

c Z(c) = x ln.

x 1 Для каждого [0,1] из условия = Pt{Z(c)} мы получаем, что X ( ) = x x ln 1, [0,1], т.е. параметр связан с граничными ценами x и –x этого множества соотношением x x =1 exp. (17) Проинтегрировав рыночную плотность fm(x) по множеству X( ), получаем его рыночную вероятность ln 1 1 u ( ) = 2 exp du =1 (1 ), [0,1].

2 Далее, интегрирование в равенстве (14) дает для параметра b функ ции Bcr( ;

b) выражение + + b = A, (18) + 1 + где µ = xµ 1e xdx – гамма-функция, µ > 0. Поэтому с учетом (17) мы приходим к выражению для платежной функции + + 1 exp x g(x) = Bcr x = A.

+ 1 + 1 Функция g(x) снова непрерывна и g(0) = 0, но ее производная в нуле зависит от значения параметра, а именно 0, 1, g 0 = b, =1,, 1, здесь и ниже до конца раздела b определяется по формуле (18).

Если > 1, то платежная функция в нуле имеет непрерывную и равную нулю производную, каждая ее ветвь в окрестности нуля вы пукла, а затем после точки перегиба и до бесконечности – вогнута.

Такая функция больше напоминает платежную функцию комбина ции двух стрэнглов, одного длинного и одного короткого. При этом страйки обоих стрэнглов расположены симметрично относительно нуля, а страйки длинного стрэнгла ближе к нулю, чем страйки ко роткого. Эти платежные функции свойственны более расположен ным к риску инвесторам.

Если = 1, функция g(x) имеет излом в нуле, и в этом случае она в большей степени напоминает платежную функцию сэндвича в сочетании с длинным безрисковым активом.

Однако и при > 1, и при = 1 упомянутые инструменты даже с наилучшим образом подобранными страйками и объемом позиции можно рассматривать лишь как первое приближение к искомой пла тежной функции g(x) оптимального портфеля. Их явно недостаточ но, чтобы точно отразить интересы нашего инвестора, которые мы условились описывать функцией Bcr( ;

b).

Следуя рекомендациям развиваемой теории, можно воспользо ваться представлениями оптимального портфеля, приведенными выше. В обоих случаях можно снова применить представление (11).

Имеем G = g(0)U g 0 P 0 + C 0 + b P x s x dx + C x s x dx, где для всех x 1 x exp x exp x s x = exp.

Теперь в соответствии со значениями параметра подставим в это представление портфеля конкретный вид функции g(x). При > 1 в этом представлении все неинтегральные слагаемые обраща ются в ноль, и оно приобретает вид G = b P x s x dx + C x s x dx, а при = 1 – G = b P 0 + C 0 + b P x s x dx + C x s x dx.

В последнем случае < 1 функция g(x) имеет особенность типа "острие" и она походит на платежную функцию безрискового актива с выколотой нулевой ценой актива. В работе [2] отмечалось, что значение < 1 соответствует нерасположенному к риску инвестору, поэтому такой вид платежной функции не должен вызывать удивле ния.

В этом случае производная функции g(x) в нуле бесконечна и представление (11) теряет смысл. Поэтому вместо него следует ис пользовать представление (12) и учесть, что g(0) = g'(– ) = g'(+ ) = 0. Имеем G = b P x P 0 s x dx + C x C 0 s x dx.

Эта формула дает представление оптимального портфеля инве стора в случае < 1 и < 1 в виде континуальной смешанной ком бинации опционов колл и пут.

Предложенный подход к построению оптимального портфеля тем не менее носит во многом теоретический характер, хотя мы и пытались отразить в наших представлениях портфеля рыночные реалии. При его использовании мы получаем континуальные комби нации опционов. Для решения проблемы континуума на практике достаточно будет интегралы заменить интегральными суммами, и в нашей задаче точками деления вещественной прямой надо будет выбрать именно рыночные страйки. Однако проблемы остаются. И связаны они с отсутствием полной и достоверной информации о ры ночном распределении вероятностей будущей цены базового актива.

