Upload
kamal
View
55
Download
0
Embed Size (px)
DESCRIPTION
Modele zmienności aktywów. Model multiplikatywny Parametry siatki dwumianowej. Model multiplikatywny zmienności aktywów. Rekurencyjny model multiplikatywny: S(0)=S 0 , S(k+1) = S(k) u(k) , k=1,2,… C ena aktyw a w chwili k dana jest więc wzorem - PowerPoint PPT Presentation
Citation preview
Modele zmienności aktywów
Model multiplikatywny
Parametry siatki dwumianowej
Model multiplikatywny zmienności aktywów
Rekurencyjny model multiplikatywny: S(0)=S0, S(k+1) = S(k) u(k), k=1,2,…
Cena aktywa w chwili k dana jest więc wzorem(1) S(k) = u(k-1)u(k-2)…u(0)S(0).Po zlogarytmowaniu obu stron
(2)
1
0
1
0
1
0
)()0(ln)(ln
)()0(ln)(ln)0(ln)(ln
k
i
k
i
k
i
iwSkS
iwSiuSkS
Model multiplikatywny
Jeśli wszystkie zmienne w(i) mają tę samą wartość oczekiwaną μ i wariancję σ2 oraz są wzajemnie niezależne, to korzystając z własności wartości oczekiwanej i wariancji możemy zapisać:(3) E [ln S(k)] = lnS(0) +μk,(4) var [lnS(k)] = k σ2.
Łatwo zauważyć, że zarówno wartość oczekiwana logarytmu ceny jak i wariancja tej zmiennej rosną proporcjonalne do k.
Model multiplikatywny Stopy zwrotu Równość (3) można zapisać w postaci
E [ln S(k)] – E[lnS(0)] = μk E[ln (S(k)/S(0))] = μk , lub też(5) E [S(k)/S(0)] =eμk gdyż dla funkcji ciągłej f i zmiennej losowej X ; E[f(X)]=f(E(X))μ można interpretować jako oczekiwaną stopę zwrotu w
pojedynczym etapie przy kapitalizacji ciągłejZ definicji μ =E[ln (S(n+1)/S(n))] , n=1,…,k S(n+1)/S(n) = [S(n+1)-S(n)]/S(n)+1 ln [S(n+1)/S(n)] = ln {[S(n+1)-S(n)]/S(n)+1} ==(w przybliżeniu)= [S(n+1)-S(n)]/S(n) = r – stopa zwrotu w jednym
etapie przy kapitalizacji okresowej; korzystamy z rozwinięcia
),()1ln(
)()1ln( 2
2
xdlaxx
xRxx x
Model multiplikatywny Stopy zwrotu
E {ln[S(n+1)/S(n)]} = E[w(n)] = μ μ - oczekiwana stopa zwrotu w jednym etapieZ definicji modeluE{ln (S(k)/S(0))} = E[w(0)+…+w(k-1)]; w(i)=lnu(i)Lewa strona oznacza oczekiwaną całkowitą (po k
etapach) stopę zwrotu, przy założeniu kapitalizacji ciągłej.
Model multiplikatywny
Bezpośrednio ee związku
Otrzymujemy logarytm z ilorazu
(6)
Jeżeli w(i) są niezależnymi zmiennymi losowymi o rozkładach normalnych i parametrach μ, σ2 , to zmienna losowa ln[S(k)/S(0)] ma rozkład normalny o wartości oczekiwanej (kμ) oraz wariancji kσ2 (Wniosek 3, par. 37, S Zubrzycki „Wykł. rach. p-stwa..”)
