WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 || 3 |

«Опубликовано на нашем сайте: 19 февраля 2003 г. ...»

-- [ Страница 2 ] --

Таблица 3. Наименова Критерий разбиения по подмножествам ние Вi1 Вi2 Вi3 Вi4 Вi показателя Х1 x1

Таблица 3. Наименован Текуще ие е показателя значени е Х1 х …… Хi хi …… ХN хN Этап 7 (Классификация уровня показателей). Проведем классификацию текущих значений х по критерию таблицы 3.3. Результатом проведенной классификации является таблица 3.5:

Таблица 3. Наименова Результат классификации по подмножествам ние Вi1 Вi2 Вi3 Вi4 Вi показателя Х 11 12 13 14 … … ……… … Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Хi i1 i2 i3 i4 i … … ……… … ХN N1 N2 N3 N4 N где ij=1, если bi(j-1)< xi

Этап 8 (Оценка степени риска). Теперь выполним формальные арифметические действия по оценке степени риска банкротства g:

5 N g ij,(3.12) g j ri j 1 i где g 0.9 0.2(j 1),(3.13) j ij определяется по таблице 4, а ri – по формуле (3.10) или (3.11).

Существо формул (3.12) и (3.13) состоит в следующем. Первоначально мы оцениваем веса того или иного подмножества из B в оценке состояния предприятия Е и в оценке степени риска G (внутреннее суммирование в (3.12)). Эти веса в последующем участвуют во внешнем суммировании для определения среднего значения показателя g, где gj есть не что иное как средняя оценка g из соответствующего диапазона таблицы 3. этапа 4 метода.

Этап 9 (Лингвистическое распознавание). Классифицируем полученное значение степени риска на базе данных таблицы 3.2. Тем самым наш вывод о степени риска предприятия приобретает лингвистическую форму.

Изложение метода завершено. Рассмотрим простейший пример.

3.2.2. Расчетный пример анализа риска банкротства Постановка задачи. Требуется проанализировать степень риска банкротства предприятия «АВ» по завершении работы в III и IV кварталах 1998 года. В качестве примера была выбрана реальная отчетность одного из предприятий Санкт-Петербурга.

Решение (номера пунктов соответствуют номерам этапов метода).

1. Определяем множества E, G и B, как это сделано на этапе 1 метода.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 2. Для анализа строим систему Х из 6 показателей:

• Х1 - коэффициент автономии (отношение собственного капитала к валюте баланса), • Х2 - коэффициент обеспеченности оборотных активов собственными средствами (отношение чистого оборотного капитала к оборотным активам), • Х3 - коэффициент промежуточной ликвидности (отношение суммы денежных средств и дебиторской задолженности к краткосрочным пассивам), • Х4 - коэффициент абсолютной ликвидности (отношение суммы денежных средств к краткосрочным пассивам), • Х5 - оборачиваемость всех активов в годовом исчислении (отношение выручки от реализации к средней за период стоимости активов), • Х6 - рентабельность всего капитала (отношение чистой прибыли к средней за период стоимости активов).

3. Принимаем, что все показатели являются равнозначными для анализа (ri= 1/6).

4. Степень риска классифицируется по правилу таблицы 3.2 этапа 4 метода.

5. Выбранные показатели на основании предварительного экспертного анализа получили следующую классификацию (таблица 3.6):

Таблица 3. Наимено Критерий разбиения по подмножествам -вание Вi1 Вi2 Вi3 Вi4 Вi показате ля Х1 x1<0.1 0.15< 0.25

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Таблица 3. Шифр Наименование Значение Значен показател показателя Хi Хi в ие Хi в я Хi период I период (хI,i) II (хII,i) Х1 Коэффициент 0.839 0. автономии Х2 Коэффициент 0.001 -0. обеспеченности Х3 Коэффициент 0.348 0. промежуточной ликвидности Х4 Коэффициент 0.001 0. абсолютной ликвидности Х5 Оборачиваемость 0.162 0. всех активов (в годовом исчислении) Х6 Рентабельность всего - 0.04 -0. капитала 7. Проведем классификацию текущих значений х по критерию таблицы 3.6.

Результатом проведенной классификации является таблица 3.8:

Таблица 3. Пока Значение {} в период I Значение {} в период II зател 1(xI,i 2(xI,i 3(xI,i 4(xI,i 5(xI,i 1(xI,i 2(xI,i 3(xI,i 4(xI,i 5(xI,i ь Хi ) ) ) ) ) ) ) ) ) ) Х1 Х2 Х3 Х4 Х5 Х6 Анализ таблицы 3.8 дает, что по втором периоде произошло качественное падение обеспеченности одновременно с качественным ростом оборачиваемости активов.

8. Оценка степени риска банкротства по формуле (3.12) дает gI = 0.709, gII = 0.713, т.е. риск банкротства незначительно вырос.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 9. Лингвистическое распознавание значений g по данным таблицы 2 определяет степень риска банкротства предприятия «АВ» как высокую для обоих периодов анализа.

Итак, мы наблюдаем как раз тот самый случай, когда высокая автономия предприятия – это по существу единственное, что у него есть хорошего. Помимо всего это означает, что у конкурсного управляющего предприятия в случае его банкротства появляются некоторые шансы на успешную санацию предприятия путем продажи части его активов.

3.2.3. Полное описание метода Нечеткие описания в структуре метода анализа риска появляются в связи с неуверенностью эксперта, что возникает в ходе различного рода классификаций.

Например, эксперт не может четко разграничить понятия «высокой» и «максимальной» вероятности, как это имеет место в [3.6]. Или когда надо провести границу между средним и низким уровнем значения параметра. Тогда применение нечетких описаний означает следующее:

1. Эксперт строит лингвистическую переменную со своим терм-множеством значений. Например: переменная «Уровень менеджмента» может обладать терм – множеством значений «Очень низкий, Низкий, Средний, Высокий, Очень высокий».

2. Чтобы конструктивно описать лингвистическую переменную, эксперт выбирает соответствующий ей количественный признак – например, сконструированный специальным образом показатель уровня менеджмента, который принимает значения от нуля до единицы.

3. Далее эксперт каждому значению лингвистической переменной (которое, по своему построению, является нечетким подмножеством значений интервала (0,1) – области значений показателя уровня менеджмента) сопоставляет функцию принадлежности уровня менеджмента тому или иному нечеткому подмножеству.

Общеупотребительными функциями в этом случае являются трапециевидные функции принадлежности (см. рис. 3.1). Верхнее основание трапеции соответствует полной уверенности эксперта в правильности своей классификации, а нижнее – уверенности в том, что никакие другие значения интервала (0,1) не попадают в выбранное нечеткое подмножество.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 1, µ x 0, 0, 0, 0, x a1 a2 a3 a 0 0,1 0,2 0,3 0,4 0,5 0,6 0,7 0,8 0,9 Рис. 3.1. Трапециевидные функции принадлежности Для целей компактного описания трапециевидные функции принадлежности µ(х) удобно описывать трапециевидными числами вида (а1, а2, а3, а4), (3.14) где а1 и а4 - абсциссы нижнего основания, а а2 и а3 - абсциссы верхнего основания трапеции (рис. 1), задающей µ(х) в области с ненулевой принадлежностью носителя х соответствующему нечеткому подмножеству.

Теперь описание лингвистической переменной завершено, и аналитик может употреблять его как математический объект в соответствующих операциях и методах.

Продемонстрируем это на примере нашего собственного метода.

Этап 1 (Лингвистические переменные и нечеткие подмножества).

а. Лингвистическая переменная Е «Состояние предприятия» имеет пять значений:

E1 – нечеткое подмножество состояний "предельного неблагополучия";

E2 – нечеткое подмножество состояний "неблагополучия";

E3 – нечеткое подмножество состояний "среднего качества";

E4 – нечеткое подмножество состояний "относительного благополучия";

E5 – нечеткое подмножество состояний "предельного благополучия".

б. Соответствующая переменной E лингвистическая переменная G «Риск банкротства» также имеет 5 значений:

G1 – нечеткое подмножество "предельный риск банкротства", G2 – нечеткое подмножество "степень риска банкротства высокая", G3 – нечеткое подмножество " степень риска банкротства средняя", G4 – нечеткое подмножество " низкая степень риска банкротства ", G5 – нечеткое подмножество "риск банкротства незначителен".

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Носитель множества G – показатель степени риска банкротства g - принимает значения от нуля до единицы по определению.

в. Для произвольного отдельного финансового или управленческого показателя Хi задаем лингвистическую переменную Вi «Уровень показателя Хi» на нижеследующем терм-множестве значений:

Bi1 - подмножество "очень низкий уровень показателя Хi", Bi2- подмножество "низкий уровень показателя Хi", Bi3 - подмножество "средний уровень показателя Хi", Bi4 - подмножество "высокий уровень показателя Хi", Bi5- подмножество "очень высокий уровень показателя Хi".

Все, что по умолчанию предполагалось в описании этапа 1 упрощенного метода, предполагается и здесь (см. этап 1).

Этап 2 (Показатели). Совпадает с этапом 2 упрощенного описания.

Этап 3 (Значимость). Совпадает с этапом 3 упрощенного описания.

Этап 4 (Классификация степени риска). Построим классификацию текущего значения g показателя степени риска как критерий разбиения этого множества на нечеткие подмножества (таблица 3.9):

Таблица 3. Интервал Классификац Степень оценочной значений g ия уровня уверенности (функция параметра принадлежности) G5 0 g 0. 0.15 < g < 0.25 G µ5 = 10 (0.25 - g) G 1- µ5 = µ G4 0.25 g 0. 0.35 < g < 0.45 G µ4 = 10 (0.45 - g) G 1- µ4 = µ G3 0.45 g 0. 0.55< g < 0.65 G µ3 = 10 (0.65 - g) G 1- µ3 = µ G2 0.65 g 0. 0.75 < g < 0.85 G µ2 = 10 (0.85 - g) G 1- µ2 = µ G1 0.85 g 1. Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Этап 5 (Классификация значений показателей). Построим классификацию текущих значений x показателей Х как критерий разбиения полного множества их значений на нечеткие подмножества вида В. Чтобы не загромождать наше описание, приведем пример такой классификации сразу для рассмотренного нами выше примера с показателями (таблица 3.10). При этом в клетках таблицы стоят трапециевидные числа, характеризующие соответствующие функции принадлежности.

Таблица 3. Шиф Т-числа {} для значений лингвистической переменной "Величина р параметра":

пока "очень "низкий" "средний" "высокий" "очень зател низкий" высокий" я Х1 (0,0,0.1,0. (0.1,0.2,0.25,0 (0.25,0.3,0.45, (0.45,0.5,0.6, (0.6,0.7,1,1) 2).3) 0.5) 0.7) Х2 (-1,-1, (-0.005,0,0.09, (0.09,0.11,0.3, (0.3,0.35,0.45, (0.45,0.5,1,1) -0.005, 0) 0.11) 0.35) 0.5) Х3 (0,0,0.5,0. (0.5,0.6,0.7,0. (0.7,0.8,0.9,1) (0.9,1,1.3,1.5) (1.3,1.5,, ) 6) 8) Х4 (0,0,0.02, (0.02,0.03,0.0 (0.08,0.1,0.3, (0.3,0.35,0.5, (0.5,0.6,, ) 0.03) 8, 0.35) 0.6) 0.1) Х5 (0,0,0.12, (0.12,0.14,0.1 (0.18,0.2,0.3,0. (0.3,0.4,0.5,0.

(0.5,0.8,, ) 0.14) 8,0.2) 4) 8) Х (-, - (0,0,0.006,0.0 (0.006,0.01,0.0 (0.06,0.1,0. (0.225,0.4,, 1) 6, 0.1) 5, 0.4),0,0) ) Например, при классификации уровня параметра Х1 эксперт, затрудняясь в разграничении уровня на «низкий» и «средний», определил диапазоном своей неуверенности интервал (0.25, 0.3).

Этап 6 (Оценка уровня показателей). Совпадает с этапом 6 упрощенного описания.

Этап 7 (Классификация уровня показателей). Проведем классификацию текущих значений х по критерию таблицы вида 3.10. Результатом проведенной классификации является таблица 3.5, где ij – уровень принадлежности носителя хi нечеткому подмножеству Вj.

Этап 8 (Оценка степени риска). Совпадает с этапом 8 упрощенного описания.

Этап 9 (Лингвистическое распознавание). Классифицируем полученное значение степени риска на базе данных таблицы 3.9. Результатом классификации являются лингвистическое описание степени риска банкротства и (дополнительно) степень уверенности эксперта в правильности его классификации. И тем самым наш вывод о Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций степени риска предприятия приобретает не только лингвистическую форму, но и характеристику качества наших утверждений.

Полное описание метода завершено. Оно практически совпадает с тем, как это изложено в [3.7], однако лучшим образом структурировано, и из описания удалены моменты, которые сегодня нам представляются лишними.

Теперь рассмотрим пример.

3.2.4. Расчетный пример анализа риска банкротства с использованием нечетких описаний Постановка задачи. Рассмотрим предприятие "CD", которое анализируется по двум периодам - IV-ый квартал 1998 г. и I-ый кварталы 1999 года. В качестве примера была выбрана реальная отчетность одного из предприятий Санкт-Петербурга.

Решение (номера пунктов соответствуют номерам этапов метода).

1. Определяем множества E, G и B, как это сделано на этапе 1 полного метода.

2. Выбранная ранее система Х из 6 показателей остается без изменений.

3. Также принимаем, что все показатели являются равнозначными для анализа (ri = 1/6).

4. Степень риска классифицируется по правилу таблицы 3.9 этапа 4 метода.

5. Выбранные показатели на основании предварительного экспертного анализа получили следующую классификацию таблицы 3.10.

6. Финансовое состояние предприятия «CD» характеризуется следующими финансовыми показателями (таблица 3.11):

Таблица 3. Шифр Значение Хi в Значение Хi в показа- период I период II теля Хi (хI,i) (хII,i) Х1 0.619 0. Х2 0.294 0. Х3 0.670 0. Х4 0.112 0. Х5 2. 876 3. Х6 0.113 0. Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 7. Проведем классификацию текущих значений х по критерию таблицы 3.10.

Результатом проведенной классификации является таблица 3.12:

Таблица Пока Значение {} в период I Значение {} в период II зател 1(xI,i 2(xI,i 3(xI,i 4(xI,i 5(xI,i 1(xI,i 2(xI,i 3(xI,i 4(xI,i 5(xI,i) ь Хi ) ) ) ) ) ) ) ) ) Х1 0000.81 0.19 Х2 Х3 Х4 Х5 Х6 0001000.5 0.5 Анализ таблицы 3.12 дает, что по втором периоде произошло качественное падение обеспеченности одновременно с качественным ростом оборачиваемости активов.

8. Оценка степени риска банкротства по формуле (3.12) дает gI = 0.389, gII = 0.420, откуда заключаем, что произошло серьезное ухудшение состояния предприятия (резкий количественный рост оборачиваемости не сопровожден качественным ростом, зато наблюдается качественный спад автономности, абсолютной ликвидности и рентабельности).

9. Лингвистическое распознавание степени риска по таблице 3.9 дает степень риска банкротства как пограничную между низкой и средней, причем уверенность эксперта в том, что уровень именно средний, нарастает от периода к периоду.

3.3.Лингвистическая диагностика риска банкротства эмитента Мы рассмотрели только финансовый аспект банкротства эмитента – такой, который наилучшим образом подлежит количественной оценке. Разумеется, событие банкротства может иметь в перечне своих причин не только финансовые но и иные аспекты, причем описываемые как количественными, так и качественными категориями.

Чтобы подойти к комплексной диагностике риска банкротства эмитента, необходимо заложить систему нечетких знаний по образцу, как это описано в предыдущей главе книги.

В основу этой системы должны лечь знания, относящихся к финансовой стороне банкротства, а именно:

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций ЕСЛИ финансовые показатели эмитента X1… XN являются очень низкими/низкими/средними/высокими/очень высокими/, ТО риск банкротства, соответственно, очень высокий/высокий/средний/низкий/очень низкий (3.15) Также в систему знаний, наряду с самими знаниями, входят атомарные предикаты с нечеткими логическими связями типа Показатель Xi существенно более значим, чем показатель Xj (3.16) Экспертная система на базе нечетких знаний должна содержать механизм нечетко логического вывода, такой, чтобы сделать заключение о степени риска банкротства эмитента на основе всей необходимой исходной информации, получаемой от пользователя. Чем больше в системе знаний и чем точнее описан в ней риск банкротства, тем точнее диагностика.