К решению подобных проблем мы и переходим.

2. Приближенно оптимальный портфель инвестора на реальном рынке опционов Общая схема построения портфеля, предложенная в предыду щем разделе, была ориентирована на использование вероятностных распределений как инвестора, так и рынка. И если свое распределе ние инвестор вправе задавать как угодно, то рынок все свои пред ставления о распределении вероятностей будущих цен базового ак тива отражает исключительно в ценах опционов. На выбранном пу ти нам пришлось бы рыночные распределения вероятности восста навливать по ценам опционов.

Поэтому мы предложим сейчас модификацию метода построе ния оптимального портфеля инвестора непосредственно на основе цен опционов с реальными рыночными страйками. Поскольку вос становление распределения вероятностей по ним, как и все в стати стике, производится с погрешностями, этот метод носит прибли женный характер.

2.1. Дискретный по страйкам рынок опционов Рассмотрим рынок опционов, на котором действуют естест венные ограничители, и потому на нем присутствуют опционы лишь для конечного множества страйков. Эти страйки пронумерованы в возрастающем порядке и отстоят друг от друга на величину h. Вве дем необходимые обозначения. Рассматривается множество n страй ков Ei, i I', и для определенности положим I' = {1,2,…,n}. Иногда, и так будет в приводимом ниже примере, удобнее вводить иную нуме рацию множества страйков. Наряду с множеством I' будем рассмат ривать и подмножество его "внутренних" точек I = {2,3,…,n–1}, а также множество I° = {1,2,…,n–2} с тем же, как у множества I, коли чеством элементов. Множество I° применяется далее при установле нии определенного порядка во множестве I.

Сначала предположим, что на рынке присутствуют все указан ные страйки как для опционов колл, так и для опционов пут. В даль нейшем мы сделаем более реалистичные предположения. Для удоб ства опционы колл и пут со страйком Ei будем обозначать C(i) и P(i) соответственно, а их цены – C(i) и P(i). Индексами m и t будем по мечать все введенные рыночные характеристики с точки зрения са мого рынка и инвестора соответственно.

В дискретном случае наряду с плотностями вероятности f(x) будем рассматривать их оценки. В связи со свойством (7) эти оценки естественно задавать в виде вторых разностей либо цен опционов колл, либо цен опционов пут. Поэтому они задаются для всех рас сматриваемых точек Ei за исключением двух крайних, соответст вующих значениям i = 1, n, поскольку для них вторая разность не определена. Оценку плотности вероятности в точке Ei обозначим ~(i). Итак, либо f ~(i) = 1 C(i), i I, f (19) h либо ~(i) = 1 2P(i), i I, f (20) h где 2H (i) = H (i +1) 2H (i) + H (i 1). (21) В теоретической конструкции оба выражения (19) и (20) долж ны давать один и тот же результат, на реальном рынке эти характе ристики могут различаться, хотя и незначительно.

Основное свойство плотности вероятности гласит, что инте грал от нее по всей вещественной прямой равен 1. Этому свойству должно отвечать аналогичное свойство для оценки плотности веро ятности (19) или (20). А именно, суммирование (19) по всем i I с предварительным умножением на h (элемент вероятности равен произведению плотности вероятности на длину интервала) дает ~(i) h = f C(i 1) 2C(i) + C(i + 1) = i I i I h (22) = C(0) C(1) C(n) + C(n + 1) C (n +1) C (0) 1.

h В последнем равенстве используется свойство (4), а также не значительность вероятности превышения ценой базового актива по абсолютной величине уровня крайних страйков.

Аналогичное соотношение имеет место и для представления (20) (при этом используется свойство (5)):

~(i) h = f P(i 1) 2P(i) + P(i +1) = i I i I h (23) = P(0) P(1) P(n) + P(n + 1) P (n +1) P (0) 1.

h Из свойства (6) для производных цен опционов колл и пут по страйку следует, что для всех i I C(i + 1) C(i) + h P(i + 1) P(i).

