WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 5 | 6 ||

3) ЛПР обладает лишь отрывочными (не исключено что противоречивыми) знаниями о вероятностях в отношении 1) и 2).

Таким образом, в общем смысле знания ЛПР могут быть представлены в виде pi F (ai bi | ) pi,i = 1,m ; (6) F( ), j = 1, n. (7) j j j j Проблема моделирования риска в данной постановке формулируется Уткиным в [36] или в более обобщенном варианте Кузнецовым в [13]. Примечательно, что знания ЛПР необязательно представляются только системой (6) – (7). Возможны случаи (см. например, в [35]), когда проблема представлена только (6) или только (7).

3.4 МОДЕЛИРОВАНИЕ РИСКОВ ИНВЕСТИЦИОННО-ФИНАНСОВОЙ ДЕЯТЕЛЬНОСТИ 3.4.1 Задача оценки риска портфеля финансовых активов по Марковицу В 1952 году Г. Марковиц опубликовал фундаментальную работу, которая стала основой подхода к инвестициям с точки зрения современной теории формирования портфеля (Modern Portfolio Theory).

Подход Г. Марковица начинается с предположения, что инвестор в некоторый момент времени tимеет конкретную сумму денег для инвестирования. На эти деньги инвестор покупает ценные бумаги и держит их в течение определенного периода времени t = t1 – t0, который называется периодом владения. В конце периода t1 инвестор продает ценные бумаги, которые были куплены в начале периода, после чего использует полученный доход на потребление, либо осуществляет реинвестирование (либо делает и то и другое одновременно).

Таким образом, в момент t0 инвестор должен принять решение о покупке конкретных ценных бумаг (выборе того или иного инвестиционного портфеля). При этом он должен иметь в виду, что доходность ценных бумаг (и, таким образом, доходность портфеля) в предстоящий период владения t неизвестна.

Формализуем данную задачу. Пусть имеется некоторый набор (портфель) финансовых инструментов, который инвестор приобретает в момент t0 на период t = t1 - t0.

Текущая стоимость данного портфеля p p (t0 ) = (t0 ) pi (t0 ), ni где pi (t0 ) – текущая рыночная стоимость i-го инструмента, а ni (t0 ) – его количество в момент t0. При этом будем предполагать, что количество i-го инструмента в портфеле остается неизменным на притяжении всего периода t ({ ni (t) = ni = const, t t }).

Охарактеризуем ситуацию риска. Приобретая портфель, инвестор не может точно знать его стоимость в момент t1, из-за незнания закономерности изменения цен внутри периода t для финансовых инструментов, входящих в портфель. При этом он может предположить возможные значения цены каждого инструмента в некоторый момент времени t t и, в частности, в момент времени t1.

Это в целом позволяет говорить о ситуации неопределенности, обусловленной существованием факp торов неопределенности: pi (t) и p (t), t t. При этом, фактор pi (t) является «базовым» фактором, а p фактор p (t) – от него образованным («производным»). Деление факторов на базовые и производные можно также осуществить, учитывая тип финансового инструмента. Так, цены простых инструментов являются базовыми факторами, цены производных инструментов, связанные с ценами базовых инструментов – производными.

В целях упрощения в дальнейшем будем рассматривать портфель, состоящий лишь из одного инструмента. Это позволяет использовать довольно простую зависимость между базовым и производным факторами неопределенности p p (t) = ni pi (t),ni = 1,t t p и, в принципе, что более удобно, рассматривать лишь «производный» фактор p (t).

Если инвестор может на основе некоторой имеющейся у него информации оценить вероятности коp нечного числа значений цены p (t) в момент t = t1, то можно говорить о наличии ситуации риска (ситуации «измеримой»/вероятностной неопределенности).

p Пусть функция распределения случайной величины (рискового фактора) {P (t),t = t1 } определяться как p F(w) = P{P (t) < w}, t = t1.

p Тогда модель риска суть вероятностное распределение рискового фактора Р (t) в момент времени t = t1.