Предполагается, что создание таких систем диагностики риска банкротства, где точно измеряемые количественные факторы используются одновременно с оценочными суждениями, является делом весьма недалекого будущего.

Выводы Здесь изложен подход, который позволяет эксперту наилучшим образом формализовать свои нечеткие представления, трансформировав язык слов в язык количественных оценок. Если эксперт хорошо знает предприятие изнутри, то ему не составит никакого труда выделить именно те факторы, которые наиболее влияют на процессы потери платежеспособности (включая ошибки менеджмента), сопоставить этим факторам количественные показатели и пронормировать их. При этом, если эксперт затрудняется с классификацией, он может в ходе нормирования успешно применять нечеткие описания в том смысле, как это делается здесь. Дальнейшее – уже дело банальной арифметики.

Опыт применения заявленного здесь подхода в самостоятельных работах студентов пятого курса СПбУЭФ (Санкт-Петербург) по анализу ряда российских предприятий показал, что с точки зрения динамики комплексных показателей наш подход и подход Альтмана дает однотипные результаты. Однако, если результаты подхода Альтмана не подлежат верификации (невозможно сказать, как коэффициенты, полученные на одной квазистатистике, пригодятся для другой), то в случае нашего метода мы не получаем в ответе ничего иного, чем то, что заложено нами же в структуре исходных данных. Успех анализа -– и это правильно – заключен в том, как глубоко мы понимаем суть происходящего на отдельном единичном предприятии, в также в том, как мы соотносим предприятие с отраслью хозяйства, к которой оно относится.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Мы в своем изложении тщательно избегали ходового словечка «вероятность банкротства», столь употребительного в литературе. Потому что если наличный контекст свидетельств не понимается как квазистатистика (а классической статистики нет, как мы понимаем), то нельзя говорить ни о классической, ни о субъективной вероятности.

Если бы банкротства наблюдались как случайности, то эксперт не испытывал бы затруднения в классификации уровней тех или иных параметров, потому что имел бы представление о распределении тех или иных шансов, почерпнутых из отраслевой статистики. Но статистика «пляшет», поэтому эксперт не располагает устойчивыми связями и вынужден полагаться скорее на свое собственное чутье, нежели на слабо диагностируемую причинность. И поэтому все экспертные выводы должны содержать степень оценочной уверенности эксперта в правоте этого вывода. Наша методология позволяет эти оценки порождать и на их основе выводить результирующие нечеткие выводы (о риске банкротства эмитента, например).

Поэтому наш метод – это только инструмент, который в умелых руках будет звучать полноценно, а в неискушенных примется фальшивить. Это не свидетельствует против самого метода, а лишь характеризует предел его возможностей, предел, который является общим для любых методов экономического анализа. Предел этот - «дурная» рыночная неопределенность.

Метод, названный нами V&M - метод комплексного финансового анализа, и предложенный здесь комплексный показатель финансового состояния предприятия, названный нами V&M - показатель, активно применяется в практике финансового анализа, будучи внедрен в программную модель «МАСТЕР ФИНАНСОВ: Анализ и планирование" (разработка консультационной группы «Воронов и Максимов»).

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 4. Оценка эффективности инвестиционного проекта 4.1. Неопределенность, возникающая в процессе инвестиционного проектирования Выпуск (эмиссия) акций – наиболее естественный способ привлечения инвестиций в бизнес-проект. Это – самая ранняя в историческом смысле форма распределения потенциальных прибылей и ответственности за убытки. Чтобы убедить инвестора вложить деньги в тот или иной проект, необходимо рассказать ему все об ожидаемой доходности проекта и оценить связанные с проектом бизнес-риски.

Начнем наше изложение c трех базовых определений.

Инвестиции (в широком смысле) - временный отказ экономического субъекта от потребления имеющихся в его распоряжении ресурсов (капитала) и использование этих ресурсов для увеличения в будущем своего благосостояния.

Инвестиционный проект - план или программа мероприятий, связанных с осуществлением капитальных вложений с целью их последующего возмещения и получения прибыли.

Инвестиционный процесс - развернутая во времени реализация инвестиционного проекта. Началом инвестиционного процесса является принятие решения об инвестициях, а концом - либо достижение всех поставленных целей, либо вынужденное прекращение осуществления проекта.

Инвестиционный проект предполагает планирование во времени трех основных денежных потоков: потока инвестиций, потока текущих (операционных) платежей и потока поступлений. Ни поток текущих платежей, ни поток поступлений не могут быть спланированы вполне точно, поскольку нет и не может быть полной определенности относительно будущего состояния рынка. Цена и объемы реализуемой продукции, цены на сырье и материалы и прочие денежно-стоимостные параметры среды по факту их осуществления в будущем могут сильно разниться с предполагаемыми плановыми значениями, которые оцениваются с позиций сегодняшнего дня.

Неустранимая информационная неопределенность влечет столь же неустранимый риск принятия инвестиционных решений. Всегда остается возможность того, что проект, признанный состоятельным, окажется de-facto убыточным, поскольку достигнутые в ходе инвестиционного процесса значения параметров отклонились от плановых, или же какие-либо факторы вообще не были учтены. Инвестор никогда не будет располагать всеобъемлющей оценкой риска, так как число разнообразий внешней среды всегда превышает управленческие возможности принимающего решения лица [4.1], и обязательно найдется слабоожидаемый сценарий развития событий (любая катастрофа, к примеру), который, будучи неучтен в проекте, тем не менее, может состояться и сорвать инвестиционный процесс. В то же время инвестор обязан прилагать усилия по повышению уровня своей осведомленности и пытаться измерять рискованность своих Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций инвестиционных решений как на стадии разработки проекта, так и в ходе инвестиционного процесса. Если степень риска будет расти до недопустимых значений, а инвестор не будет об этом знать, то он обречен действовать вслепую.

Способ оценки риска инвестиций прямо связан со способом описания информационной неопределенности в части исходных данных проекта. Если исходные параметры имеют вероятностное описание (например, см. [4.2, 4.3]), то показатели эффективности инвестиций также имеют вид случайных величин со своим импликативным вероятностным распределением (понятие импликативной вероятности см. в [4.4]). Однако, чем в меньшей степени статистически обусловлены те или иные параметры, чем слабее информационность контекста свидетельств о состоянии описываемой рыночной среды и чем ниже уровень интуитивной активности экспертов, тем менее может быть обосновано применение любых типов вероятностей в инвестиционном анализе.

Альтернативный способ учета неопределенности - так называемый минимаксный подход. Формируется некий класс ожидаемых сценариев развития событий в инвестиционном процессе и из этого класса выбирается два сценария, при которых процесс достигает максимальной и минимальной эффективности, соответственно. Затем ожидаемый эффект оценивается по формуле Гурвица [4.2, 4.3] с параметром согласия.

При =0 (точка Вальда) за основу при принятии решения выбирается наиболее пессимистичная оценка эффективности проекта, когда в условиях реализации самого неблагоприятного из сценариев сделано все, чтобы снизить ожидаемые убытки. Такой подход, безусловно, минимизирует риск инвестора. Однако в условиях его использования большинство проектов, даже имеющих весьма приличные шансы на успех, будет забраковано. Возникает опасность паралича деловой активности, с деградацией инвестора как лица, принимающего решения.

Вот наглядный пример. Любой игрок в преферанс (даже такой захудалый, как я) знает, что в ходе торговли за прикуп игрок с высокой степенью повторяемости должен заявлять на одну-две взятки больше, чем у него есть на руках, в расчете на добрый прикуп. Иначе, по результатам множества игр он окажется в проигрыше или, в лучшем случае, "при своих", потому что его соперники склонны к разумной агресии, т.е. к оправданному риску. Понимая инвестиции как разновидность деловой игры, мы скажем по аналогии: инвестору вменяется в обязанность рисковать, но рисковать рационально, присваивая каждому из потенциальных сценариев инвестиционного процесса свою степень ожидаемости. В противном случае он рискует потерпеть убыток от непринятия решения - убыток чрезмерной перестраховки. В карточной игре приличная карта, приличный прикуп приходят не так часто. В том же преферансе игрок, объявивший шесть взяток и сыгравший по факту восемь, вызывает всеобщее недовольство вероятным "перезакладом". Становится обидно за партнера, за его неумение играть, когда по настоящему приличная карта приходит так редко.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Инструментом, который позволяет измерять возможности (ожидания), является теория нечетких множеств. Впервые мы находим ее применение к инвестиционному анализу в [4.5]. Используя предложенный в этой работе подход, построим метод оценки инвестиционного риска, как на стадии проекта, так и в ходе инвестиционного процесса.

4.2.Метод нечетко-множественной оценки инвестиционного проекта В литературе по инвестиционному анализу (например, в [4.6, 4.7, 4.8]) хорошо известна формула чистой современной ценности инвестиций (NPV - Net Present Value).

Возьмем один важный частный случай оценки NPV, который и будем использовать в дальнейшем рассмотрении:

• Все инвестиционные поступления приходятся на начало инвестиционного процесса.

• Оценка ликвидационной стоимости проекта производится post factum, по истечении срока жизни проекта.

Тогда соотношение для NPV имеет следующий вид:

N Vi C NPV - I + +, (4.1) (1+ ri )i (1+ rN+1)N+ i где I - стартовый объем инвестиций, N - число плановых интервалов (периодов) инвестиционного процесса, соответствующих сроку жизни проекта, Vi - оборотное сальдо поступлений и платежей в i-ом периоде, ri - ставка дисконтирования, выбранная для i-го периода с учетом оценок ожидаемой стоимости используемого в проекте капитала (например, ожидаемая ставка по долгосрочным кредитам), C - ликвидационная стоимость чистых активов, сложившаяся в ходе инвестиционного процесса (в том числе остаточная стоимость основных средств на балансе предприятия).

Инвестиционный проект признается эффективным, когда NPV, оцененная по (4.1), больше определенного проектного уровня G (в самом распространенном случае G = 0).

Замечания.

• NPV оценивается по формуле (4.1) в постоянных (реальных) ценах.

• Ставка дисконтирования планируется такой, что период начислений процентов на привлеченный капитал совпадает с соответствующим периодом инвестиционного процесса.

• (N+1)-ый интервал не относится к сроку жизни проекта, а выделен в модели для фиксации момента завершения денежных взаиморасчетов всех сторон в инвестиционном процессе (инвесторов, кредиторов и дебиторов) по кредитам, Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций депозитам, дивидендам и т.д., когда итоговый финансовый результат проекта сделается однозначным.

Если все параметры в (4.1) обладают "размытостью", т.е. их точное планируемое значение неизвестно, тогда в качестве исходных данных уместно использовать треугольные нечеткие числа с функцией принадлежности следующего вида (рис. 4.1).

Эти числа моделируют высказывание следующего вида: "параметр А приблизительно равен a и однозначно находится в диапазоне [amin, amax]".

1. µ x 0. 0. 0. 0. a a x a 0 0.1 0.2 0.3 0.4 0.5 0.6 0. Рис. 4.1. Треугольное число Полученное описание позволяет разработчику инвестиционного проекта взять в качестве исходной информации интервал параметра [amin, amax] и наиболее ожидаемое значение a, и тогда соответствующее треугольное число A = (amin, a, amax) построено.

Далее будем называть параметры (amin, a, amax) значимыми точками треугольного нечеткого числа A. Вообще говоря, выделение трех значимых точек исходных данных весьма распространено в инвестиционном анализе (см., например, [4.8, 4.9]). Часто этим точкам сопоставляются субъективные вероятности реализации соответствующих ("пессимистического", "нормального" и "оптимистического") сценариев исходных данных. Но мы не считаем себя вправе оперировать вероятностями, значений которых не можем ни определить, ни назначить (в главе 1 настоящей работы мы коснулись этого предмета, в частности, говоря о принципе максимума энтропии). Поэтому в инвестиционном анализе мы замещаем понятие случайности понятиями ожидаемости и возможности.

Теперь мы можем задаться следующим набором нечетких чисел для анализа эффективности проекта:

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций I = (Imin, I, Imax) - инвестор не может точно оценить, каким объемом инвестиционных ресурсов он будет располагать на момент принятия решения;

ri = (ri, ri, ri ) - инвестор не может точно оценить стоимость капитала, min max используемого в проекте (например, соотношение собственных и заемных средств, а также процент по долгосрочным кредитам);

Vi = (Vmin, Vi, Vmax) - инвестор прогнозирует диапазон изменения денежных результатов реализации проекта с учетом возможных колебаний цен на реализуемую продукцию, стоимости потребляемых ресурсов, условий налогообложения, влияния других факторов;

C = (Cmin, C, Cmax) - инвестор нечетко предсталяет себе потенциальные условия будущей продажи действующего бизнеса или его ликвидации;

G = (Gmin, G, Gmax) - инвестор нечетко представляет себе критерий, по которому проект может быть признан эффективным, или не до конца отдает себе отчет в том, что можно будет понимать под "эффективностью" на момент завершения инвестиционного процесса.

Замечания.

• В том случае, если какой-либо из параметров A известен вполне точно или однозначно задан, то нечеткое число A вырождается в действительное число А с выполнением условия amin = a = amax. При этом существо метода остается неизменным.

• В отношении вида G. Инвестор, выбирая ожидаемую оценку G, руководствуется, возможно, не только тактическими, но и стратегическими соображениями. Так, он может позволить проекту быть даже несколько убыточным, если этот проект диверсифицирует деятельность инвестора и повышает надежность его бизнеса. Как вариант: инвестор реализует демпинговый проект, компенсацией за временную убыточность станет захват рынка и сверхприбыль, но инвестор хочет отсечь сверхнормативные убытки на той стадии, когда рынок уже будет переделен в его пользу. Или наоборот: инвестор идет на повышенный риск во имя прироста средневзвешенной доходности своего бизнеса.

Таким образом, задача инвестиционного выбора в приведенной выше постановке есть процесс принятия решения в расплывчатых условиях, когда решение достигается слиянием целей и ограничений [4.10].

Чтобы преобразовать формулу (4.1) к виду, пригодному для использования нечетких исходных данных, воспользуемся сегментным способом, как это объясняется в главе 2 книги.

Зададимся фиксированным уровнем принадлежности и определим соответствующие ему интервалы достоверности по двум нечетким числам A и B : [a1, a2] и [b1, b2], соответственно. Тогда основные операции с нечеткими числами сводятся к операциям с их интервалами достоверности. А операции с интервалами, в свою очередь, выражаются через операции с действительными числами - границами интервалов:

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций - операция "сложения":

[a1, a2] (+) [b1, b2] = [a1 + b1, a2 + b2], (4.2) - операция "вычитания":

[a1, a2] (-) [b1, b2] = [a1 - b2, a2 - b1], (4.3) - операция "умножения":

[a1, a2] ( ) [b1, b2] = [a1 b1, a2 b2], (4.4) - операция "деления":

[a1, a2] (/) [b1, b2] = [a1 / b2, a2 / b1], (4.5) - операция "возведения в степень":

[a1, a2] (^) i = [a1i, a2i]. (4.6) По каждому нечеткому числу в структуре исходных данных получаем интервалы достоверности [I1, I2], [ri1, ri2], [Vi1, Vi2], [C1, C2]. И тогда, для заданного уровня, путем подстановки соответствующих границ интервалов в (4.1) по правилам (4.2) - (4.6), получаем:

N Vi1 Vi [NPV1, NPV2 ] ( ) [I1,I2 ] (+) [ ], (1+ ri2 )i (1+ ri1)i i C1 C, ] (+) [ (1+ rN+1,2 )N+1 (1+ rN+1,1)N+ N N Vi1 C1 Vi2 C [ I2 + +, I1 + + ].

(1+ ri2 )i (1+ rN+1,2 )N+1 (1+ ri1)i (1+ rN+1,1)N+ i 1 i (4.7) Задавшись приемлемым уровнем дискретизации по на интервале принадлежности [0, 1], мы можем реконструировать результирующее нечеткое число NPV путем аппроксимации его функциии принадлежности µNPV ломаной кривой по интервальным точкам.