1
0
1
0
)()0(ln)(ln)0(ln)(lnk
i
k
i
iwSiuSkS
1
0
1
0)0()( )()(lnln
k
i
k
iS
kS iwiu
Rozkład logarytmiczno – normalny
Niech Y oznacza zmienną losową o rozkładzie normalnym N(μ,σ) . Niech X = eY (Y = lnX)
DEF. Rozkład prawdopodobieństwa zmiennej losowej X nazywamy rozkładem logarytmiczno – normalnym i oznaczamy Λ(μ,σ)
(X jest funkcją wykładniczą zmiennej losowej o rozkładzie normalnym)
FX – dystrybuanta zmiennej X
YzmiennejtadystrybuanFgdzie
xFxYP
xXPxXPxF
xniech
Y
Y
X
)(ln}ln{
}ln{ln}{)(
0
Rozkład logarytmiczno – normalny
Zatem
Oznaczmy przez (x) gęstość rozkładu zmiennej X
(7)
0)(ln
00)(
ogólnie
0)(ln)(
xxF
xxF
xdlaxFxF
YX
YX
2
2
2
ln121
1
exp
)ln punkciew),(.rozkldensity(
')(ln)(')(
xx
x
xYX
xN
xFxFx
Rozkład logarytmiczno – normalny
Niech Y oznacza zmienną losową o rozkładzie normalnym N(μ,σ) . Niech X = eY
Wtedy
(8) Mk = exp (μk + 0,5 σ2 k2)
Mk – k-ty moment rozkładu logarytmiczno-normalnego
a stąd EX = exp (μ+ 0,5 σ2)(9) War X =E(X2)-(E(X))2 =exp (2μ+ 2σ2) - exp (2μ+ σ2)= = exp (2μ+ 2σ2) [ exp ( σ2) –1]
Model multiplikatywny, dwumianowy
Zakładamy, że w każdym okresie cena akcji może spaść lub wzrosnąć, zawsze w tej samej proporcji, czyli
(10)
przy czym pierwsza z tych wartości jest przyjmowana z prawdopodobieństwem p
a druga z (1-p)
10,
1,)(
dgdzied
ugdzieuku
Drzewo cen w modelu multiplikatywnym, dwumianowym - Siatka dwumianowa cen (4 etapy, S – cena początkowa)
Ceny końcowe w modelu multiplikatywnym dwumianowym, n-etapowym
Ze wzoru S(n) = u(n-1)u(n-2)…u(0)S(0) wynika, że
możliwe ceny końcowe muszą mieć postać
S(0) ukdn-k, gdzie k = 0,1,…,n.
Na drzewie cenowym istnieje różnych dróg
prowadzących do węzła identyfikowanego z ceną
S(0)ukdn-k , gdyż każda droga jest jednoznacznie
scharakteryzowana przez n-wyrazowy ciąg (u,u,d,u,
…,d,u), zawierający k liter u oraz (n-k) liter d.
k
n
Ceny końcowe w modelu multiplikatywnym dwumianowym, n-etapowym
Prawdopodobieństwo każdej takiej drogi – jako koniunkcji zdarzeń niezależnych - wynosi
pk (1-p)n-k
Zatem prawdopodobieństwo ceny końcowej Sukdn-k wynosi
knk pp
k
n
)1(
Przykład Model dwumianowy. Cena końcowa akcji po 304 etapach
100,00 zł CENA POCZĄTKOWA
P Q R S T
nr wiersza P$7*G$5^R13*G$6^S13
ROZKŁAD.DWUM(R13;304;G$8;FAŁSZ)
p-stwocena koncowa akcji (po 304 etapach)
liczba wzrostów
liczba spadków
składniki wartości oczekiwanej ceny
14 3,61393E-68 383 156 579 951 951,00 304 0 0,00 zł 15 7,32424E-66 313 491 747 233 415,00 303 1 0,00 zł 16 7,39748E-64 256 493 247 736 430,00 302 2 0,00 zł 17 4,96453E-62 209 858 111 784 352,00 301 3 0,00 zł 18 2,49054E-60 171 702 091 459 924,00 300 4 0,00 zł 19 9,96216E-59 140 483 529 376 302,00 299 5 0,00 zł 20 3,30965E-57 114 941 069 489 701,00 298 6 0,00 zł 21 9,3931E-56 94 042 693 218 846,60 297 7 0,00 zł 22 2,32479E-54 76 944 021 724 510,90 296 8 0,00 zł 23 5,09732E-53 62 954 199 592 781,60 295 9 0,00 zł
TEORETYCZNY ROZKŁAD CENY AKCJI
0
0,005
0,01
0,015
0,02
0,025
0,03
0,035
0,04
0,045
0,05
0
50 00
0
100 0
00
150 0
00
200 0
00
250 0
00
300 0
00
350 0
00
400 0
00
450 0
00
500 0
00 P
RA
WD
OP
OD
OB
IEŃ
ST
WO
TEORETYCZNY ROZKŁAD CENY AKCJI
0
0,005
0,01
0,015
0,02
0,025
0,03
0,035
0,04
0,045
0,05
0 0 1 10
100
1 000
10 000
100 00
0
1 000 000
PR
AW
DO
PO
DO
BIE
ŃS
TW
O
00,0050,01
0,0150,02
0,0250,03
0,0350,04
0,0450,05
00,0050,01
0,0150,02
0,0250,03
0,0350,04
0,0450,05
Parametry siatki dwumianowej Sformułowanie problemu
Dana jest roczna oczekiwana stopa zwrotu z akcji uwzględniająca kapitalizację ciągłą :
E[ln(ST /S0)] = - gdzie ST oznacza cenę akcji po roku
oraz wariancja logarytmu ze zmiennej (ST /S0) War [ln(ST /S0)] = 2
Ile powinny wynosić przy tych danych parametry siatki zmienności, czyli wielkości u,p, w jednym etapie, jeżeli w ciągu roku wystąpi n etapów oraz u =1/d ?