Поэтому, а также в силу того, что вторая разность является первой разностью двух соседних первых разностей, мы получим, заменяя одну из первых разностей для колла разностью для пута и наоборот, еще два возможных представления оценки плотности ве роятности, а именно, для всех i I ~(i) = 1 + 1) C(i) P(i 1) h f C(i P(i) (24) h и ~(i) = 1 +1) P(i) C(i 1) + h.

f P(i C(i) (25) h Рассмотрим и вариант смешанного представления, который важен для реального рынка. Разделим множество всех страйков на две группы страйком с индексом a – Ea. Лишь для этого страйка при образовании второй разности используем и опцион колл, и опцион пут, причем по формуле (24). При i > a используем только коллы, при i < a – только путы. Этот пороговый индекс a обычно распола гается примерно в середине множества I.

Тогда вместо формул (22) и (23) будем иметь ~(i) h = f P(i 1) 2P(i) + P(i + 1) + i I i a h + C(i 1) C(i) + C(i +1) + i a h + C(a +1) C(a) P(a) + P(a 1) + h = h = P(0) P(1) P(a 1) + P(a) + (26) h + C(a) C(a + 1) C(n) + C(n +1) + + C(a +1) C(a) P(a) + P(a 1) + h = h = P(0) P(1) C(n) + C(n +1) + h h C (n +1) P (0) + 1 1.

Таким образом, теоретически, не имеет значения, какую из вторых разностей мы используем. Получающиеся оценки эквива лентны. Однако иное дело – реальный рынок. Реальные цены оп ционов могут не удовлетворять основным свойствам вероятностных распределений. Определяющими здесь могут быть три фактора. Во первых, это просто игра случая;

во-вторых, сказываются более сложные взаимоотношения риска с доходностью инструментов;

в третьих, процентная ставка не равна нулю.

Проще всего было бы предположить, что нарушение соотно шений (22), (23) или (26) обусловлено действием третьего фактора.

Тогда можно было бы ввести в модель при определении цен опцио нов корректирующий множитель с тем, чтобы упомянутые соотно шения выполнялись. К сожалению, реальность сложнее. Однако все эти вопросы остаются за рамками данного исследования.

Итак, мы будем принимать, что приближенное равенство еди нице суммы оценок вероятностей по всем страйкам, какие бы вари анты вторых разностей для этого ни использовались, имеет место, т.е. соотношения (22), (23) или (26) выполняются.

2.2. Алгоритм построения приближенно оптимального портфеля инвестора на реальном рынке На реальном рынке при необходимости можно воспользовать ся любой из четырех предложенных оценок плотности вероятности цены актива в зависимости от цели инвестирования.

Допустим, что мы получили рыночную оценку плотности ве ~ роятности fm (i), i I. Инвестор, имея свое представление о плот ности вероятности ft(x), x R, может найти теоретические цены оп ционов колл и пут по формулам (1) и (2) и затем преобразовать их в ~ оценки ft (i) по любой из формул (19), (20), (24), (25). Поскольку в основе такого преобразования при любом варианте расчета второй разности используется одна и та же плотность вероятности ft(x), ре зультат получается один и тот же.

Далее в соответствии с алгоритмом из [2] и критерием Нейма на-Пирсона [3] образуем отношение правдоподобия ~ fm (i) ~ L(i) =, i I, (27) ~ ft (i) и упорядочиваем все страйки из множества I по убыванию этого от ношения. Обозначим через взаимооднозначное отображение мно жества I на множество I° = {1,2,…, n–2}, отвечающее устанавливае мому отношением (27) порядку во множестве I, т.е.