Часто оказывается возможным привести NPV к треугольному виду, ограничиваясь расчетами по значимым точкам нечетких чисел исходных данных. Это Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций позволяет рассчитывать все ключевые параметры в оценке степени риска не приближенно, а на основе аналитических соотношений. Это будет показано ниже.

4.3.Оценка риска неэффективности проекта на основе нечетких описаний Перейдем к оценке собственно риска инвестиций. На рис. 4.2 представлены функции принадлежности NPV и критериального значения G.

0, µNPV 0, µG 0, 0, NPV, G G1 G2 0,5 NPV2 -1,5 -1 NPV1 -0,5 0 1, Рис. 4.2. Соотношение NPV и критерия эффективности Точкой пересечения этих двух функций принадлежности является точка с ординатой 1.

Выберем произвольный уровень принадлежности и определим соответствующие интервалы [NPV1, NPV2] и [G1, G2]. При > 1 NPV1 > G2, интервалы не пересекаются, и уверенность в том, что проект эффективен, стопроцентная, поэтому степень риска неэффективности инвестиций равна нулю. Уровень 1 уместно назвать верхней границей зоны риска. При 0 1 интервалы пересекаются.

G NPV=G G зона неэффективных инвестиций G NPV NPV1 NPV Рис. 4.3. Зона неэффективных инвестиций Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций На рис. 4.3 показана заштрихованная зона неэффективных инвестиций, ограниченная прямыми G = G1, G = G2, NPV = NPV1, NPV = NPV2 и биссектрисой координатного угла G = NPV. Взаимные соотношения параметров G1,2 и NPV1,2 дают следующий расчет для площади заштрихованной плоской фигуры:

0, при NPV1 G (G2 NPV1), при G2 NPV1 G1, NPV2 G (G1 NPV1) + (G2 NPV1) S (G2 G1), при NPV1 G1, NPV2 G (G G1) (NPV2 NPV1) (NPV2 G1), при NPV1 G1 NPV2, NPV2 G (G2 G1) (NPV2 NPV1), при NPV2 G (4.8) Поскольку все реализации (NPV, G) при заданном уровне принадлежности равновозможны, то степень риска неэффективности проекта ( ) есть геометрическая вероятность события попадания точки (NPV, G) в зону неэффективных инвестиций:

S (), (4.9) (G2 G1) (NPV2 NPV1) где S оценивается по (4.8).

Тогда итоговое значение степени риска неэффективности проекта:

0, G NPV 0, 0, 0, G G' NPV -1,5 -1 -0,5 0 0,5 1 1,5 2 2,5 Рис. 4.4. Точечная нижняя граница эффективности Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций V & M (4.10) ()d В важном частном случае (см. рис. 4.4), когда ограничение G определено четко уровнем G, то предельный переход в (4.9) при G2 G1 = G дает:

0, при G NPV G - NPV ( ), при NPV1 G NPV2, = [0, 1]. (4.11) NPV NPV 1, при G NPV Для того, чтобы собрать все необходимые исходные данные для оценки риска, нам потребуется два значения обратной функции µNPV-1( 1). Первое значение есть G (по определению верхней границы зоны риска 1), второе значение обозначим G'.

Аналогичным образом обозначим NPVmin и NPVmax - два значения обратной функции µNPV-1(0). Также введем обозначение NPV - наиболее ожидаемое значение NPV. Тогда выражение для степени инвестиционного риска V&M, с учетом (4.11) и длинной цепи преобразований, имеет вид:

0, G NPVmin 1- R (1+ ln(1- 1)), NPVmin G NPV V & M (4.12) 1- (1- R) (1+ 1- 1 ln(1- 1)), NPV G NPVmax 1, G NPVmax где G NPVmin, G NPVmax R, (4.13) NPVmax NPVmin 1, G NPVmax 0, G NPVmin G NPVmin, NPVmin G NPV NPV NPVmin 1. (4.14) 1, G NPV NPVmax - G, NPV G NPVmax NPVmax NPV 0, G NPVmax Исследуем выражение (4.12) для трех частных случаев:

1. При G = NPVmin (предельно низкий риск) R = 0, 1 = 0, G' = NPVmax, и предельный переход в (4.12) дает V&M = 0.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 2. При G = G' = NPV (средний риск) 1 = 1, R = (NPVmax - NPV )/(NPVmax - NPVmin)=1 P, предельный переход в (4.12) дает V&M = (NPVmax - NPV )/(NPVmax - NPVmin).

3. При G = NPVmax (предельно высокий риск) P = 0, 1 = 0, G' = 0, и предельный переход в (4.12) дает V&M = 1.

Таким образом, степень риска V&M принимает значения от 0 до 1. Каждый инвестор, исходя из своих инвестиционных предпочтений, может классифицировать значения V&M, выделив для себя отрезок неприемлемых значений риска. Возможна также более подробная градация степеней риска. Например, если ввести лингвистическую переменную "Степень риска" со своим терм-множеством значений {Незначительная, Низкая, Средняя, Относительно высокая, Неприемлемая}, то каждый инвестор может произвести самостоятельное описание соответствующих нечетких подмножеств, задав пять функций принадлежности µ (V&M).

Описание метода анализа эффективности инвестиций в нечеткой постановке с оценкой степени риска ошибки инвестиционного решения - завершено. Рассмотрим простой пояснительный пример.

4.4. Расчетный пример Исходные данные проекта: N = 2, I = (1, 1, 1) - точно известный размер инвестиций, r1 = r2 = r = (0.1, 0.2, 0.3), V1 = V2 = V = (0, 1, 2), C = (0, 0, 0) остаточная стоимость проекта нулевая, G = (0, 0, 0) - критерием эффективности является неотрицательное значение NPV.

Результаты расчетов по формуле (4.1) для уровней принадлежности = [0, 1] с шагом 0.25 сведены в таблицу 4.1.

Таблица 4. Интервалы достоверности по уровню принадлежности для:

r NPV V 1 [0.2, 0.2] [1, 1] [0.527, 0.527] 0.75 [0.175, 0.225] [0.75, 1.25] [0.112, 1.068] 0.5 [0.15, 0.25] [0.5, 1.5] [-0.280, 1.438] 0.25 [0.125, 0.275] [0.25, 1.75] [-0.650, 1.944] 0 [0.1, 0.3] [0, 2] [-1, 2.470] Аппроксимация функции µNPV (рис. 4.5) показывает ее близость к треугольному виду Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 0, при x - x +, при -1 x 0. µ (x) 0.527 +1, (4.15) NPV 2.47 x, при 0.527 x 2. 2.47 0. 0, при x 2. и этим видом мы будем пользоваться в расчетах.

0, 0, зона риска NPV неэффективных 0, инвестиций G 0, GG' NPV -1,5 -1 -0,5 0 0,5 1 1,5 2 2,5 Рис. 4.5. Приведение функции принадлежности к треугольному виду Пусть принято положительное решение об инвестировании капитала I. Тогда 1 = µNPV(0) = 0.655, G' = µNPV-1( 1) = 1.197, и, согласно (4.11) - (4.15), R = 0.288, V&M = 0.127.

4.5. Коррекция оценки риска в ходе инвестиционного процесса Продолжим рассмотрение расчетного примера. Пусть принято решение о начале инвестиционного процесса, и по результатам первого периода зафиксировано оборотное сальдо V1 = 1 при фактически измеренной ставке дисконтирования r1 = 0.2. Тогда перерасчет интервальной оценки NPV по (4.1) дает:

V21 V [NPV1, NPV2 ] [ 0.167 +, 0.167 + ]. (4.16) (1+ r22 )2 (1+ r21) Результаты расчетов по формуле (4.16) сведены в таблицу 4.2.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Таблица 4. Интервалы достоверности по уровню принадлежности для:

r NPV V 1 [0.2, 0.2] [1, 1] [0.527, 0.527] 0.75 [0.175, 0.225] [0.75, 1.25] [0.333, 0.738] 0.5 [0.15, 0.25] [0.5, 1.5] [0.153, 0.967] 0.25 [0.125, 0.275] [0.25, 1.75] [-0.012, 1.227] 0 [0.1, 0.3] [0, 2] [-0.167, 1.489] Приведение NPV к треугольному виду дает:

0, при x - 0. x + 0., при - 0.167 x 0. + 0. µ (x) 0.527489 x, (4.17) NPV 1.

, при 0.527 x 1. 1.489 0. 0, при x 1. откуда 1 = µNPV(0) = 0.241, G' = µNPV-1( 1) = 1.257, и, согласно (4.11) - (4.14), R = 0.101, V&M = 0.013.

Видим, что за счет снижения уровня неопределенности степень риска понизилась почти на порядок. Таким образом, у инвестора появляется эффективный инструмент контроля эффективности инвестиционного процесса.

4.6. Измерение уровня информационной неопределенности Из расчетов видно, что чем значительнее неопределенность в исходных данных, тем выше риск. Поэтому в ряде случаев инвестор просто обязан отказаться от принятия решения и предпринять дополнительные меры по борьбе с неопределеннностью. Чтобы знать, когда оправдан отказ от принятия решения, инвестору необходим измеритель неопределенности сложившейся информационной ситуации (неустойчивости проекта [4.2, 4.3]). Логично производить такие измерения по показателю 1. Для случая полной определенности 1=0. Применительно к µNPV(x) вида (4.16) расчеты дают 11 = 0.655, а для µNPV(x) вида (4.17) 12 = 0.241 < 11. Инвестор опять же может интерпретировать значения 1 лингвистически, как и в случае лингвистической оценки степени риска, и таким образом обозначить для себя границу 1, за которой неопределенность перестает быть приемлемой.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 4.7. Развитие предложенного подхода В качестве дополнительного критерия эффективности инвестиций инвестор может потребовать, чтобы уровень внутренней ставки доходности (IRR - Internal Rate of Return) проекта превышал некий нечеткий порог H. Тогда, если по критерию { NPV G } степень риска инвестиций составляет V&M1, а по критерию {IRR H } она же составляет V&M2, то результирующая степень риска может быть оценена как V&M = max (V&M1, V&M2).

Строгий с математической точки зрения подход к использованию показателя IRR в инвестиционном анализе см. в [4.11].

Выводы Умея грамотно описать нечеткость исходных данных, мы логическим путем переходим к нечеткости результирующих показателей. Оценка инвестиционного риска это оценка меры возможности неблагоприятных событий в ходе инвестиционного процесса, когда ожидаемость таких событий, задаваемая функцией принадлежности соответствующих нечетких чисел, известна или определяется специальными методами.

Подход, основанный на нечеткостях, преодолевает недостатки вероятностного и минимаксного подходов, связанные с учетом неопределенности. Во-первых, здесь формируется полный спектр возможных сценариев инвестиционного процесса. Во вторых, решение принимается не на основе двух оценок эффективности проекта, а по всей совокупности оценок. В-третьих, ожидаемая эффективность проекта не является точечным показателем, а представляет собой поле интервальных значений со своим распределением ожиданий, характеризующимся функцией принадлежности соответствующего нечеткого числа. А взвешенная полная совокупность ожиданий позволяет оценить интегральную меру ожидания негативных результатов инвестиционного процесса, т.е. степень инвестиционного риска.

Метод, названный нами V&M-метод оценки риска инвестиций, и предложенный здесь показатель степени риска, названный нами V&M-показатель оценки риска инвестиций, использованы в разработанной консультационной группой "Воронов и Максимов" программной модели "МАСТЕР ПРОЕКТОВ: Предварительная оценка" и широко применяются в автоматизированном инвестиционном анализе.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 5. Оценка доходности и риска акций и паев взаимных фондов Под доходностью акции (пая) в мировой практике принято понимать относительное приращение цены акции (пая) за расчетный период времени.

Одна из характерных вероятностных моделей цены акции является модель винеровского случайного процесса c постоянными параметрами µ (коэффициент сноса, по смыслу – предельная курсовая доходность) и (коэффикциент диффузии, по смыслу – стандартное уклонение от среднего значения предельной доходности). Аналитическое описание винеровского процесса [5.1]:

dS(t) µdt + z(t), (5.1) S(t) где z(t) – стандартный винеровский процесс (броуновское движение, случайное блуждание) с коэффициентом сноса 0 и коэффициентом диффузии 1.

В приращениях запись (5.1) приобретает вид S(t) z(t) µ +, (5.2) S(t)T T Из (5.1) – (5.2) следует, что доходность, как мы ее понимаем, имеет нормальное распределение с матожиданием µ и среднеквадратическим отклонением. Обозначим плотность этого распределения (r,µ,), где r – расчетное значение доходности.

Однако, если пронаблюдать фактическое ценовое поведение акций и паев взаимных фондов, то мы увидим, что доходность этих активов не колеблется вокруг постоянной случайной величины, но образует динамический тренд. Поэтому винеровская модель в чистом виде применяется крайне редко и на временных интервалах малой длительности.

Применим соображения, которые мы выдвинули в главе 2 книги, для приведения винеровской модели к нечетко-множественному виду.

Пусть у нас есть квазистатистика доходностей (r1, …rN) мощности N и соответствующая ей гистограмма ( 1,..., M) мощности M. Для этой квазистатистики мы подбираем двупараметрическое нормальное распределение, руководствуясь критерием правдоподобия Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций M i F(, ) (ri,µ,))2 max, (5.3) (r i где ri – отвечающее i-му столбцу гистограммы расчетное значение доходности, r – уровень дискретизации гистограммы.

Задача (5.3) – это задача нелинейной оптимизации, которое имеет решение F0 max(, ) F(, ), (5.4) причем µ0, 0 – аргументы максимума F(µ,), представляющие собой контрольную точку.

Выберем уровень отсечения F1 < F0 и признаем все вероятностные гипотезы правдоподобными, если соответствующий критерий правдоподобия лежит в диапазоне от F1 до F0. Тогда всем правдоподобным вероятностным гипотезам отвечает множество векторов ’, которое в двумерном фазовом пространстве представляет собой выпуклую область с нелинейными границами.

Впишем в эту область прямоугольник максимальной площади, грани которого сориентированы параллельно фазовым осям. Тогда этот прямоугольник представляет собой усечение ’ и может быть описан набором интервальных диапазонов по каждой компоненте ’’ = (µmin, µmax;

min, max) ’. (5.5) Назовем ’’ зоной предельного правдоподобия. Разумеется, контрольная точка попадает в эту зону, то есть выполняется µmin< µ0 <µmax, min < 0 < max (5.6) что вытекает из унимодальности и гладкости функции правдоподобия.

Тогда мы можем рассматривать числа µ = (µmin, µ0, µmax), = (min, 0, max) как треугольные нечеткие параметры плотности распределения (•), которая и сама в этом случае имеет вид нечеткой функции.

Рассмотрим пример.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Пример 5. По результатам наблюдений за ценной бумагой сформирована квазистатистика мощностью N=100 отсчетов, представленная в диапазоне –5 +15 процентов годовых следующей гистограммой c уровнем дискретизации 2% годовых мощностью M= интервалов (таблица 5.1):

Таблица 5. Расчетная Число попавших в Частота i = ni/N доходность ri, % интервал отсчетов годовых (середина квазистатистики ni интервала) -4 5 0. -2 2 0. 03 0. 28 0. 4100. 6200. 828 0. 10 19 0. 12 5 0. 14 0 Оценить параметры нормального распределения доходности.

Решение Решением задачи нелинейной оптимизации (5.3) является F0 = -0.0022 при µ0 = 7.55% годовых, 0 = 2.95% годовых. Зададимся уровнем отсечения F1 = -0.004. В таблицу 5. сведены значения критерия правдоподобия, и в ней курсивом выделены значения, удовлетворяющие выбранному нами критерию правдоподобия.