Harry Markowitz «Portfolio Selection», The Journal of Finance, Vol. VII, No 1, March 1952. Р. 77 – 91.

p p Пусть величина L = p (t1) - p (t0 ) отражает некий уровень потенциальных потерь инвестора за период t по некоторому портфелю (финансовому инструменту). При этом предполагается, что фактичеp ская стоимость портфеля в момент времени t1 будет не меньше некоторой величины p (t1) = u с вероятностью 1- = P. Тогда вероятность того, что фактическая стоимость портфеля в момент t1 составит меньшую величину (т.е величина фактических потерь за период t будет больше чем L ) будет равняться.

Величина L суть величина капитала под риском, обозначаемая как VAR (value at risk) (см. например [17]). Данная величина в стоимостном выражении может быть определена следующим образом:

p p VARp,1-,t = L = ([w - p (t0 )] [P{P (t) < w} =,t = t1]).

p Вместо цены портфеля p (t) в момент времени t = t1 инвестор может попытаться оценить его доходность за период t = t1 - t0.

Доходность портфеля за период t, t T будет вычисляться следующим образом:

p p p (t1) - p (t0 ) rp (t) =, (8) p p (t0 ) где rp (t) - доходность портфеля за период t T.

Необходимо отметить, что доходность портфеля может увеличиваться на некоторые фиксированные выплаты, производимые по отдельным инструментам, составляющим портфель. В дальнейшем будем предполагать, что доходность каждого инструмента портфеля, а следовательно и всего портфеля, образуется лишь за счет изменения курса (цены) инструмента (т.е. рассчитывается в соответствии с (8)).

Производный рисковый фактор Rp (t),t = t1 - t0 порожден «производным» рисковым фактором p P (t),t = t1.

Исходя из этого, под риском будет пониматься вероятностное распределение рискового фактора Rp (t),t = t1 - t0.

Функция распределения Rp (t) будет определяться как F (u) = P{Rp (t) < u }, t = t1 - t0.

Величина VAR портфеля в относительном выражении (доля потерь в первоначальной стоимости инp вестированных средств p (t0 ) ) будет определяться следующим образом:

VARp,1-,t = (u [P{ Rp (t) < u} = ]) или абсолютном выражении p VARp,1-,t = u p (t0 ).

3.4.2 Особенности моделирования риска финансового актива (портфеля финансовых активов) во времени Как уже упоминалось выше, существенную роль при формировании модели риска играет критерий полноты информации, а также ряд условий, накладываемых с целью упрощения модели.

Рассмотрим некоторую совокупность наблюдений случайной величины X (t) (доходность или цена некоторого финансового актива – рисковый фактор) в определенные моменты времени t = tk из временного периода T, т.е данная совокупность является упорядоченной по времени и является конечной, т.е tk -1 < tk,k =1,n.

Данную последовательность, где каждому моменту времени tk соответствует по определенному правилу X (tk ), распределенная по некоторому закону, можно рассматривать как функцию двух разнородных величин: случая и времени [9] (дискретный скалярный случайный процесс).

При фиксированном значении случая имеем некоторую временную последовательность (временной ряд длиной l ) реализованных значении x(tk ) случайной величины (реализация случайного процесса).

Дискретный скалярный случайный процесс, в общем виде, в дальнейшем будем обозначать как { X (tk ),tk T,k = 1,n }, а его реализацию как { x(tk ),tk T,k =1,l }.

Наиболее полной характеристикой дискретного скалярного случайного процесса является совместная функция распределения случайной величины или совместная функция плотности, если она существует [9].

Таким образом, при моделировании риска финансового актива (портфеля финансовых активов) во времени в качестве риска рассматривается в общем случае совместная функция распределения случайной величины.

В качестве мер риска можно использовать математическое ожидание, и матрицу ковариаций, которые суть характеристики случайного процесса.