~ ~ L (k) L (l), если k l. (28) (Если отношение правдоподобия в двух точках совпадает, то выбор порядка в перестановке для этих точек произволен.) Обратное к (i), i I°, отображение обозначим. Оно взаимооднозначно отображает I° на I, и для него тождественно по i I выполняется ( (i)) = i.

Теперь нам предстоит строить портфель опционов, наилучшим образом отражающим интересы инвестора. Инвестора, как и в [2], будем характеризовать функцией B( ) из континуальной модели VaR, что означает намерение инвестора обеспечить выполнение не равенств Pt{B B( )} 1, 0,1, (29) при этом предпочтение отдается меньшим значениям, т.е. удовле творять эти неравенства нужно, начиная с = 0 и продвигаясь в сто рону больших значений по возможности вплоть = 1.

При построении портфеля в качестве "строительных блоков" будем использовать инструменты, которые соответствуют способам получения оценок плотности вероятности из стоимостей опционов (см. формулы (19), (20), (24), (25)). Эти инструменты можно назы вать "вторыми разностями" опционов в точках, соответствующих страйкам, и обозначать G(i).

В качестве иллюстрации воспользуемся представлениями (19) и (24). Так, страйку Ei, i I, в соответствии с формулой (19) сопос тавим инструмент, состоящий из двух длинных опционов колл со страйками Ei–1 и Ei+1 и двух коротких опционов колл со страйком Ei, а в соответствии с формулой (24) – из одного длинного опционов пут и одного длинного опциона колл со страйками Ei–1 и Ei+1 соответст венно, двух коротких опционов колл и пут со страйком Ei и одного длинного безрискового актива в количестве h.

Оба эти инструмента фактически определяются одной и той же платежной функцией и являются баттерфляем – комбинацией длинного стрэнгла и короткого стрэддла. Поскольку в нашей задаче каждый такой инструмент G(i) означает комбинацию опционов с тремя соседними страйками, его будем называть элементарным баттерфляем.

Если суммировать инструменты G(i) с некоторыми весовыми множителями, можно получать самые разнообразные инструменты.

Под инструментом G(Y), где Y – произвольное подмножество I, по нимается портфель из инструментов G(i), соответствующих страй кам Ei, i Y, каждый в единственном числе. Очевидно, он является дискретным аналогом инструмента "индикатор множества".

В соответствии с (27) и (28) построим систему подмножеств Xk множества I по правилу X = (1), (2),..., (k), k I.

k Рассмотрим возрастающую последовательность критических доходов Bk, k I°, которая получается из возрастающей функции B( ) по следующему правилу. Сопоставим каждому страйку Ei "ве ~ роятность" инвестора h ft (i). Тогда множеству Xk будет отвечать "вероятность" инвестора k ~ ~ k = Pt X = h ft (i), k I. (30) k i Положим теперь Bk = B k, k I, (31) и рассмотрим инструмент G = B1G X + B2 B1 G X1 +... + Bn-2 Bn-3 G X 0 n- (сумма инструментов определяется как инструмент, отвечающий сумме платежных функций складываемых инструментов).

Перепишем равенство, по-иному группируя слагаемые:

G = B1G (1) + B2G (2) +... + Bn 2G (n 2). (32) Таким образом, мы получаем, что предпочтениям инвестора отвечает взвешенная сумма инструментов G(i), причем именно весо вые коэффициенты характеризуют его предпочтения. Как и в [2], можно сказать, что чем более круто растет функция B( ) в окрестно сти = 1 (или последовательность Bk вблизи k = n–2), тем меньше проявляет инвестор нерасположенность к риску, и наоборот.

Если B1 является отрицательной величиной, то это значит, что инвестор использует короткие позиции по инструментам, соответст вующим реализациям цены актива с относительно небольшими с его точки зрения вероятностями, с тем чтобы вырученные от этого сред ства направлять на приобретение инструментов, соответствующих реализациям цены актива с относительно большими вероятностями, что также говорит о его большей расположенности к риску.