Таблица 5. F(µ,) 10000 при = µ 2 2.5 3 3.5 6 -214 -120 -79 -66 - 6.5 -151 -76 -49 -45 - 7 -104 -46 -29 -32 - 7.5 -77 -31 -22 -29 - 8 -76 -34 -28 -36 - 8.5 -100 -56 -47 -52 - Видно, что при данном уровне дискретизации параметров можно построить зону предельного правдоподобия двумя путями:

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций ’’1 = (7.5,8.0;

2.5,3.5), ’’2 = (7.0,8.0;

3.0,3.5), (5.7) причем контрольная точка попадает в оба эти прямоугольника. Точное же решение этой задачи, разумеется, единственное:

’’ = (6.8,8.3;

2.3,3.8), (5.8) и µ = (6.8, 7.55, 8.3), = (2.3, 2.95, 3.8) – искомая нечеткая оценка параметров распределения.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 6. Оценка доходности и риска ценных бумаг с фиксированным доходом 6.1. Вероятностный подход Нам трудно назвать работу, в которой бы проводился вероятностный анализ доходности и риска долговых обязательств. Скорее всего это связано с тем, что доходность такого рода бумаг не лежит в произвольно широких пределах, как это имеет место для акций и паев взаимных фондов на акциях. Моделируя ценные бумаги с фиксированным доходом, мы знаем параметры выпуска (дата выпуска, цена размещения, дата погашения, число купонов, их размер и периодичность). Единственное, чего мы не знаем, - это то, как будет изменяться котировка этих бумаг на рынке в зависимости от текущей стоимости заемного капитала, которая косвенно может быть оценена уровнем федеральной процентной ставки страны, где осуществляются заимствования.

Идея вероятностного анализа долговых обязательств, представленная здесь, состоит в том, чтобы отслоить от истории сделок с долговыми обязательствами неслучайную составляющую цены (тренд). Тогда оставшаяся случайная составляющая (шум) цены может рассматриваться нами как случайный процесс с непрерывным временем, в сечении которого лежит нормально распределенная случайная величина с нулевым средним значением и со среднеквадратичным отклонением (СКО), равным (t), где t – время наблюдения случайного процесса. Ожидаемый вид функции (t) будет исследован нами позже.

Получим аналитический вид трендов долговых обязательств и для начала рассмотрим простейшие случаи таких выражений, которые имеют место для дисконтных бескупонных облигаций и дисконтных векселей.

6.1.1. Дисконтные облигации и векселя Пусть бумага данного вида эмиттирована в момент времени TI по цене N0 < N, где N – номинал ценной бумаги. Тогда разница N – N0 составляет дисконт по бумаге.

Параметрами выпуска также определен срок погашения бумаги TM, когда владельцу бумаги возмещается ее номинал в денежном выражении.

Пусть t – момент времени, когда инвестор собирается приобрести бумагу.

Определим ее справедливую рыночную цену С(t). Это выражение и является трендом для случайного процесса цены бумаги.

Пусть время в модели дискретно, а интервал дискретизации - год. Бумага выпускается в обращение в начале первого года, а гасится в конце n – го. Тогда Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций рыночная цена дисконтного инструмента, приобретаемого в начале (k+1) – го года обращения бумаги, имеет вид:

N C(k), (6.1) (1+ r)n-k где r – внутренняя норма доходности долгового инструмента, определяемая по формуле:

r (N/N0 )1/n 1. (6.2) Формула (6.1) предполагает, что на рынке имеются бумаги с той же самой внутренней нормой доходности, что и наша, которые при этом имеют реинвестируемые купонные платежи, а период реинвестирования равен одному году. Если бы не так, то расчет следовало бы вести по формуле, предполагающей, что период реинвестирования платежей совпадает с периодом обращения дисконтного инструмента.

Получим аналоги формул (6.1) и (6.2) для непрерывного времени, предполагая по ходу, что реинвестирование также идет в непрерывном времени с периодом бесконечно малой длительности. Это делается следующим образом. Разобъем весь период обращения ценной бумаги [TI, TM] на интервалы числом n и длительностью (TM TI ) / n. (6.3) Обозначим t = TI + k * и применим к расчету рыночной цены бумаги формулы (6.1) и (6.2). Это дает:

N C(t), (6.4) TM t r (1+ ) TM TI TM TI M r ( (N/N0 )T Ti 1). (6.5) Предельный переход в (6.4) и (6.5) при 0 дает:

TM t C(t) N exp ( - r), (6.6) TM TI N r ln. (6.7) N Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 10. 9. 8. 7. 6. 5. 4. Time Рис. 6.1. Функция справедливой цены дисконтной облигации Это и есть соотношение для справедливой цены дисконтной бумаги для непрерывного времени. Качественный вид функции (6.5) представлен на рис. 6.1.

Сделаем предположение о характере шума цены. Для этого построим частную производную цены по показателю внутренней нормы доходности бумаги:

C TM t TM t N exp ( - r) (- ). (6.8) r TM TI TM TI Видно, что чувствительность цены к колебаниям процентной ставки имеет нестационарный вид и убывает до нуля по мере приближения срока погашения бумаги.

Таким образом, резонно искать среднеквадратичное отклонение (СКО) шума как функцию вида:

TM t TM t (t) 0 exp ( - r). (6.9) TM TI TM TI Ожидаемый вид СКО представлен на рис. 6.2.

С практической точки зрения это означает следующее. Мы наблюдаем случайный процесс цен на бумаги, который можно обозначить H(t). Тогда шум процесса имеет вид (t) H(t) - C(t), (6.10) где C(t) – тренд цены - определяется по (6.6).

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Price 0, 0, 0, 0, 0, 0, 0, 0 2 4 6 8 10 Tim e Рис. 6.2. Ожидаемый вид функции СКО Перейдем от нестационарного шума к стационарному введением корректирующего делителя TM t TM t (t) (t) / exp ( - r).(6.11) TM TI TM TI Тогда процесс *(t) является стационарным, и в его сечении находится случайная величина с матожиданием 0 и с СКО 0. И определение фактического значения параметра 0 этого процесса может производиться стандартными методами.

Теперь посмотрим, что делается со случайной величиной доходности долгового инструмента, в процентах годовых:

H(t + T) - H(t) C(t + T) - H(t) + (t + T) R(t, T) H(t), (6.12) H(t) T H(t) T где Т - период владения долговым инструментом.

Заметим здесь, что рыночная цена H(t), измеренная в момент t, не рассматривается нами как случайная величина, так как ее значение в этот момент известно. Эта же цена неизвестна в будущем времени (t + T) и является случайной величиной, которая имеет нормальное распределение с матожиданием С(t + T) и СКО (t + T) (эти функции вычисляются по формулам (6.6) и (6.9)).

Cлучайный процесс доходности на интервале [t, t+T] в сечении имеет параметры:

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций STD C(t + T) - H(t) R(t, T) H(t) (6.13) - матожидание, H(t) T (t + T) (t,T) H(t) (6.14) - СКО.

H(t) T Рассмотрим пример анализа доходности дисконтной облигации.

Расчетный пример 6. Облигация номиналом N = 1000$ выпускается в обращение в момент времени TI = (далее все измерения времени идут в годах) сроком на 2 года c дисконтом 30%, то есть по эмиссионной цене N0 = 700$. Инвестор намеревается приобрести бумагу в момент времени t =1. В этот момент текущая цена бумаги на рынке составляет H(1) = 820$. Для проведения статистического анализа доступна история сделок с бумагой за истекший год ее обращения. Требуется идентифицировать доходность облигации R(t=1, T) на протяжении оставшегося года владения ( T [0, 1] ) как случайный процесс и определить параметры этого процесса.

Решение Согласно (6.6), (6.7), внутренняя норма доходности нашей облигации составляет r = ln(1000/700) = 35.67% годовых, (6.15) а справедливая цена С(t) = 1000*exp(-(2-t)*0.3567/2), t [0, 2]. (6.16) Далее следует этап анализа истории цены за истекший год. СКО шума цены, согласно (6.9), имеет вид 2 t 2 t (t) 0 exp ( - 0.3567), (6.17) 2 где 0 определяется на основе анализа истории скорректированного шума цены вида (6.11).

Теперь бумага полностью идентифицирована. Случайный процесс ее доходности имеет параметры, которые определяются по формулам (6.13), (6.14). В частности, на момент погашения бумаги Т = 1, C(2) = 1000$, (1+1) = 0, (1+1) = 0, и R(1,1) = (1000 820)/(820*1) = 21.95% годовых – неслучайная величина.

Оценим процесс количественно через Т = 0.5 лет владения бумагой, задавшись параметром СКО шума 0 = 20$. Тогда Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций C(1.5) = 1000*exp(-(2-1.5)*0.3567/2) = 914.7$, (6.18) 2 1.5 2 1. (1.5) 20 exp ( - 0.3567) 4.5$, (6.19) 2 C(1.5) - H(1) 22.9% годовых, R(1, 0.5) H(1) (6.20) H(1) 0. (1.5) (1,0.5)H(1) (6.21) 1.1% годовых.

H(1) 0. 6.1.2. Процентные облигации и векселя Пусть бумага данного вида эмиттирована в момент времени TI по цене N0, причем эта цена может быть как выше, так и ниже номинала (это обусловлено соотношением объявленной купонной ставки и среднерыночной ставки заимствования, с учетом периодичности платежей). Обозначим размер купона N, а число равномерных купонных выплат длительностью за период обращения обозначим за K, причем для общности установим, что платеж по последнему купону совпадает с моментом погашения бумаги.

Тогда временная последовательность купонных платежей может быть отображена вектором на оси времени с координатами TM TI i i + TI,, i 1,..., K (6.22) K Формула для справедливой цены процентного долгового инструмента имеет вид:

K- C(t) CБК (t) + (t), (6.23) C j j i где i index ( t, 0 TI ) -(6.24) j j -1 j номер интервала, которому принадлежит рассматриваемый момент t, TM t CБК (t) (N + N) exp ( - r ), (6.25) TM TI t j C (t) N exp ( - r), j i,...K -1,(6.26) j TM - TI Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций моменты i определяются соотношением (6.22), а внутренняя норма доходности долгового инструмента r отыскивается как корень трансцендентного уравнения вида С(TI) = N0.(6.27) Если купон по процентной бумаге нулевой, то переходим к рассмотренному выше случаю дисконтной бумаги.

Анализ соотношений (6.25) и (6.26) показывает, что шум цены, тренд которой имеет вид (6.23), является нелинейно затухающей кусочной функцией на каждом интервале накопления купонного дохода, причем шум получает как бы две составляющих: глобальную – для всего периода обращения бумаги, и локальную – на соответствующем моменту t интервале накопления купонного дохода.

Исследуем характер шума цены процентной бумаги:

(t) H(t) - C(t), (6.28) где C(t) – тренд цены - определяется по (6.23).

Руководствуясь соображениями, изложенными в предыдущем примере дисконтных бумаг, будем отыскивать СКО шума цены в виде:

(t) 0 (t) (6.29) где K t t TM t TM t N j j (t) exp ( - TM TI r) TM TI + (N + N) exp ( - TM TI r ) TM TI, N N j i (6.30) а i определяется по (6.24). Соотношение (6.30) является частной производной справедливой цены (6.23) по показателю внутренней нормы доходности бумаги с точностью до постоянного множителя.

Аналогично предыдущему примеру, мы можем получить нормировочный делитель для шума цены процентной бумаги. Переход от нестационарного шума к стационарному будет иметь вид:

(t) (t) /(t),(6.31) Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций где (t) определяется по (6.30). При уменьшении величины купона до нуля соотношение (6.29) переходит в (6.9), что косвенно подтверждает правоту наших выкладок.

На рис. 6.3 приведен примерный вид тренда цены процентной бумаги, а на рис. 6. – примерный вид СКО такой бумаги.

1200, 1150, 1100, 1050, 1000, 950, 900, 850, 800, 0 0,5 1 1,5 2 2,5 Tim Рис. 6.3. Функция справедливой цены процентной бумаги 30, 25, 20, 15, 10, 5, 0, 00,5 11,522,5 33, Time Рис. 6.4. Функция СКО процентной бумаги Что касается доходности процентных инструментов, то формулы (6.12) – (6.13) получают поправку в виде проплаченного за время Т купонного дохода:

H(t + T) - H(t) + m N C(t + T) - H(t) + m N + (t + T) R(t, T) H(t), (6.32) H(t) T H(t) T где m – число оплаченных купонов процентной бумаги за период T.

Вывод о том, что случайный процесс R(t, T) имеет в своем сечении нормальную величину, сохраняется без изменений. Параметры этой случайной величины:

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Price STD C(t + T) - H(t) + m N R(t, T) H(t) (6.33), H(t) T (t + T) (t,T) H(t). (6.34) H(t) T Рассмотрим расчетный пример.

Расчетный пример 6. Облигация номиналом N = 1000$ выпускается в обращение в момент времени TI = (далее все измерения времени идут в годах) сроком на 3 года c дисконтом 10%, то есть по эмиссионной цене N0 = 900$. По бумаге объявлено три годовых купона по ставке 20% годовых, то есть размером N = 200$. Инвестор намеревается приобрести бумагу в момент времени t =1 сразу после первого купонного платежа. В этот момент текущая цена бумаги на рынке составляет H(1) = 940$. Для проведения статистического анализа доступна история сделок с бумагой за истекший год ее обращения. Требуется идентифицировать доходность облигации R(t=1, T) на протяжении оставшихся двух лет владения ( T [0, 2] ) как случайный процесс и определить параметры этого процесса.

Решение Определим внутреннюю норму доходности нашей процентной бумаги, итеративно решив уравнение (6.27). Тогда, согласно (6.23), это уравнение приобретает вид:

(1000 + 200) * exp(-r) + 200*(exp(-r/3) + exp(-2r/3)) = 900, (6.35) откуда методом итераций получаем r = 67.2% годовых.

Выражение для справедливой цены приобретает вид:

3 t 2 t 1200 exp ( - 0.672) + 200 exp ( - 0.672), t [1, 2 - 0] 3 C(t), (6.36) 3 t 1200 exp ( - 0.672), t [2,3] Далее следует этап анализа истории цены за истекший год. СКО шума цены, согласно (6.29) – (6.30), имеет вид (t) 0 (t), (6.37) где Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 2 t 2 t 1200 3 t 3 t 1000 exp ( - 3 0.672) 3 + 1000 exp ( - 3 0.672 ) 3, (t) (6.38) t [1, 2 - 0] 1200 3 t 3 t exp ( - 0.672 ), t [2, 3] 1000 3 а 0 определяется на основе анализа истории скорректированного шума цены вида (6.31).

Теперь бумага полностью идентифицирована. Случайный процесс ее доходности имеет параметры, которые определяются по формулам (6.13), (6.14). В частности, на момент погашения бумаги Т = 2, C(3) = 1200$, (1+2) = 0, (1+2) = 0, и R(1,2) = (1200 940)/(940*2) = 13.83% годовых – неслучайная величина.

Оценим процесс количественно через Т = 1 год владения бумагой непосредственно перед получением дохода по второму купону, задавшись параметром СКО шума 0 = 20$. Тогда C(2-0) = 1200*exp(-(3-2)*0.672/3) + 200 = 1159.2$, (6.39) 3 2 3 (2 - 0) 20 1.2 exp ( - 0.672 ) 6.4$,(6.40) 3 C(2 - 0) - H(1) R(1, 1- 0) H(1) (6.41) 23.3% годовых, H(1) (2 - 0) (1,1- 0) H(1) (6.42) 0,7% годовых.

H(1) 6.2. Нечетко-множественный подход Обладая квазистатистикой ценового поведения облигации, мы можем оценить СКО шума цены (6.9) и (6.29) как треугольную нечеткую функцию фактора времени, по аналогии с тем, как это делается в главе 5 книги. И все соответствующие вероятностные распределения приобретают вид нечетких функций, а случайные процессы приобретают постоянные нечеткие параметры.

Выводы Мы получили вероятностную интерпретацию цены долгового инструмента. Это новый подход к анализу бумаг такого рода, но он обещает быть весьма плодотворным, когда дело дойдет до оптимизации смешанных портфелей, содержащих как акции или паи, так и долговые обязательства. Зная матожидание и дисперсию цены, мы можем оценивать то же для текущей доходности. И тогда мы можем решать задачу Марковица, Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций отыскивая максимум доходности портфеля при фиксированном СКО портфеля.

Подробно это обсуждается в главе 8 настоящей монографии.