Для определения характеристик случайного процесса в общем случае может быть использована совокупность реализаций за некоторый прошедший период Т. При этом делается предположение относительно степени постоянства данных характеристик во времени (предположение относительно стационарности случайного процесса).

ЗАКЛЮЧЕНИЕ Целью данной работы являлось рассмотрение проблемы анализа рисков инвестиционно-финансовой деятельности. При этом особое внимание уделялось проблемам классификации рисков инвестиционнофинансовой деятельности а также общим вопросам моделирования рисков.

Система скалярных случайных процессов есть векторный случайный процесс (некоторому моменту времени соответствует вектор случайных величин ( X1(tk ),..., X (tk )). Векторный случайный процесс можно рассматривать m в случае, когда портфель состоит более чем из одного инструмента.

Для реализации данной цели автором рассмотрена проблема неопределенности инвестиционного процесса, объективно обусловленная действием факторов неопределенности. При этом с целью предельной формализации задачи предложен алгоритм действий ЛПР в условиях неопределенности. Возможность выявление факторов неопределенности-риска позволила, в свою очередь, предложить возможный механизм классификации рисков инвестиционно-финансовой деятельности.

Кроме того, автором детально проанализирована проблема построения модели неопределенности, обобщающей традиционную модель риска посредством ввода в анализ понятия пространства с нечеткой мерой. В данном отношении можно говорить о возможности расширения традиционного инструментария анализа неопределенности возникающей в инвестиционном процессе.

СПИСОК ЛИТЕРАТУРЫ 1 О порядке расчета кредитными организациями размера рыночных рисков: Положение Центрального Банка РФ от 24.09.1999. № 89-П.

2 Методические рекомендации по управлению рисками кредитных организаций на рынке ценных бумаг. М.: НФА. 2000.

3 Айвазян С.А., Мхитарян В.С. Прикладная статистика. Основы эконометрики: Учебник для вузов:

В 2 т. М.: ЮНИТИ-ДАНА, 2001.

4 Бланк И.А. Финансовый менеджмент: Учебный курс. Киев, 2002.

5 Бланк И.А. Инвестиционный менеджмент. Киев: МП Итем; ЛТД Юнайтед. Лондон Трейд Лимитед, 1995.

6 Бочаров В.В., Леонтьев В.Е. Корпоративные финансы. СПб., 2004.

7 Вьюков М.Л., Ермошин С.И. Управление портфельными рисками в России. [www document].

URL http://www.fact400. ru/rmis/rm_article.htm 8 М.Де Гоот Оптимальные статистические решения. Пер. с англ. А.Л. Рухина М., 1974.

9 Канторович Г.Г. Анализ временных рядов. Лекционные и методические материалы // Экономический журнал ВШЭ. 2002.

№ 1, С. 85 – 116.

10 Колмогоров А.Н. Основные понятия теории вероятности: Пер. с нем. Г.М. Бавли. М., 1936.

11 Колмогоров А.Н. Фомин С.В. Элементы теории функций и функционального анализа М., 1968.

12 Кудрявцев О., Кудрявцева М. Финансовые риски: теоретическое понятие и практическая классификация. [www document]. URL http://riskinfo.ru 13 Кузнецов В.П. Интервальные статистические модели. М., 1991.

14 Леоненков А.В. Нечеткое моделирование в среде MATLAB и fuzzyTECH. СПб.: «БХВПетербург» 2003.

15 Литовских А.М. Финансовый менеджмент. [www document]. URL http://www.aup.ru 16 Лытнев О. Основы финансового менеджмента: Курс лекций. [www document]. URL http://http://www.cfin.ru/finanalysis/lytnev/index.shtml 17 Милосердов А.А., Герасимова Е.Б. Рыночные риски: формализация, моделирование, оценка качества моделей: Монография. Тамбов: Изд-во Тамб. гос. техн. ун-та, 2004. 116 с.