Если раскрыть содержание "строительных блоков" в (32), то можно получить выражение инструмента G непосредственно через опционы колл или пут. Так, например, используя (19) и (21), форму лу (32) преобразуем к виду G = B1 C (1) 1 2C (1) + C (1) +1 + + B2 C (2) 1 2C (2) + C (2) +1 + (33) + Bn 2 C (n 2) 1 2C (n 2) + C (n 2) +1.

Перепишем полученную формулу, группируя слагаемые, соот ветствующие одному и тому же страйку. Кроме того, воспользуемся обратным к отображением. В результате равенство (33) приоб ретает вид G = B (2) C 1 + B (3) 2B (2) C 2 + n + B (i 1) 2 B (i) + B (i +1) C i + (34) i + B (n 2) 2B (n 1) C n 1 + B (n 1) C n.

Это представление портфеля инвестора можно считать оконча тельным. В общем случае "оптимальный" инструмент инвестора оказывается комбинацией всех имеющихся на рынке опционов колл (или пут). При этом в короткой позиции оказываются опционы со страйками, доставляющими наименьшие значения отношению прав доподобия (27).

Точно так же мы можем получить аналогичную формулу, дающую представление инструмента G в терминах путов. Она полу чается простой заменой в (34) обозначения C опциона колл обозна чением опциона пут P, т.е.

G = B (2) P 1 + B (3) 2B (2) P 2 + n + B (i 1) 2 B (i) + B (i +1) P i + i + B (n 2) 2B (n 1) P n 1 + B (n 1) P n.

Теоретически, этот инструмент должен иметь ту же стоимость, что и инструмент (34). Но на реальном рынке это не обязательно так.

Применяя представления инструмента G с помощью различных смешанных вторых разностей, можно получить и другие формулы с одновременным участием и коллов, и путов. Такое построение мы проделаем несколько ниже лишь для одного частного случая, в зна чительной мере соответствующего картине реального рынка.

В случае простой структуры системы множеств Xk, например, когда для каждого k множество Xk получается из Xk–1 присоединени ем одного из соседних к множеству Xk–1 страйка, этой формуле мож но было бы придать более наглядный вид. Однако в каждом кон кретном случае такое представление лучше получать непосредст венно по предложенной схеме.

Переходим к рассмотрению случая, представляющего интерес при практической реализации методики, когда множество всех страйков разделено на две группы страйком с индексом a – Ea. При этом лишь для этого страйка на рынке присутствует и опцион колл, и опцион пут. Для остальных страйков – опцион лишь одного типа.

При i > a есть только коллы, при i < a – только путы.

В рассматриваемом случае при образовании "вторых разно стей" у инвестора выбора нет. При i > a эти инструменты строятся исключительно из коллов в соответствии с (19), при i < a – из путов (равенство (20)), а при i = a – из тех и других по формуле (24), что означает использование при i = a наряду с коллами и путами также безрискового актива в объеме h.

Поэтому "оптимальный" портфель инвестора принимает вид G = B (2) P 1 + B (3) 2B (2) P 2 + a + B (i 1) 2 B (i) + B (i +1) P i + i + B (a 1) B (a) P a + hB (a) + (35) + B (a +1) B (a) C a + n + B (i 1) 2 B (i) + B (i +1) C i + i a+ + B (n 2) 2B (n 1) C n 1 + B (n 1) C n.

Рыночная стоимость этого инструмента наименьшая при вы полнении ограничений (29). Эта стоимость получается, если все входящие в сумму инструменты оцениваются по рынку, т.е. если все вхождения P(i) и C(i) в последней формуле заменить Pm(i) и Cm(i) соответственно. В результате мы получим рыночную стоимость Gm единичного инструмента G, и чтобы инвестировать в этот инстру мент сумму A, необходимо приобрести A/Gm таких инструментов.