Если квазистатистики по отдельной долговой бумаге нет, можно воспользоваться статистикой квазистатистикой ведущих индексов по долговым обязательствам (например, индексами доходности по 10-летним или 30-летним государственным долговым обязательствам, анализируемыми в пределах последнего года). Параметры случайных процессов для этих индексов могут быть взяты за основу при моделировании ценовых случайных процессов для индивидуальных долговых обязательств, при этом мера уверенности эксперта в оценке параметров будет находиться в обратной зависимости от ширины расчетного коридора, формируемого соответствующими нечеткими числами и вероятностными распределениями с нечеткими параметрами.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 7. Инвестиции в производные ценные бумаги и их комбинации 7.1. Эффективность инвестиций в опционы call и put Что сегодня известно об эффективности вложений в опционы? Многое. Хорошо известна классическая формула оценки справедливой цены опциона, предложенная нобелевскими лауреатами Блэком и Шоулзом [7.1,7.2], и она повсеместно используется в опционных калькуляторах.

Из анализа библиографии возникает странное чувство, что все задачи в области анализа эффективности использования опционов, что ставятся и решаются исследователями, - обратные по отношению к прямой, которая не ставится и не решается. Чем это можно объяснить? Вероятно, сильным воздействием на развитие теории результата, полученного Блэком и Шоулзом. Все прочие изыскания как бы идут в фарватере этого результата, он доминирует над ходом научной мысли в этой области знаний.

Что я понимаю под прямой и обратной задачами? Рассмотрим на примере.

Берем любой опционный онлайн-калькулятор, к примеру, [7.3]. Известны:

исходная цена бумаги, дивидендный доход в процентах, безрисковая процентная ставка, страйк, срок опционного контракта или срок до его исполнения. Далее есть варианты расчета. Если известна волатильность подлежащего актива, можно посчитать теоретическую цену опциона, и наоборот, если известна фактическая цена опциона, можно оценить соответствующую волатильность актива. Среди исходных данных мы не найдем расчетную доходность актива, потому что, согласно результатов Блэка и Шоулза, теоретическая цена опциона не зависит от расчетной доходности подлежащего актива.

Также все известные опционные калькуляторы позволяют оценить значения производных параметров, называемых в финансовой теории опционов греческими буквами. Существо этих параметров объясняется в [7.2] и непосредственно в [7.3].

Итак, мы можем оценить, насколько сильно теоретическая цена опциона отличается от фактической и тем самым сделать косвенную оценку эффективности использования опционов. Превосходно. Но может ли такая оценка быть количественной?

Что, если я приобретаю не один опцион, а выстраиваю опционную комбинацию? Каков инвестиционный эффект от покрытия опционом подлежащего актива?

Чтобы ответить на перечисленные вопросы, нужно как бы отстраниться от всего достигнутого в опционной теории и посмотреть на проблему совсем с другой стороны – а именно так, так, как на нее смотрит классический инвестор. А он задается простым вопросом: если я покупаю по известной цене один опцион или некоторую опционную комбинацию, на какой эффект с точки зрения доходности и риска своих вложений я могу рассчитывать?

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Вот именно эту-то задачу я и называю прямой. И тогда, если я разработал метод оценки доходности и риска вложений в опционы, я смогу дать ответ на поставленный вопрос и на все остальные, с ним связанные. Умея рассчитывать доходность и риск одного или группы опционов, я смогу перейти к оценке того же для опционных портфелей. Собственно, этому-то и посвящена настоящая работа.

7.1.1. Формальная постановка задачи и модельные допущения Введем следующие обозначения, которые будем употреблять в дальнейшем:

Входные данные (дано):

T – расчетное время (срок жизни портфеля или время до исполнения опционного контракта);

S0 – стартовая цена подлежащего опционам актива;

zc – цена приобретения опциона call;

zp – цена приобретения опциона put;

xc - цена исполнения опциона call;

xp - цена исполнения опциона put;

ST – финальная цена подлежащего опционам актива в момент Т (случайная величина);

rT – текущая доходность подлежащего актива, измеренная в момент времени T по отношению к стартовому моменту времени 0 (случайная величина);

rT - среднеожидаемая доходность подлежащего актива;

r – среднеквадратическое отклонение (СКО) доходности подлежащего актива;

Выходные данные (найти):

IT – доход (убыток) по опциону (комбинации), случайная величина;

RT – текущая доходность опциона (комбинации), измеренная в момент времени T по отношению к стартовому моменту времени 0 (случайная величина);

R - среднеожидаемая доходность опциона (комбинации);

T R – СКО доходности опциона (комбинации);

QT – риск опциона (комбинации).

Далее по тексту работы все введенные обозначения будут комментироваться в ходе их использования.

Также мы дополнительно оговариваем следующее:

1. Мы не рассматриваем возможность дивидендных выплат (чтобы не усложнять модель).

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 2. Здесь и далее мы будем моделировать опционы только американского типа, т.е.

такие, которые могут быть исполнены в любой момент времени на протяжении всего срока действия опциона. Это необходимо, чтобы не требовать синхронизации срока жизни портфеля на подлежащих опционам активах и сроков соответствующих опционных контрактов.

Еще один важный момент. Общепринятым модельным допущением к процессу ценового поведения акций является то, что процесс изменения котировки является винеровским случайным процессом [7.1,7.2], и формула Блэка-Шоулза тоже берет это предположение за исходное. Все, что я думаю по поводу применения вероятностных моделей к анализу ценового поведения акций, я подробно изложил в [7.4]. В этом же смысле высказывается и автор работы [7.5]. Существуют определенные ограничения на использование вероятностей в экономической статистике. Но, поскольку этот инструмент учета неопределенности является традиционным и общеупотребительным, я хочу оформить свои результаты в вероятностной постановке, при простейших модельных допущениях с использованием аппарата статистических вероятностей. А затем, по мере накопления опыта моделирования, мы будем усложнять модельные допущения и одновременно переходить от статистических вероятностей к вероятностным распределениям с нечеткими параметрами, используя при этом результаты теории нечетких множеств, по образцу того, как это делается в разделе 5 настоящей работы.

Задача эта в целом выходит за рамки данной монографии, но заложить основы этой теории мы сможем уже здесь.

Переход от вероятностных описаний к нечетким будет рассмотрен в конце этой главы, а сейчас посмотрим на винеровский ценовой процесс c постоянными параметрами µ (коэффициент сноса, по смыслу – предельная курсовая доходность) и (коэффикциент диффузии, по смыслу – стандартное уклонение от среднего значения предельной доходности). Аналитическое описание винеровского процесса [7.2,7.6]:

dS(t) µdt + z(t), (7.1) S(t) где z(t) – стандартный винеровский процесс (броуновское движение, случайное блуждание) с коэффициентом сноса 0 и коэффициентом диффузии 1.

Если принять, что начальное состояние процесса известно и равно S0, то мы можем, исходя из (7.1), построить вероятностное распределение цены ST в момент T. Эта величина, согласно свойств винеровского процесса как процесса с независимыми приращениями, имеет нормальное распределение со следующими параметрами:

- среднее значение:

sT S0eµT ;

(7.2) Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций - среднеквадратичное отклонение (СКО) величины ln ST/S0:

S T. (7.3) В принципе, для моих последующих построений вид вероятностного распределения цены подлежащего актива несущественен. Но здесь и далее, для определенности, мы остановимся на нормальном распределении. Его плотность обозначим как dPr(S x) S (x). (7.4) dx Примерный вид плотности нормального распределения вида (4) представлен на рис. 7.1.

0. 0. 0. 0. 0. 0. 0 50 100 150 200 -0. Price Рис. 7.1. Примерный вид плотности нормального распределения Теперь, сделав все базовые допущения к математической модели, мы можем переходить непосредственно к процессу вероятностного моделирования опционов и их комбинаций.

7.1.2. Вероятностная модель опциона call Приобретая опцион call, инвестор рассчитывает получить премию как разницу между финальной ценой подлежащего актива ST и ценой исполнения опциона xc. Если эта разница перекрывает цену приобретения опциона zc, то владелец опциона получает прибыль. В противном случае имеют место убытки.

Случайная величина дохода по опциону связана со случайной величиной финальной цены подлежащего актива соотношением [7.2] IT max(ST xc, 0) zc. (7.5) Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Density В правой части (7.5) все параметры являются известными и постоянными величинами, за исключением ST, которая является случайной величиной с плотностью распределения (7.4).

А текущую доходность по опциону call мы определим формулой IT R. (7.6) T zc T Замечание. Представление (7.2), когда стартовая и финальная цены актива связаны экспоненциальным множителем, является неудобным для моделирования. Аналогичные неудобства вызывает представление доходности на основе степенной зависимости.

Именно поэтому мы оперируем категорией текущей доходности как линейной функции дохода и финальной цены. Предполагая нормальность распределения финальной цены актива (что соответствует винеровскому описанию ценового процесса), мы автоматически таким образом приходим к нормальному распределению текущей доходности. Построенная линейная связь текущей доходности и цены является полезной особенностью, которая потом может быть удачно использована в ходе вероятностного моделирования.

Определим плотность I(y) распределения дохода IT по опциону как функции случайной величины ST. Воспользуемся известной формулой. Если исходная случайная величина X имеет плотность распределения X(x), а случайная величина Y связана с X функционально как Y=Y(X), и при этом существует обратная функция X=X(Y), тогда плотность распределения случайной величины Y имеет вид [7.6] dX Y (y) X (X(y)). (7.7) dY Y y В нашем случае, исходя из (7.5), не определена, IT -zc ST многозначна, IT -zc, (7.8) IT + xc + zc, IT -zc dST/dIT = 1, IT > -zc. (7.9) Мы видим, что в точке IT = -zc плотность I(y) приобретает вид дельта-функции.

Необходимо определить множитель при дельта-функции. Это можно сделать косвенным образом. На участке, где функция ST(IT) дифференцируема, в силу (7.7)-( 7.9) выполняется I (y) S (y + xc + zc ), IT > -zc.(7.10) Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций В силу нормирующего условия справедливо zc + (7.11) I I I (y)dy (y)dy + (y)dy 1, zc + откуда, в силу (7.10), искомый множитель K есть zc + K (y)dy 1 (y + xc + zc )dy I S zc + (7.12) xc 1 (t + xc )dt 1 (v)dv (v)dv S S S +0 xc - Множитель K есть, таким образом, не что иное как вероятность события ST < xc.

При наступлении такого события говорят, что опцион call оказался не в деньгах. Это событие – условие отказа от исполнения call-опциона и прямые убытки в форме затрат на приобретение опциона.

Наконец, итоговое выражение для I(y) 0, y -zc I (y) K (y + zc ), y -zc, (7.13) (y + xc + zc ), y -zc S где, t (t) и (7.14) (t)dt 1.

0, t - На рис. 7.2 представлен примерный вид плотности вида (7.13).

0, 0, 0, 0, 0, 0, 0, 0, 0, 0, 0, -100 -50 0 50 100 -0, Income (I) Рис. 7.2. Примерный вид плотности усеченного распределения Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Density Видно, что мы перешли от нормального распределения цен к усеченному нормальному распределению доходов. Но это не классическое усеченное распределение, а распределение, функция которого претерпевает разрыв первого рода в точке с бесконечной плотностью.

Теперь нетрудно перейти к распределению доходности R(v), пользуясь (7.6), (7.7) и (7.13):

0, v -1/T R (v) K (v + ), v -1/T. (7.15) z T S (v zc TT xc + zc ), v -1/T + c Плотности вида (7.13) и (7.15) – бимодальные функции.

Теперь оценим риск инвестиций в call опцион. Очень подробно виды опционных рисков изложены в [7.7].

Мне думается, что правильное понимание риска инвестиций сопряжено с категорией неприемлемой доходности, когда она по результатам финальной оценки оказывается ниже предельного значения, например, уровня инфляции в 4% годовых для нынешних условий США. Это значение близко к текущей доходности государственных облигаций, и тогда ясно, что обладая сопоставимой с облигациями доходностью, опционный инструмент значительно опережает последние по уровню риска прямых убытков (отрицательной доходности).

Поэтому риск инвестиций в опцион call может быть определен как вероятность неприемлемой доходности по формуле 4% 0. QT (v)dv, (7.16) R где R(v) определяется по (7.15).

Среднеожидаемая доходность вложений в опцион определяется стандартно, как первый начальный момент распределения:

R (v)dv. (7.17) T R v Среднеквадратическое отклонение доходности call опциона от среднего значения также определяется стандартно, как второй центральный момент распределения Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций - R )2 R (v)dv. (7.18) T T (v Рассмотрим важные асимптотические следствия полученных вероятностных форм.

Для этого установим связь между доходностями call опциона и подлежащего актива, с учетом (7.5) и (7.6):

ST - xc 1 S0 (1+ rTT) - xc zc R max(,0) max(, ) T zcT T zcT T,(7.19), ST xc - опцион не в деньгах, + rT, ST xc - опцион в деньгах где 1 S0 - xc zc S,,. (7.20) T zcT zc Видим, что доходность опциона call и подлежащего актива связаны кусочно-линейным соотношением, причем на участке прямой пропорциональности это происходит с коэффициентом, который собственно, и характеризует фактор финансового рычага (левериджа). Участок прямой пропорциональности соответствует той ситуации, когда опцион оказывается в деньгах. Поэтому, с приближением вероятности K вида (17.2) к нулю, выполняются следующие соотношения limK 0 RT + rT, (7.21) limK 0 R r То есть между соответствующими параметрами подлежащего актива на участке, когда опцион оказывается в деньгах, возникает линейная связь посредством левериджа. С ростом среднеожидаемой доходности актива растет и средняя доходность call опциона, а с ростом волатильности актива растет также и волатильность опциона.

Итак, мы получили вероятностные формы для описания доходности и риска по вложениям в опцион call. Действуя аналогичным образом, мы можем получать подобные формы для опционов другой природы, а также для их комбинаций друг с другом и с подлежащими активами.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 7.1.3. Вероятностная модель опциона put Приобретая опцион put, инвестор рассчитывает получить премию как разницу между ценой исполнения опциона xp и финальной ценой подлежащего актива ST. Если эта разница перекрывает цену приобретения опциона zp, то владелец опциона получает прибыль. В противном случае имеют место убытки.

Надо сказать, что приобретение опциона put без покрытия подлежащим активом не является традиционной стратегий. Классический инвестор все же психологически ориентируется на курсовой рост приобретаемых активов. С этой точки зрения стратегия классического инвестора – это стратегия «быка». А покупка put опциона без покрытия – эта «медвежья» игра.

Обычная логика использования опциона put – это логика отсечения убытков с фиксацией нижнего предела доходности, который не зависит от того, насколько глубоко провалился по цене подлежащий актив. Но для нас не имеет значения, какой стратегии придерживается инвестор. Мы понимаем, что опцион put является потенциальным средством извлечения доходов, и нам эту доходность хотелось бы вероятностно описать.

Проведем рассуждения по аналогии с предыдущим разделом работы. Случайная величина дохода по опциону связана со случайной величиной финальной цены подлежащего актива соотношением [7.2] IT max(xp - ST, 0) zp. (7.22) А текущая доходность по опциону put определяется формулой IT R. (7.23) T zp T Используем все соображения о получении плотностей распределения, выработанные в предыдущем разделе работы. В нашем случае, исходя из (22) не определена, IT -zp многозначна, IT -zp ST (7.24) x - IT zp, - zp IT xp - zp, p не определена, IT xp - zp |dST/dIT| = 1, IT > -zp.(7.25) Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Интересно отметить, что в случае опциона call цена подлежащего актива и доход по опциону связаны возрастающей зависимостью, а в нашем случае - убывающей. То есть чем хуже чувствует себя актив, тем лучше держателю непокрытого опциона (если, конечно, инвестор заодно не владеет и самим подлежащим активом).

Множитель K при дельта-функции в точке IT = -zp есть K (v)dv -(7.26) S xp вероятность события ST > xp. Опцион оказывается не в деньгах, что есть условие отказа от исполнения put опциона и прямые убытки в форме затрат на приобретение этого опциона.

Итоговое выражение для плотности распределения I(y) случайной величины дохода по опциону put имеет вид 0, y -zp K (-y zp ), y -zp I (y) (7.27) (xp y zp ), - zp y xp - zp.