18 Милосердов А.А., Герасимова Е.Б. Ситуация риска и неопределенности: алгоритм идентификации риска // Математические и инструментальные методы экономического анализа: управление качеством: Сб. науч. тр. Тамбов, 2004. Вып. 15. С. 130 – 136.

19 Милосердов А.А. Моделирование неопределенности на пространстве с нечеткой мерой // Математические и инструментальные методы экономического анализа: управление качеством: Сб. науч. тр.

Тамбов, 2006. Вып. 20. С. 125 – 131.

20 Найт Ф. Понятие риска и неопределенности // В сб. THESIS. 1994. Вып. 5. С. 12 – 28.

21 Новоселов А.А. Понятие риска и методы его измерения // Proceedings of the International Scientific School "Modelling and Analysis of Safety, Risk and Quality in Complex Systems", St.-Petersburg, 2001. Р. 77 – 80.

22 Новоселов А.А., Варочкина Т.С. Стохастическое доминирование I и II рода. [www document].

URL http://anov.narod.ru 23 Партасарати К. Введение в теорию вероятностей и теорию меры: Пер с англ. А.В. Прохорова, М., 1983.

24 Пытьев Ю.П. Возможность. Элементы теории и применения. М., 2000.

25 Романов В.С. Понятие рисков в экономической деятельности. [www document]. URL http://www.aup.ru 26 Романов В.С. Классификация рисков: принципы и критерии. [www document]. URL http://www.aup.ru 27 Рубенчик А. Словарь терминов риск-менеджмента. [www document]. URL http://www.ndc.ru 28 Финансовый менеджмент: Под ред. Г.Б. Поляка М.: Финансы, Юнити, 1997.

29 Финансовый менеджмент: теория и практика: Учебник: Под ред. Е.С. Стояновой. М.: Изд-во «Перспектива», 2002.

30 Шилов Г.Е., Гуревич Б.Л. Интеграл, мера, производная. М., 1967.

31 Ширяев А.Н. Вероятность М., 1980.

32 Электронный словарь. [www document]. URL http://www. znay.ru/dictionary/ 33 Dubois D., Prade H., Independence in Qualitative Uncertainty Frameworks. [www document]. URL http://citeseer.ist.psu.edu/cs 34 Zadeh L.A., Probability Measure of Fuzzy Events. J. Math. Analysis and Appl. 23 (1968), Р. 421 – 427.

35 Harry Markowitz «Portfolio Selection». The Journal of Finance. Vol. VII, No 1, March 1952. Р. 77 – 91.

36 Utkin L.V. A method for processing the unreliable expert judgments about parameters of probability distributions Department of Computer Science, St. Petersburg Forest Technical Academy. [www document]. URL http://citeseer.ist.psu.edu/cs 37 Grabisch M., Sugeno M., Murofushi T. Fuzzy Measure of Fuzzy Events Defined by Fuzzy Integrals, Tokyo Institute of Technology, Dept. of System Science. [www document]. URL http://citeseer. ist.psu.edu/cs 38 Benvenuti P., Vivona D., General Theory of Fuzzy Integrals, Dip. Metodi e Mod. Matematici per Sci.

Applicate Universita degli Studi «La Sapienza». [www document]. URL http://citeseer.ist.psu.edu/cs 39 Benferhat S., D. Dubois, S. Kasi and H. Prade, Modeling Positive and Negative Information in Possibility Theory, Institut de Recherche en Informatique de Toulouse (I.R.I.T.) – C.N.R.S., 2002.

40 18.125 Measure and Integration, Fall 2003, lecture notes, Mathematics, MITOpenCourseWare [www document]. URL http://ocw. mit.edu/Ocw Web/Mathematics/18 – 125 Fall 2003/CourseHome/index. htm 41 Choquet G. Theory of capacities //Ann. Inst. Fourier, 1953/1954, 5. P. 131 – 295.

Pages:     | 1 |   ...   | 5 | 6 ||



© 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.