Если же в качестве стоимости слагаемых инструментов вста вить в формулу оценки инвестора Pt(i) и Ct(i), то мы получим пред полагаемый доход Gt инвестора от вложения в инструмент G с точки зрения самого инвестора и общий его доход от вложения суммы A в этот инструмент равный AGt/Gm.

2.3. Иллюстрация построения приближенно оптимального портфеля инвестора Рассмотрим модель рынка и инвестора, в основе которой лежат предположения и конструкции примеров 2 и 3 из работы [2]. В них для инвестора и рынка используются распределения вероятностей цены актива, относящиеся к одному и тому же типу, а именно к час то используемому на финансовых рынках (см., например, [4]) дву стороннему двухпараметрическому экспоненциальному распределе нию Exp(, ) с произвольным параметром и > 0:

x f (x) = exp, x R, (36) при этом распределения вероятностей для инвестора и рынка будут различаться параметрами.

Как следует из изложения приведенной выше теории, в данной работе для нас важны не сами распределения, а цены опционов (колл и пут), как для рынка, так и для инвестора. Но вычисляться эти цены должны именно по этим распределениям.

Снова для упрощения записи математические ожидания обоих распределений принимаются равными нулю ( = 0), что никак не влияет на содержательность результатов, так как имеет значение лишь взаимное расположение распределений на оси цен.

Стоимость опциона колл для распределения с плотностью (36), где = 0, составляет exp E E E C(E;

0, ) = +. (37) Предположим теперь (как и в [2]), что рынку отвечает распре деление Exp(0,1), а инвестору – Exp(0, ), причем < 1.

Будем предполагать, что на рынке присутствуют опционы для нечетного числа страйков n = 2m + 1, из них один страйк располо жен в нуле, m страйков лежат левее нуля, отстоя друг от друга (на чиная с нуля) на h, и m страйков – симметрично правее нуля. В на шем примере в силу симметрии в качестве исходного множества ин дексов страйков удобнее принять I' = {–m,…,–1,0,1,…,m}. Тогда множество "внутренних" индексов I = {–m+1,…,–1,0,1,…,m–1}, а множество I° = {1,2,…,2m–1}. Страйку, который разделяет рыноч ные коллы и путы и являющийся единственным, с которым на рынке торгуются и те, и другие, естественно приписать индекс a = 0.

Тогда в соответствии с (37) для всех i I' и i Cm i = Pm i = exp ih, ih Ct i = Pt i = exp.

Хотя рассматриваемые распределения вероятностей являются хорошей аппроксимацией реально наблюдаемых на рынке распреде лений, трудно ожидать, что рыночные цены опционов будут столь строго отвечать данному симметричному распределению. Однако для нас пример интересен как иллюстративный.

В соответствии с процедурой построения "оптимального" портфеля инвестора составим вторые разности цен опциона для рынка и инвестора и с их помощью отношение правдоподобия, а затем упорядочим эти отношения для разных страйков по убыва нию. Так мы получим способ определения последовательности вло женных друг в друга множеств Xk, на дополнении к которым следует проверять ограничения критерия VaR.

Несложные выкладки позволяют получить из (19), (20), (21) равенства ~ fm i = exp h i exp h + exp h 2, i I \ 0, 2h а из (24) – 1 ~ fm 0 = 1 exp h.

h h Аналогично для оценок плотности вероятности инвестора имеем h i ~ exp h exp h 2, i I \ (38) ft i = exp + 0, 2h2 и ~ 1 h ft 0 = exp. (39) h h2 Следующим шагом определения "оптимального" портфеля ин вестора будет упорядочение всех "внутренних" страйков i I по убыванию отношения правдоподобия. Применяя отношение правдо подобия (27) к рассматриваемому примеру, видим, что два наи больших (совпадающих между собой) значения это отношение при нимает при i = (m–1), следующие по убыванию два значения (они также совпадают между собой) оно принимает при i = (m–2) и т.д., наименьшее – при i = 0.