S 0, y xp - zp Плотность вида (7.27) – это усеченный с двух сторон нормальный закон плюс дельта-функция на границе усечения. С этой точки зрения качественный вид зависимости (7.27) повторяет вид того же для опциона call в силу симметрии нормального распределения. При произвольном распределении финальной цены результаты были бы другими.

Теперь нетрудно перейти к распределению доходности R(v), пользуясь (7.22), (7.23) и (7.27):

0, v -1/T K (-v ), v -1/T T xp zp.

R (v) (7.28) zpT S (-v zp T + xp zp ), -1/T v zpT xp zp 0, v zpT Разумеется, отмечаем бимодальность (7.27) и (7.28).

Поэтому риск инвестиций в опцион put может быть определен по формуле Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 4% 0. QT R (v)dv K + FR (0.04) - FR (- ), (7.29) T где x FR (x) (v)dv, (7.30) R а R(v) определяется по (7.28).

Среднеожидаемая доходность вложений в опцион и СКО определяются по (7.17) и (7.18) соответственно.

Рассмотрим асимптотические следствия по аналогии с call опционом. Для этого установим связь между доходностями put опциона и подлежащего актива, с учетом (7.22) и (7.23):

xp ST 1 xp S0 (1+ rTT) zp R max(,0) max(, ) T zpT T zpT T,(7.31), ST xp - опцион не в деньгах, + rT, ST xp - опцион в деньгах где x S0 zp 1 S p,,. (7.32) T zpT zp Видим, что доходность опциона put и подлежащего актива связаны кусочно линейным соотношением, причем на участке прямой пропорциональности это происходит с коэффициентом, который собственно, и характеризует фактор финансового рычага (левериджа).Участок прямой пропорциональности соответствует той ситуации, когда опцион оказывается в деньгах. Поэтому, с приближением вероятности K вида (7.26) к нулю, выполняются следующие соотношения limK 0 RT + rT, (7.33) limK 0 R R То есть между соответствующими параметрами подлежащего актива на участке, когда опцион оказывается в деньгах, возникает линейная связь посредством левериджа. С ростом средней доходности актива средняя доходность put опциона падает, а с ростом волатильности актива волатильность опциона также растет.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 7.1.4. Расчетные примеры оценки доходности и риска опционов Пример 7.1 (call) В начале года инвестор приобретает за zc = 10 ед. цены опцион call на подлежащий актив со стартовой ценой S0 = 100 ед. Цена исполнения опциона xc = 100 ед., опцион американский, срочностью 1 год. Поскольку цена исполнения совпадает со стартовой ценой, то покупаемый опцион является опционом в деньгах. Инвестор ориентируется на следующие параметры доходности и риска подлежащего актива: текущая доходность r = 30% годовых, СКО случайной величины текущей доходности r = 20% годовых. В пересчете на финальную цену ST это означает, что через время Т = 0.5 лет подлежащий актив будет иметь нормальное распределение ST с параметрами sT = 115 ед. и S = 10 ед.

Требуется определить доходность и риск опциона в момент времени Т = 0.5 года.

Решение Все полученные соотношения реализованы в компьютерной программе. Расчет по формулам (7.16) - (7.18) дает QT = 0.335, R = 105.8% годовых и S = 188.5% годовых.

T Одновременно отметим: поскольку вероятность того, что опцион не в деньгах, мала (0.066), то полученные значения моментов близки к своим асимптотическим приближениям (7.21) R = 100% и S = 200% годовых соответственно.

T Результаты наглядно показывают то, что опцион – это одновременно высокорисковый и высокодоходный инструмент. Высокая доходность достигается за счет левериджа: не вкладывая деньги в подлежащий актив, инвестор тем не менее получит по нему возможный доход и не будет участвовать в убытках. Другое дело, что обычно инвестор балансирует на грани прибылей и убытков, ибо все ищут выигрыша, и никто не станет работать себе в убыток. Поэтому для call-опционов в деньгах разница между среднеожидаемой ценой подлежащего актива и ценой приобретения опциона обычно колеблется вокруг цены исполнения. Это означает, что вложения в непокрытые опционы с точки зрения риска сопоставимы с игрой в орлянку. Для put опциона в деньгах сопоставимыми являются цена исполнения, с одной стороны, и сумма цены опциона и ожидаемой цены подлежащего актива – с другой стороны.

Пример 7.2 (call) Исследуем рынок полугодовых call-опционов компании IBM. Это можно сделать, воспользовавшись материалами по текущим котировкам опционов на сервере MSN [7.8].

Дата исполнения опционов – 20 апреля 2001 года. Исследуем вопрос, какие из обращающихся на рынке call-опционы нам предпочтительнее покупать. Для этого нам нужно задаться прогнозными параметрами распределения доходности подлежащего актива, близкими к реальным. Это будет как бы тот ранжир, которым будут вымеряться опционы выделенной группы.

Взглянем на вектор исторических данных IBM за прошедший квартал (рис.7.3). Процесс существенно нестационарен, поэтому стандартной линейной регрессией пользоваться Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций нельзя. Глядя на график, зададимся умеренной оценкой доходности порядка 30% годовых и СКО доходности в 30% годовых. Эти параметры и примем за базовые.

Стартовая цена подлежащего актива на дату покупки опциона – 114.25$ (по состоянию на 10 октября 2000 года). Соответственно, через полгода мы должны иметь финальное распределение цены подлежащего актива с параметрами: среднеее – 131$, СКО – 17$.

Рис. 7.3 Ссылка: [7.8] В таблицу 7.1 сведены значения доходностей и рисков по каждой группе опционов.

Таблица 7. # Symbol Strike Option Risk Return Ret/Risk Rank price,$ Price,$, sh/ y 1 IBMDP 80 35.0 0.215 0.933 4.3 2 IBMDQ 85 37.6 0.363 0.468 1. 3 IBMDR 90 29.2 0.279 0.822 3.0 4 IBMDS 95 22.8 0.244 1.059 4.5 5 IBMDT 100 21.5 0.314 0.817 2.6 6 IBMDA 105 18.9 0.361 0.658 1. 7 IBMDB 110 17.3 0.435 0.393 0. 8 IBMDC 115 13.5 0.456 0.246 0. Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Из таблицы 7.1 видно, что безусловными фаворитами являются опционы №№ 1 и 4. Все прочие опционы обладают несопоставимыми характеристиками, они явно переоценены.

Пример 7.3 (put) Проведем аналогичное исследование put опционов в соответствии с данными примера 2.

Результаты расчетов сведены в таблицу 2.

Таблица 7. # Symbol Strike Option Risk Return price,$ Price,$, sh/ y 1 IBMPF 130 22.3 0.93 -0. 2 IBMPG 135 26.9 0.929 -0. 3 IBMPH 140 32.2 0.934 -0. 4 IBMPI 145 24.1 0.763 -0. 5 IBMPJ 150 27.5 0.738 -0. 6 IBMPK 155 34.6 0.785 -0. 7 IBMPL 160 48.1 0.91 -0. Видно, что при наших инвестиционных ожиданиях put опционы являются совершенно непригодными для инвестирования инструментами. Видимо, рынок ждет глубокого падения акций IBM и, соответственно, запрашивает высокие опционные премии за риск.

Замечание. Во время подготовки этой работы произошел очередной ближневосточный кризис, и большинство акций упало в цене. Так что оценка рынка трейдерами была обоснованной.

Пример 7.4 (put) Решим обратную задачу: каких параметров акций IBM через полгода ждет рынок,чтобы инвестирование в put опционы представлялось этому рынку справедливым делом с точки зрения критериев доходности и риска. Возьмем для рассмотрения опцион IBMPC ценой 13.1$ и ценой исполнения 115$ и будем варьировать величинами ожидаемой доходности и риска подлежащего актива. Результаты расчетов сведены в таблицу 3.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Таблица 7. # IBM IBM Option risk Option return, STD, sh/y return, sh/ y sh/y 1 0.1 -0.1 0.908 -0. 2 -0.2 0.630 -0. 3 -0.3 0.252 0. 4 0.2 -0.1 0.747 -0. 5 -0.2 0.566 -0. 6 -0.3 0.369 0. 7 0.3 -0.1 0.671 -0. 8 -0.2 0.544 -0. 9 -0.3 0.412 0. Видно, что рынок настроен на тактическое снижение цены подлежащего актива в темпе порядка (-30%) годовых. Только в этом диапазоне мы имеем приемлемые риски и высокие степени доходности инвестиций в опционы – такие, чтобы упомянутый риск оправдать.

Замечание. Так и вышло – пока писалась книга, рынок IBM «прогнулся» на 25% за октябрь 2000 года [7.8].

7.1.5. Переход к нечеткой модели Как подробно рассмотрено в главе 5 работы, цена подлежащего актива может моделироваться винеровским случайным процессом лишь при определенных оговорках.

Реальная статистика бумаг по существу является квазистатистикой, поскольку бумага торгуется на рынках с изменяющимися условиями, и, следовательно, статистической однородности нет. Однако можно сохранить допущение о нормальном распределении цены актива, оговорившись, что в этом распределении параметры являются треугольными нечеткими числами.

Здесь и далее тогда мы будем понимать, что исходное вероятностное распределение цены актива имеет нечеткие параметры, а само распределение является нечеткой функцией. Все операции над нечеткими функциями, включая интегрирование, имеют тот смысл, как это определено в главе 2 настоящей монографии.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 7.2. Эффективность покрытия подлежащего актива опционом 7.2.1. Вероятностная модель сборки «опцион put + подлежащий актив» Мы подошли к тому пункту, когда в рассмотрение берутся уже не отдельные опционы, а портфели, содержащие как ряд опционов (опционные комбинации), так и подлежащие активы наряду с опционами (сборки).

Назовем сборкой портфельную комбинацию из подлежащего актива и put опциона на этот актив. Как мы уже указывали, докупка put опциона по справедливой цене деформирует исходное ценовое распределение подлежащего актива, устанавливая нижнюю границу доходности сборки, по обыкновению, в области отрицательных значений.

Специфика момента состоит в том, что инвестор, докупая put опцион к подлежащему активу, тем самым снижает доходность своих вложений в случае достижения положительных значений доходности подлежащего актива, но при этом отсекает убытки. В результате использование put опционов позволяет снизить волатильность вложений. А снижение волатильности дает сборке возможность поучаствовать в формировании эффективной границы портфельного облака.

Однако эффект от внедрения опционов может быть самым различным, в том числе и противоположным ожидаемому. Поэтому надо исследовать вероятностную природу сборки и строить соответствующие аналитические формы.

Нетрудно заметить, что случайная величина дохода по сборке связана со случайной величиной финальной цены подлежащего актива соотношением IT max(xp,ST ) zp S0. (7.34) В соотношении (7.34) вычитаемые – это прямые затраты на приобретение сборки, а то, откуда идет вычитание, - это предельная финальная цена сборки, которая в случае попадания опциона «в деньги» равна цене его исполнения.

Текущая доходность по сборке определяется обычным образом IT R. (7.35) T (S0 + zp ) T Найдем функцию, обратную к (34). Это Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций не определена, IT xp - S0 - zp ST многозначна, IT xp - S0 - zp, (7.36) S0 + IT + zp, IT xp - S0 - zp |dST/dIT| = 1, IT > xp – S0 -zp.(7.37) Множитель K при дельта-функции в точке IT = xp – S0 -zp есть xp K (v)dv -(7.38) S - вероятность события ST < xp, когда опцион оказывается в деньгах, и его применяют, чтобы отсечь убытки.

Итоговое выражение для плотности распределения I(y) случайной величины дохода по сборке имеет вид 0, y xp - S0 - zp I (y) K (0), y xp - S0 - zp. (7.39) (S0 + y + zp ), y xp - S0 - zp S Распределение доходности R(v) 0, v v R (v) K (0), v v0. (7.40) (S + zp )T S (v (S0 + zp )T + S0 + zp ), v v где x - S0 - zp p v0 - (7.41) (S0 + zp ) T граничный нижний уровень доходности сборки «put + актив», который известен заранее при ее покупке.

Риск инвестиций в сборку может быть определен по формуле 4% 0. QT (v)dv FR (0.04) FR (v0 ), R (7.42) где Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций x FR (x) (v)dv, (7.43) R а R(v) определяется по (7.34) - (7.35).

Среднеожидаемая доходность вложений в опцион и СКО определяются по (7.17) и (7.18) соответственно.

7.2.2. Примеры оценки доходности и риска сборки «put+актив» Пример 7.5 (сборка) Вернемся к данным примеров 7.3-7.4 и исследуем предельный нижний уровень доходности сборки с put опционами. Результаты расчетов сведены в таблицу 7.4.

Таблица 7. # Symbol Strike price,$ Option Price,$ Lowest return rate, sh/y 1 IBMPC 115 13.1 -0. 2 IBMPD 120 16.2 -0. 3 IBMPE 125 18.2 -0. 4 IBMPF 130 22.3 -0. 5 IBMPG 135 26.9 -0. 6 IBMPH 140 32.2 -0. Видно, что с ростом цены исполнения, вообще говоря, растет и нижний предел доходности, если цены опционов близки к справедливым. Правда, по показателю предела доходности нельзя ничего сказать о том, как поведет себя среднеожидаемая доходность сборки, и что происходит с дисперсией.

Пример 7.6 (сборка) Исследуем вероятностное поведение сборки с опционом IBMPC с ценой исполнения 115$ и ценой опциона 13.125$. На графике рис. 7.4 показано соотношение доходности подлежащего актива и сборки на его основе при различных значениях средней доходности и СКО исходного распределения. Видно, что эффект от приобретения опциона возникает лишь при отрицательных значениях ожидаемой доходности, и чем выше волатильность подлежащего актива, тем быстрее по мере снижения доходности наступает выигрыш.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 0. 0. Underlying Equity 0. Assembling, STD=50% 0. -0.4 -0.3 -0.2 -0.1 0 0.1 0.2 0.3 0. Assembling, STD=25% -0. -0. -0. -0. Underlying Equity Return Рис. 7.4. Соотношение доходности подлежащего актива и сборки на его основе Таким образом, put опционы никак нельзя отнести к средствам стратегического инвестирования. Скорее, это временная мера для страхования от убытков по подлежащему активу, которые инвестор не хочет нести в случае непредвиденной необходимости ликвидировать портфель. Инвестор рассчитывает подержать актив в портфеле, переживая трудные времена – и при этом не допускать непредвиденных потерь. Таким образом, put опцион является еще и средством повышения ликвидности фондового портфеля.

Эффект хеджирования рисков с помощью опциона put имеет свое строгое теоретическое обоснование, основанное на анализе корреляции этого опциона и подлежащего актива. Мы подробно осветим эту тему в параграфе 7.4 монографии.

7.3. Оценка доходности и риска стандартных опционных комбинаций Набив руку на моделировании отдельных опционов, переходим к моделированию опционных комбинаций. Выбор той или иной комбинации зависит, в первую очередь, от ожиданий инвестора относительно подлежащего актива, а, во вторых, от инвестиционных предпочтений означенного инвестора. Посмотрим, как осуществляется выбор опционной стратегии на сайте [7.9].

Опционный гид [7.9] представляет собой опросник вида таблицы 7.5. Как видно, от инвестора требуется оценка рынка, выраженная на естественном языке. Что такая оценка дает с точки зрения нечетких множеств, мы подробно рассмотрим в разделе 7. монографии.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Return 7.3.1. Тип Buy straddle («стеллаж») «Стеллаж» - это комбинация из двух опционов (put и call), выписанных на один и тот же подлежащий актив и на одну и ту же дату исполнения.

Специфика «стеллажа» в том, что за период действия опционных контрактов один из двух опционов обязательно оказывается в деньгах, а другой - обязательно нет.

Возникает возможность маневра: при хорошей разнице между курсом бумаги и ценой исполнения сначала исполнить один опцион, а затем, при изменении курсовой тенденции - по возможности, и второй. Но мы не рассматриваем эту возможность, а принимаем решение об исполнении одного из опционов в заведомо известный момент времени. Тем самым мы определяем нижнюю границу доходности комбинации - и верхнюю - риска.

Определим вероятностные характеристики этой комбинации. Согласно (7.5) и (7.22), соотношение для дохода по комбинации имеет вид [7.2] xcp - ST zp zc, ST xcp IT S - xcp zp zc, ST xcp, T (7.44) где xcp = xc = xp - цена исполнения обоих опционов.

Функция ST(IT), как легко видеть, на интервале [-zc-zp, xcp-zc-zp] является двузначной. Это означает, что ожидаемый курс ST распределяется по двум ветвям обратной функции с той вероятностью, с которой соответствующий данной ветви опцион оказывается в деньгах.

Указанные рассуждения приводят нас к следующему соотношению для плотности распределения доходности комбинации типа “straddle”:

0, y -zc - zp S (y + zc + zp + xcp ) + S (-y zc zp + xcp ), I (y) (7.45) - zc - zp y xcp - zc - zp S (y + zc + zp + xcp ), y xcp - zc - zp Отсюда легко перейти к соотношению для доходности и получить выражения для интересующих нас моментов. Мы этого делать не будем. Для нас плотность величины дохода есть тот исходный показатель, на основании которого мы можем получить все остальные, он стопроцентно репрезентативен.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Таблица 7. Первый вопрос Варианты ответа на Второй вопрос Рекомендуемая комбинация вопрос 1 в зависимости от ответа на вопрос Каков Ваш взгляд на 1. «Бычий»: ожидаемый рост Весьма «бычий»Buy call интересующий актив или цены Умеренно «бычий» + строгая уверенность в том, что Sell put индекс?

падения не будет Умеренно «бычий» + некоторая уверенность в том, что Bull spread падения не будет «Медвежий» на несколько недель и «бычий» на Diagonal spread следующие несколько месяцев 2. «Медвежий»: ожидаемое Весьма «медвежий» Buy put падение цены Строгая уверенность в том, что роста не будет Sell call Умеренно «медвежий»+ некоторая уверенность в том, Bear spread что роста не будет «Бычий»на несколько недель и «медвежий» на Diagonal spread следующие несколько месяцев «Медвежий» при наличии подлежащего актива в Put hedge портфеле 3. «Нейтральный»: ожидаемое Ожидание, что цены будут колебаться в очень узком Sell straddle отсутствие сильных изменений диапазоне Ожидание, что цены будут колебаться в умеренном Sell strangle диапазоне Некоторая уверенность в том, что цены не будут Long butterfly сильно колебаться Краткосрочная «слабость» + долгосрочное «ралли» Calendar spread Ожидание нейтральности + актив в портфеле Covered call 4. «Волатильный»: ожидаемые Цены будут весьма колеблемы Buy straddle сильные изменения цены Уверенность, что цены будут колебаться Buy strangle Некоторая уверенность в том, что цены будут Short butterfly колебаться Пример 7.7 (straddle).

Пусть цена подлежащего актива 100$, а ожидаемые параметры: доходность – 10% годовых, СКО – 25% годовых. Приобретем комбинацию straddle на полгода со страйком 105$, т.е. совместим страйк с ожидаемой ценой актива на дату исполнения опционов.

Цена put – 3$, цена call – 5$. Оценить эффективность комбинации.

Решение Ожидаемая доходность комбинации – 49.3% годовых при риске 0.49. Одновременно отметим, что риски каждого из опционов по отдельности выше по значению, однако за счет отрицательной корреляции доходностей опционов риск комбинации в целом ниже.

7.3.2. Тип Buy strangle (“удавка”) Это – комбинация двух опционов put и call на один подлежащий актив и одну дату исполнения, но с разными страйками. Между страйками образуется зона, когда оба опциона оказываются не в деньгах. Инвестор предполагает, что на дату исполнения цены убегут влево или вправо от межстрайковой зоны, но в ней заведомо не останутся. В частном случае, когда оба страйка совпадают по цене, мы имеем предыдущую комбинацию – стеллаж.

Соотношение для дохода по такой комбинации имеет вид [7.2] - ST zp zc, 0 ST xp x p IT zp zc, xp ST xc, (7.46) ST - xc zp zc, ST xc где xc > xp - цены исполнения обоих опционов.

Обозначим вероятность K12 – того, что не в деньгах ни один из опционов. Тогда, по аналогии с уже записанным, соотношение для плотности распределения доходности комбинации 0, y -zc - zp K12 (0), y -zc - zp (y + zc + zp + xc ) + S (-y zc zp + xp ), S, (7.47) I (y) - zc - zp y xp - zc - zp S (y + zc + zp + xc ), y xp - zc - zp Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Пример 7.8 (strangle).

Для подлежащего актива на условиях примера 7 выстроим комбинацию опционов во страйками 105 и 110 долл для put и call опционов соответственно. Цены опционов – те же. Определить эффективность комбинации.

Решение Ожидаемая доходность комбинации (-3)% годовых при риске 0.6. Видим, что при смещении страйка одного из опционов даже на 5 пунктов эффективность комбинации резко падает.

7.3.3. Тип Buy Bull Spread («спрэд быка») Любопытная комбинация, связанная с активным поведением инвестора (обычно корпоративного). Рассчитывая на курсовой рост акций, инвестор одновременно приобретает call опцион с меньшим страйком и выписывает (уступает) опцион с большим страйком. Первоначальные затраты такого инвестора есть разница между ценами двух опционов. В случае, если хотя бы один из опционов попадает в деньги, инвестор получает курсовой доход в виде спрэда (разницы) между внутренними ценами двух опционных контрактов – своего и уступленного.

Рассматриваемая комбинация – типичная для т.н. арбитражеров, т.е. для лиц, пытающихся сорвать мимолетный куш на пусть даже сравнительно небольшой разнице цен, но за быстрое время. Активно применяется на контрактах с близкой датой исполнения.

Соотношение для дохода по такой комбинации имеет вид [7.2] (zc1 zc2 ), 0 ST xc IT (zc1 zc2 ) + ST xc1, xc1 ST xc2, (7.48) (xc2 - xc1) (zc1 zc2 ), ST xc где xc2 > xс1 – страйки обоих опционов, zc1> zc2 – их покупные цены.

Выделим три вероятности несовместных событий: K1- того, что оба опциона не в деньгах, K2- того, что оба опциона в деньгах, K12 – того, что наш опцион (первый) в деньгах, а чужой (второй) - нет. Разумеется, сумма этих вероятностей равна единице.

Тогда, по аналогии с уже записанным, соотношение для плотности распределения доходности комбинации Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 0, y -(zc1 - zc2 ) K1 (0), y -(zc1 - zc2 ) I (y) S (y + (zc1 zc2 ) + xc1), - (zc1 - zc2 ) y (xc2 - xc1) (zc1 zc2 ), K2 (0), y (xc2 - xc1) (zc1 zc2 ) 0, y (xc2 - xc1) (zc1 zc2 ) (7.49) Здесь видим двустороннее усечение исходного закона распределения цены подлежащего актива и две дельта-функции на обеих границах усечения.

7.3.4. Тип Buy Bear Spread («спрэд медведя») Комбинация, по смыслу схожая со спрэдом быка, но ориентированная на падение курсовой цены акций. Рассчитывая на спад, инвестор одновременно приобретает put опцион с большим страйком и выписывает (уступает) put опцион с меньшим страйком.

Первоначальные затраты такого инвестора есть разница между ценами двух опционов. В случае, если хотя бы один из опционов попадает в деньги, инвестор получает курсовой доход в виде спрэда (разницы) между внутренними ценами двух опционных контрактов – своего и уступленного.

Соотношение для дохода по такой комбинации имеет вид [7.2] - xp1) (zp1 zp2 ), 0 ST xp (xp IT (zp1 zp2 ) ST + x, x ST x, (7.50) p2 p1 p (zp1 zp2 ), ST xp где xp2 > xp1 - цены исполнения обоих опционов, zp1> zp2 – их покупные цены.

Выделим три вероятности несовместных событий: K1- того, что оба опциона не в деньгах, K2- того, что оба опциона в деньгах, K12 – того, что наш опцион (второй) в деньгах, а чужой (первый) - нет. Разумеется, сумма этих вероятностей равна единице.

Тогда, по аналогии с уже записанным, соотношение для плотности распределения доходности комбинации 0, y -(zp1 - zp2 ) K1 (0), y -(zp1 - zp2 ) I (y) (-y (zp1 zp2 ) + xp2 ), - (zp1 - zp2 ) y (xp2 - xp1) (zp1 zp2 ), S K2 (0), y (xp2 - xp1) (zp1 zp2 ) 0, y (xp2 - xp1) (zp1 zp2 ) (7.51) Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Здесь видим двустороннее усечение исходного закона распределения цены подлежащего актива и две дельта-функции на обеих границах усечения.

7.3.5. Тип Buy Butterfly («бабочка») Экзотическая комбинация, выражающая уверенность инвестора в том, что в определенный период времени цена на подлежащий актив начнет группироваться вокруг некоторого среднего значения. Эта комбинация проявляет свою эффективность в спокойные времена, когда волатильность подлежащего актива низка.

Чтобы построить комбинацию «бабочка», инвестор одновременно делает следующее:

- приобретает опцион call со страйком xc1(«левое крыло»);

- выписывает (уступает) два call опциона со страйком xc2 > xc1 («тело»);

- приобретает опцион call со страйком xc3 > xc2 > xc1(«правое крыло»).

При этом выполняется xc2 = (xc1 + xc3)/2, т.е. «тело» находится строго посередине между двумя «крыльями».

Если инвестор угадал, и финальная цена подлежащего актива оказалась в районе второго страйка, то доход от инвестирования в «бабочку» будет максимальным и равным межстрайковой разнице за вычетом затрат на построение комбинации. Это подтверждается соотношением для дохода [7.2] z,0 ST xc z + ST xc1, xc1 ST xc IT,(7.52) z + xc3 ST, xc2 ST xc z,ST xc где z = zc1 + zc3 - 2zc2, а zc1 > zc2 > zc3 – покупные цены опционов.

Обозначим две вероятности: K1- того, что все три опциона не в деньгах, K2- того, что они в деньгах. Профиль функции, обратной к (52), подсказывает нам, по аналогии со всем предыдущим изложением, следующий вид плотности распределения дохода по комбинации:

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 0, y -z (K1 + K2 ) (0), y -z (y + z + xc1) + S (-y z + xc3 ), S I (y). (7.53) - z y xc2 xc1 z 0, y xc2 xc1 z Заметим, что все приведенные в данном разделе опционные комбинации имеют ключевое слово “buy”. Это означает, что приобретая эти комбинации, инвестор занимает длинную позицию, а их продавец является райтером, и для него эти комбинации описываются ключевым словом “sell”. Мы намеренно избегаем анализа этих «коротких» комбинаций, чтобы сохранить пропорции, намеченные данной монографией, и говорить исключительно об инвестиционных рисках Вообще говоря, раскрытие темы эффективности и риска опционных комбинаций с точки зрения их райтера требует написания отдельной книги.

7.4. Корреляция подлежащего актива и опциона put Мы подошли к оценке корреляции опциона put и подлежащего актива. По общему правилу [7.], она определяется так:

rT rT R T R T M (7.54) r R Запишем (7.54) в развернутом виде, имея ввиду (7.31) и (7.32):

rT rT R T, ST xp M r R.(7.55) T T r rT + rT R, ST xp r R Чтобы раскрыть (7.55), построим гипотетическую биномиальную схему испытаний, двумя возможными исходами которой будут:

- попадание опциона мимо денег с вероятностью K = Pr{ST>xp};

- попадание опциона в деньги с вероятностью (1-К).

Пусть pi – значение доходности подлежащего актива, полученное в ходе i–го испытания в серии из N испытаний. При большом числе N число испытаний с первым исходом составляет M KN, а со вторым – N-M (1-K)N.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Тогда оценка (7.55) по биномиальной схеме с N испытаниями составляет:

M R pi rT N M pi rT + pi R T T +. (7.56) R N r N r R i 1 i Заметим, что M{(rT- rT )/r }= 0 как матожидание нормированной случайной величины. Также M{(rT-rT )2 }= r2 – по определению, дисперсия случайной величины rT.

С переводе на язык оценок из (7.55) это означает M 1 pi rT limN = 0, N r i (7.57) N M 1 pi rT pi rT limN ( ) 1 K N r r i Производя предельный переход при N в (7.56) с учетом (7.57), имеем N M limN rT )( rT + R + (pi rT )) (pi T NRr i (7.58) N M r limN rT ) (1 K) (pi NRr i 1 R Видим, что, поскольку <0, то корреляция опциона put и подлежащего актива является отрицательной. Это означает, что с введением опциона put в дополнение к подлежащему активу снижается доходность этой сборки одновременно со снижением ее риска.

Замечание. Идея применения биномиальной схемы испытаний принадлежит к.ф. м.н. А.В.Сомовой.

Рассмотрим два важных предельных частных случая.

1. Когда опцион put в сборке со стопроцентной вероятностью попадает в деньги.

Тогда К=0, = -1, а также достигается предел (7.33). Обозначим среднеожидаемую доходность сборки за AT, а СКО сборки за А. Тогда по общим правилам портфельного инвестирования выполняется:

AT x1rT + x2 R, (7.59) T A 2 x12r 2 + x R 2 + 2x1r x R, (7.60) 2 где Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций zp S0 | | x1, x - (7.61) S0 + zp 1+ | | S0 + zp 1+ | | веса компонент в портфеле.

Применение (7.59)-(7.61) в нашем случае дает:

zp xp S0 zp AT v0 - (7.62) zp + S0 (zp + S0 )T предельно низкая доходность сборки, известная инвестору заранее, | | A 2 (x1r x2R )2 ( r - | | r )2 0, (7.63) 1+ | | 1+ | | то есть при попадании опциона в деньги доходность сборки перестает быть случайной величиной, а становится фиксированной и заведомо известной.

2. Когда опцион put в сборке со стопроцентной вероятностью не попадает в деньги. Тогда К=1, = 0, и, согласно (4)-(8) выполняется R =-1/Т, R=0. И, T соответственно, применяя (7.59)-(7.60), имеем zp -1 S0 ST S0 zp AT ( ) + rT rT, (7.64) zp + S0 T zp + S0 (zp + S0 )T S A r r (7.65) S0 + zp То есть подтверждается вывод о том, что введение опциона put в сборку снижает ее доходность по сравнению с доходностью подлежащего актива, но одновременно и снижает волатильность. Такая операция дает сборке дополнительные шансы на то, чтобы поучаствовать в формировании эффективной границы портфельного облака.

7.5. Корреляция подлежащего актива и опциона call Выражение для корреляции этих двух инструментов, с учетом (7.19) и (7.20):

rT rT RT, ST xc M r R,(7.66) T T r rT + rT R, ST xc r R Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций что очень похоже на (7.55). Повторение всех перечисленных выше математических рассуждений дает выражение для коэффициента корреляции r (1 K),(7.67) R где K = Pr{ST < xc}.

Опцион call и подлежащий актив, естественно, обладают положительно коррелированными доходностями. Это означает, что с введением опциона в сборку повышается доходность этой сборки – одновременно с повышением ее риска.

Рассмотрим два важных предельных частных случая.

1. Когда опцион call в сборке с подлежащим активом со стопроцентной вероятностью попадает в деньги. Тогда К=0, = 1, а также достигается предел (7.21).

Обозначим среднеожидаемую доходность сборки за AT, а СКО сборки за А. Тогда по общим правилам портфельного инвестирования выполняется (7.59)-(7.60), где zp S x1, x2 - (7.68) S0 + zc 1+ S0 + zc 1+ веса компонент в сборке.

Применение (7.59)-(7.60) и (7.68) в нашем случае дает:

2rT + AT rT,(7.69) 1+ A 2 r r. (7.70) 1+ 2. Когда опцион call в сборке со стопроцентной вероятностью не попадает в деньги. Тогда К=1, = 0, и выполняется R =-1/Т, R=0. И, соответственно, T zc -1 S0 ST S0 zc AT ( ) + rT rT, (7.71) zc + S0 T zc + S0 (zc + S0 )T Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций S A r r (7.72) S0 + zc То есть если сочетание подлежащего актива с опционом put влечет снижение волатильности (с одновременным снижением доходности), то сборка подлежащего актива с опционом call дает эффект увеличения доходности (с одновременным ростом риска). Что лучше, каждый инвестор решает для себя сам, в зависимости от того, как он оценивает характер рынка.