Составим упорядоченный набор, который будет означать ре зультат применения отображения к набору I°:

1,2,,2m 1 = m + 1, m 1, m + 2, m 2,, 1,1,0. (40) По нему очевидным образом восстанавливается обратное ото бражение :

m +1,, 1,0,1,, m 1 = (41) = 1,3,, 2m 3,2m 1, 2m 2,,4,2.

В силу равенства отношения правдоподобия в симметричных относительно нуля точках отображение может быть выбрано не единственным способом. Для определенности здесь принимается, что при равенстве отношения правдоподобия в двух точках отрица тельному страйку приписывается меньший номер в наборе I°.

Теперь определяется система множеств X = (1), (2),..., (k), k I, k т.е. для каждого k I° в качестве множества Xk принимается сово купность первых k элементов набора в правой части (40).

Далее по оценкам плотности вероятности инвестора определя ются коэффициенты Bk. Но для этого сначала необходимо задаться функцией критических доходов B( ). Ее можно взять, например, в виде B = 1 + A, =, > 0. (42) С функцией B( ) такого типа мы имели дело в примере 3 рабо ты [2]. Данный конкретный вид она приобретает в том случае, когда все ресурсы инвестора идут на выполнение неравенств (29), и на максимизацию среднего дохода инвестиционных возможностей у него не остается, а также b2 = 0. Используя формулы (38) и (39) оце нок плотности вероятности инвестора для разных страйков, по фор муле (30) определяем "вероятности" k. Имеем h m 1 h h ~ 1 = h ft m + 1 = exp exp + exp 2, 2h h m 1 h h ~ 2 = 1 + h ft m 1 = exp exp + exp 2, h …, ~ 2 j 1 = 2 j 2 + h ft m + j = h m j h h = 2 j 2 + exp exp + exp 2, 2h ~ 2 j = 2 j 1 + h ft m j = h m j h h = 2 j 2 + exp exp + exp 2, h j = 2,3,..., m 1, …, h ~ 2m 1 = 2m 2 + h ft 0 = 2m 2 + 1 1 exp.

h Применяя равенства (31) и (42), получаем последовательно ве совые коэффициенты портфеля инвестора Bk Bk = B k = 1+ A, k I.

k Нам остается воспользоваться представлением портфеля (35), а также отображением (41). В результате мы получаем окончатель но представление "оптимального" портфеля инвестора в виде G = B1P m + B3 2B1 P m + 1 + + B2m+2i 3 2 B2m+2i 1 + B2m+2i+1 P i + i m+ + B2m 3 B2m 1 P 0 + hB2m 1 + B2m 2 B2m 1 C 0 + (43) + B2m 1 2B2m 2 + B2m 4 C 1 + m + B2m 2i+2 2 B2m 2i + B2m 2i 2 C i + i + B2 2B4 C m 1 + B2C m 1.

Приведение полной формулы ввиду ее громоздкости здесь не целесообразно. Фактически, мы построили алгоритм нахождения весовых коэффициентов "оптимального" портфеля, сформировав его последовательными шагами. Последующее использование вычисли тельной техники превращает интересующую инвестора проблему в разряд технической.

Стоит отметить следующее свойство полученного портфеля.

Несмотря на то, что плотности вероятности инвестора и рынка для цены базового актива симметричны относительно нуля, "оптималь ный" инструмент такой симметрией уже не обладает. Действитель но, коэффициенты при путах и коллах с симметричными относи тельно нуля страйками не совпадают между собой.

Однако определенная симметрия все же сохраняется. Дело в том, что неоднозначность построения последовательности системы множеств {Xk, k I°} такова, что для каждой такой системы найдется другая, получающаяся из первой зеркальным отражением относи тельно нуля. Соответственно "оптимальным" в нашем примере бу дет не только портфель (43), но и портфель, получающийся из него зеркальным отражением относительно нуля всех его весовых коэф фициентов.