7.6. Корреляция опционов call и put в комбинации «straddle» Если даты исполнения указанных опционов и их страйки совпадают, то ясно, что в любой момент времени один из опционов находится в деньгах, а другой – нет. Что это означает с точки зрения корреляции двух опционов, предстоит выяснить.

Как установлено в предыдущих разделах этой главы, текущиая доходность опциона call связанa с тем же для подлежащего актива соотношением:

, ST xc - опцион не в деньгах, RCT,(7.73) + crT, ST xc - опцион в деньгах c где 1 S0 - xc zc S,c, c. (7.74) T zcT zc То же самое для опциона put:

, ST xp - опцион не в деньгах, RPT,(7.75) p + prT, ST xp - опцион в деньгах где x S0 zp S p p, p. (7.76) zpT zp Корреляция двух опционов:

RCT RCT RPT RPT M,(7.77) c P Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций где RCT, RPT - средние значения доходностей call и put опционов соответственно.

Раскроем (7.77) в интегральной форме:

r T ( RCT )(p + prT RPT ) r (rT )drT + ( RPT )(c + crT RC ) r (rT )drT cp r 1/T ( RCT )[(p RP )K + p]+ ( RPT )[(c RC )(1- K) + c (rT )], T T cp (7.78) где r(rT) – плотность распределения доходности подлежащего актива, xc S r0 (7.79) S0T пограничная доходность подлежащего актива, выше которой call опцион оказывается в деньгах, r rT r (rT )drT, (7.80) 1/T а К - вероятность того, что опцион call окажется не в деньгах по истечении времени T.

Пример 7. Рассмотрим комбинацию «стеллаж» из двух опционов (put и call) ценой по 10$ каждый и страйком xc= xp= 100$. При этом подлежащий актив имеет стартовую цену S0=100$ с ожидаемой доходностью rT = 0 и СКО r = 40% годовых. Период инвестиций T =0.5 года.

Определить корреляцию опционов в комбинации на момент T.

Решение Согласно расчетам, K=0.5, =c=p= -2, c= -p=10, RCT = RPT =-0.404, с = p = 2.335.

Окончательно, =-0.467 – то есть доходность call и put опционов в стеллаже оказывается отрицательной. Этого и следовало ожидать, так как опцион call коррелирован с подлежащим активом положительно, а опцион put – отрицательно, как мы теперь знаем.

Если доходность актива вырастает до rT = 30% годовых, а СКО при этом падает до 10%, то ясно, что корреляция опционов слабеет. Тогда K=0.002, RCT = 1.0, с = 0.998, RPT =-2.0, p = 0.014, и =-0.077.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Пример 7. 27 ноября 2000 года состояние рынка опционов на акции IBM представлено на сайте [7.8]. Оценим стохастическую связь опционов в стеллаже на конец апреля 2001 года (T=5/6) при среднеожидаемой доходности этого актива 20% годовых и СКО 30% годовых (по состоянию на апрель 2001 года). Стартовая цена акции – 100$.

Решение Данные по коэффициенту корреляции сведены в таблицу 7. Таблица 7. xc=xp zc zp rcomb comb 80 25.125 3.125 0.015 1.042 -0. 85 22.375 4.125 -0.259 1.079 -0. 90 17.750 5.750 -0.446 1.146 -0. 95 14.750 7.000 -0.726 1.125 -0. 100 11.750 9.375 -1.024 1.009 -0. 105 9.875 12.125 -1.273 0.85 -0. 110 7.625 15.000 -1.332 0.806 -0. 115 6.5 18.000 -1.287 0.829 -0. 120 5.125 22.625 -1.186 0.845 -0. Из таблицы 7.6 видно, что с ростом страйка стеллажа падает доходность этой комбинации, одновременно с ростом модуля отрицательной корреляции между опционами. Это и понятно, так как, увеличивая страйк на ожидаемо растущем активе, мы снижаем эффективность вложений в call опцион. Мы бы точно также снижали доходность комбинации, если бы на ожидаемо падающем активе двигали страйк влево.

Но если при такой же доходности актива мы увеличиваем оценку СКО до 60% годовых, то в этом случае картина изменится. Она представлена таблицей 7.7.

Таблица 7. xc=xp zc zp rcomb comb 80 25.125 3.125 0.279 1.767 -0. 85 22.375 4.125 0.140 1.770 -0. 90 17.750 5.750 0.161 1.860 -0. 95 14.750 7.000 0.106 1.868 -0. 100 11.750 9.375 -0.009 1.801 -0. 105 9.875 12.125 -0.204 1.658 -0. 110 7.625 15.000 -0.279 1.601 -0. 115 6.5 18.000 -0.377 1.526 -0. 120 5.125 22.625 -0.49 1.43 -0. В этом случае динамика корреляции носит волнообразный характер: рост, а затем падение. Также волнообразно изменяется и СКО комбинации.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций То есть, рассчитывая на серьезный уровень волатильности актива, мы вправе покрывать его стеллажом, полагая, что рывок доходности актива в любую сторону вызовет доход от использования комбинации в связи с закрытием позиции по любому из опционов комбинации. Покрываясь «на две стороны», мы фактически используем эффект существенной отрицательной корреляции опционов стеллажа.

Разумеется, если мы ждем роста актива, то выбираем комбинацию с низкими страйками, а если падения актива – то с высокими страйками. Если же волатильность актива ожидается низкой, то применять стеллаж нецелесообразно: выигрывает здесь тот, кто уступает комбинацию («writer»).

7.7. Корреляция опционов put и call в комбинации «strangle» В связи с тем, что в комбинации «удавка» страйки двух опционов разнесены по цене, возникает вероятность того, что оба опциона оказываются не в деньгах. Применив все рассуждения предыдущего параграфа книги, можем записать:

r1 r T ( RCT )(p + prT RPT ) r (rT )drT + ( RPT )( RC ) r (rT )drT 1 1/T r cp + RPT )(c + crT RCT ) r (rT )drT ( r ( RCT )[(p RPT )K1 + p1] cp ( RCT )( RPT )K12 + ( RPT )[(c RCT )K2 + c2 )], + (7.81) где S0 xp r1, (7.82) S0T xc - S r2, (7.83) S0T r K1 r (rT )drT, (7.84) 1/T r K12 r (rT )drT, (7.85) r K2 r (rT )drT, (7.86) r Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций r 1 rT r (rT )drT, (7.87) 1/T 2 rT r (rT )drT. (7.88) r При совпадении страйков обоих опционов комбинации K12 = 0, K2 = 1-K1, = rT - 1, и мы приходим к случаю «стеллажа», описанного выше, где корреляция опционов описывается соотношением (7.78).

Научившись определять корелляции опционов и подлежащих им активов, мы всерьез можем задуматься о создании нового подхода к оптимизации смешанных портфелей. Подробно это обсуждается в следующей главе работы.

7.8. Нечеткая модель оценки характера рынка Когда мы говорим что-то о характере рынка подлежащего актива, на который мы покупаем опцион, мы по умолчанию предполагаем, что наблюдаемая нами тенденция сохранится вплоть до даты расчетов по опциону, в противном случае все наши оценки рынка теряют смысл.

Все высказывания о рынке актива имеют природу лингвистической переменной, носителем которой является пара чисел: (ожидаемая доходность, ожидаемая волатильность). И тогда можно ввести нечеткие суждения относительно характера рынка следующего вида:

«Бычий» рынок – это рынок с относительно высокой или высокой доходностью актива при умеренной его волатильности.

«Медвежий» рынок – это рынок с отрицательной доходностью актива, сравнительно высокой по модулю, при умеренной волатильности актива.

«Нейтральный» рынок – это рынок с низкой по модулю доходностью при умеренной волатильности актива.

«Волатильный» рынок – это рынок с неумеренной волатильностью.

Условно проведенное разделение рынков показано на рис. 7.5. И самое главное здесь – определить параметры разделительных границ в пространстве «доходность волатильность», которые, конечно, вплотную зависят от самого актива.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций Доходность "Бычий" "Волатильный" "Нейтральный" Волатильность "Нейтральный" "Медвежий" "Волатильный" Рис. 7.5. Разделение типов рынков Для рынков с умеренной волатильностью в качестве носителя для нечеткой лингвистической классификации может служить так называемое отношение Шарпа [7.10], которое есть отношение доходности актива за вычетом безрисковой составляющей к его волатильности. Тогда функция принадлежности для любого терм-значения лингвистической переменной «Качество рынка», определенная на показателе Шарпа, будет иметь трапезоидный вид, по аналогии с тем, как подобная нечеткая классификация проводится в главе 3 этой книги. Сама же классификация является тяжелой обязанностью инвестора в опционы или эксперта, которого нанимает инвестор. Только в отношении к конкретно взятому активу можно сказать, что для него означает «умеренная волатильность» или «высокое значение показателя Шарпа».

Выводы Мы получили простейшие аналитические соотношения для опционов и комбинаций на их основе, руководствуясь обычными вероятностными схемами. Мы можем существенно расширить список комбинаций, которые поддаются аналитическому описанию, так как нашли метод построения такого рода описаний.

Безо всяких особых математических изысканий, на уровне элементарного здравого смысла видно, что если теоретическая цена опциона и не зависит от ожидаемой доходности подлежащего актива, а определяется, в частности, текущей его ценой, то сама по себе доходность вложений в опцион связана с доходностью подлежащего актива теснейшим образом. Ожидаемое направление рынка, как мы показали на расчетах, прямо сказывается на фактической цене опциона. Если планируется падающий рынок, подрастают цены на put опционы и тем же темпом падают цены на опционы call. Иначе и Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций быть не может, ведь рынок опционов – это рынок ожиданий, как и рынок подлежащих активов, как и фондовый рынок в целом.

Заметим также, что в нашей модели отсутствует ставка безрискового финансирования, присутствующая в классической модели. Это обусловлено тем, что все модельные расчеты мы проводим в номинальных ценах. Если бы было необходимо от номинальных цен перейти к реальным, учтя чистую современную ценность наших инвестиций, тогда было бы необходимо скорректировать номинальные цены по завершении инвестиционного периода на коэффициент дисконтирования, который может быть привязан к безрисковой ставке доходности инвестиций в данной стране, например, в той же Америке, что собственно, и делается в модели Блэка-Шоулза.

На базе изложенных в этой главе результатов может быть построен опционный калькулятор с широкой функциональностью, который будет анализировать не только опционы, но и опционные комбинации, а также сборки опционов с подлежащими активами. Здесь есть несомненная новизна и, как мне представляется, даже товарная привлекательность.

Однако преждевременно говорить о возможности оптимизации смешанных портфелей – таких, которые наряду с обычными активами (акциями, паями взаимных фондов и т.п.) содержат опционы. Для этого необходимо провести некоторые дополнительные теоретические изыскания, связанные с построением результирующих распределений и ковариационной матрицы компонент смешанного портфеля. Подробно эта тема освещается нами в параграфе 8.4 настоящей работы.

Опять же видим существенную неоднородность ценовых случайных процессов, когда постоянные параметры процессов перестают быть таковыми. Посмотрите еще раз на рисунок 7.3 – разве можно «это» моделировать винеровскими процессами? Возьмите полный интеграл от (7.1) – и вы получите процесс с экспоненциальным трендом (7.2), относительно которого способом броуновского движения флуктуирует цена.

Монотонность тренда – естественное следствие описания винеровского процесса. Когда же мы видим, что тренд «гуляет» чуть ли не синусоидально, о винеровских процессах речи быть не может.

Поэтому перед честными исследователями рынка возникает диллема: или избегать вероятностей при опционном моделировании – или, ища компромисса, сочетать вероятностные описания с описаниями нечетко-множественными, подобно тому, как это здесь и делается на протяжении всего изложения. Такой компромисс мне представляется наиболее разумным и эффективным способом борьбы с неопределенностью, царящей на рынке ценных бумаг.

Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций 8. Нечеткий подход к оптимизации фондовых портфелей 8.1. Модифицированный метод Марковица Исторически первым методом оптимизации фондового портфеля был метод, предложенный в [8.1]. Суть его в следующем.

Пусть портфель содержит N типов ценных бумаг (ЦБ), каждая из которых характеризуется пятью параметрами:

- начальной ценой Wi0 одной бумаги перед помещением ее в портфель;

- числом бумаг ni в портфеле;

- начальными инвестициями Si0 в данный портфельный сегмент, причем Si0 = Wi0 ni;

(8.1) - среднеожидаемой доходностью бумаги ri;

- ее стандартным отклонением i от значения ri.

Из перечисленных условий ясно, что случайная величина доходности бумаги имеет нормальное распределение с первым начальным моментом ri и вторым центральным моментом i. Это распределение не обязательно должно быть нормальным, но из условий винеровского случайного процесса нормальность вытекает автоматически.

Сам портфель характеризуется:

- суммарным объемом портфельных инвестиций S;

- долевым ценовым распределением бумаг в портфеле {xi}, причем для исходного портфеля выполняется Si0 N xi, 1, i 1,..., N ;

(8.2) xi S i - корреляционной матрицей {ij}, коэффициенты которой характеризуют связь между доходностями i-ой и j-ой бумаг. Если ij = -1, то это означает полную отрицательную корреляцию, если ij = 1 - имеет место полно положительная корреляция. Всегда выполняется ii = 1, так как ценная бумага полно положительно коррелирует сама с собой.

Таким образом, портфель описан системой статистически связанных случайных величин с нормальными законами распределения. Тогда, согласно теории случайных величин, ожидаемая доходность портфеля r находится по формуле Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций N r ri, (8.3) xi i а стандартное отклонение портфеля N N ( x ij i ). (8.4) xi j j i 1 j Задача управления таким портфелем имеет следующее описание: определить вектор {xi}, максимизирующий целевую функцию r вида (8.3) при заданном ограничении на уровень риска, оцениваемый (8.4):

{xopt} {x} | r max, =const M, (8.5) где M – риск бумаги с максимальной среднеожидаемой доходностью. Запись (8.5) есть не что иное, как классическая задача квадратичной оптимизации, которая может решаться любыми известными вычислительными методами.

Замечание. В подходе Марковица к портфельному выбору под риском понимается не риск неэффективности инвестиций, а степень колеблемости ожидаемого дохода по портфелю, причем как в меньшую, так и в большую сторону. Можно без труда перейти от задачи вида (8.5) к задаче, где в качестве ограничения вместо фиксированного стандартного отклонения выступает вероятность того, что портфельная доходность окажется ниже заранее обусловленного уровня.

Если задаваться различным уровнем ограничений по, решая задачу (8.5), то можно получить зависимость макимальной доходности от вида rmax = rmax () (8.6) Выражение (8.6), именуемое эффективной границей портфельного множества, в координатах «риск-доходность» является кусочно-параболической вогнутой функцией без разрывов. Правой точкой границы является точка, соответствующая тому случаю, когда в портфеле оказывается одна бумага с максимальной среднеожидаемой доходностью.

Подход Марковица, получивший широчайшее распространение в практике управления портфелями, тем не менее имеет ряд модельных допущений, плохо согласованных с реальностью описываемого объекта - фондового рынка. Прежде всего это отсутствие стационарности ценовых процессов, что не позволяет описывать доходность бумаги случайной величиной с известными параметрами. То же относится и корелляции.

Если же мы рассматриваем нашу ценовую предысторию как квазистатистику, то нам следует моделировать ее многомерным нечетко-вероятностным распределением с Недосекин А.О. Нечетко-множественный анализ риска фондовых инвестиций параметрами в форме нечетких чисел. Тогда условия (8.3) – (8.5) запиываются в нечетко множественной форме, и задача квадратичной оптимизации также решается в этой форме. Решением задачи является эффективная граница в виде нечеткой функции полосового вида (см. главу 2). Ее следует привести к треугольному виду по обычным правилам.

Тогда, если нам заданы контрольные нормативы по доходности и риску (бенчмарк), которые нам следует соблюсти в нашем портфеле, увеличивая доходность и одновременно снижая риск, то риск того, что мы не добъемся поставленной цели, определяется способами, изложенными в главе 4 настоящей книги.

Pages:     | 1 || 3 |



© 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.