В заключение укажем, какие необходимо провести изменения в предложенной процедуре, если вероятностные представления о рынке самого рынка и инвестора меняются местами. Этот случай можно смоделировать, если приписать рынку и инвестору, напри мер, те же, что и ранее, распределения Exp(0,1) и Exp(0, ) соответст венно, только на этот раз положить > 1. Все формулы оценки плотностей вероятности для рынка и инвестора сохраняют силу.

Равно как и формула, выражающая отношение правдоподобия этих оценок. Однако теперь отношения правдоподобия для разных "внут ренних" страйков в силу > 1 имеют обратный по сравнению с прежним порядок, а именно 1,2,,2m 1 = 0,1, 1,,m 2, m + 2, m 1, m + 1.

В этом отображении мы выбираем в точности обратный поря док к представленному формулой (40), хотя здесь вновь можно было бы воспользоваться произволом, проистекающим из равенства от ношения правдоподобия в симметричных относительно нуля точках.

Соответственно трансформируется и обратное к отображение :

m + 1,, 1,0,1,, m 1 = = 2m 1, 2m 3,,5,3,1, 2,4 2m 4, 2m 2.

Последовательность "вероятностей" инвестора k, k I°, вновь опре деляется с помощью формул (38) и (39), но на этот раз суммирова ние вероятностей начинается от центра распределения к краям, как того требует отображение. Выписывание необходимой для ее вы числения рекуррентной процедуры, аналогичной случаю < 1, мы опускаем. Далее, как и прежде, проводится вычисление весовых ко эффициентов Bk, k I°, для новой последовательности k. Таким об разом, построение портфеля завершается.

Литература 1. Маршалл Дж. Ф., Бансал В. К. Финансовая инженерия. М.:

ИНФРА-М, 784 с.

2. Агасандян Г.А. Финансовая инженерия и критерий допус тимых потерь (VaR). М.: ВЦ РАН, 2001. 34 с.

3. Крамер Г. Математические методы статистики. М.: Наука, 1975.

4. Рей К.И. Рынок облигаций. Торговля и управление рисками.

М.: Дело, 1999. 600 с.

5. Агасандян Г.А. Обобщенные опционы. М.: ВЦ РАН, 2000.

20 с.

Оглавление 1. ОПТИМАЛЬНЫЙ ПОРТФЕЛЬ ИНВЕСТОРА НА ТЕОРЕТИЧЕСКОМ РЫНКЕ ОПЦИОНОВ 1.1. СВОЙСТВА ОПЦИОНОВ НА ОДНОПЕРИОДНОМ РЫНКЕ 1.2. РЕПЛИКАЦИЯ ПРОИЗВОЛЬНОГО ОБОБЩЕННОГО ОПЦИОНА ПОРТФЕЛЕМ СТАНДАРТНЫХ ОПЦИОНОВ КОЛЛ И ПУТ 1.3. ПРИМЕРЫ ПОСТРОЕНИЯ ОПТИМАЛЬНОГО ПОРТФЕЛЯ ИНВЕСТОРА НА КОНТИНУАЛЬНОМ ПО СТРАЙКАМ РЫНКЕ 2. ПРИБЛИЖЕННО ОПТИМАЛЬНЫЙ ПОРТФЕЛЬ ИНВЕСТОРА НА РЕАЛЬНОМ РЫНКЕ ОПЦИОНОВ 2.1. ДИСКРЕТНЫЙ ПО СТРАЙКАМ РЫНОК ОПЦИОНОВ 2.2. АЛГОРИТМ ПОСТРОЕНИЯ ПРИБЛИЖЕННО ОПТИМАЛЬНОГО ПОРТФЕЛЯ ИНВЕСТОРА НА РЕАЛЬНОМ РЫНКЕ 2.3. ИЛЛЮСТРАЦИЯ ПОСТРОЕНИЯ ПРИБЛИЖЕННО ОПТИМАЛЬНОГО ПОРТФЕЛЯ ИНВЕСТОРА ЛИТЕРАТУРА




© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.