Parametry siatki dwumianowej
Zakładamy, że zmienne losowe
k=1,2,…,n są niezależne, wzrost następuje z prawdopodobieństwem p.
Zmienne losowe
k=1,2,…,n są także niezależne, co wynika bezpośrednio z definicji niezależności zmiennych losowych
10,
1,)(
dgdzied
ugdzieuku
10,ln
1,ln)(ln
dgdzied
ugdzieuku
Parametry siatki dwumianowej Ogólne równania modelu:
)(ln
ln...lnln/ln()(
)/ln()ln(ln
)lnln...lnlnln(ln
]ln...ln[ln)(
)(lnln...lnln)(
)(lnlnln)(
1
11
2
0
1
11
2
0
1
11
2
0
1
2
20
00
11201
1
00
i
i
n
n
n
n
n
n
SS
SS
SS
SS
n
nn
nn
SS
SS
SS
SS
SS
SS
n
kn
Wargdzie
nWarSSWard
nSSESSE
SSSSSSE
Ec
uEEEEb
kuSSa
Parametry siatki dwumianowej Si oznacza cenę akcji po i-tym etapie
2
22
2
22
22
222222
222
ln)1()(ln)(ln)(
ln)1()ln)(ln1(
]lnln2lnln)[1(
ln)1(ln2))1(1)(1(ln)1(ln
ln)1(ln2ln)1(ln)1(lnln
ln)1(ln)1(lnln)(ln
ln)1(ln)(ln)(
1
0
1
0
1
0
1
d
uppWarWarf
d
uppdupp
dudupp
dpupppdppu
dpupdpuppdpu
dpuppdpuWar
dpupEe
i
i
SS
SS
SS
SS
Parametry siatki dwumianowej
Ze związku ( c ) wynika, że po n etapach w omawianym modelu E(ln(Sn/S0))=n , co jest równoważne równościom E(Sn /S0)=en, E(Sn)= S0 en
Jeżeli dodatkowo założymy, że S1=1, to otrzymujemy
E(lnSn)=n, E(Sn)=en Wprowadźmy dodatkowe oznaczenia U,D, t
(11)
nn
ii
tgdzietpU
UppUDppUiuE
dpupiuESSE
1
1
,)12(
)1()1())((ln
ln)1(ln))((ln]/[ln
Parametry siatki dwumianowej
Wariancja. Z niezależności zmiennych ln(u(k)), wynika, że
222
0
2
01
1
00
ln)1(/ln
ln)1(/ln
))((ln/ln
d
uppgdzienSSWar
d
uppnSSnWar
kuWarSSWar
n
n
kn
Parametry siatki dwumianowej
Pp
222
1
2
22
2
220
2
)2)(1(
,lnln,
))(1(
)ln)(ln1(ln)1(
/ln
tUpp
zatemDUwiecduwtedyuterazniech
DUpp
duppd
upp
nSSWar
n
d
n
tpU
z
)12(
)11(
Parametry siatki dwumianowej
1
1
2
1
2
1
22
1
2
1
2
lnln
)2)(1(
)12(
)2)(1(
)12(
2
2
22
2222
222
22
22
22
t
tt
t
U
tp
ttdttu
ttU
stronamidodaniupo
tUpp
tpU
tUpp
tpU
01
)(01
,2
1
2
1
,2
1
2
1
12
1
2
1
2
1
2
1
1
2
1
2
1
1
1
2
1
2
1
2!2
2!1
1
22
2
2
2
2
2
2
2
2
2
bliskichxdlaxax
x
xRxxax
x
Taylorawzoruzegdyżtp
czylit
t
t
t
t
p
a
tt
tt
tp
ed
eu
tttd
ttttu
t
t
2
1
2
1
ln
ln
22
222
Parametry siatki dwumianowej Ostatecznie otrzymujemy następujące parametry siatki
dwumianowej
= E[ln(ST/S0)], ST – cena po roku 2 - roczna wariancja zmiennej ln(ST/S0) t – czas trwania jednego etapu (ułamek roku)
tp
ed
eut
t
2
1
2
1
Interpretacja parametrów , 2
= E[ln(ST/S0)],
= ln(E[(ST/S0)])
E[(ST/S0)])=e
E(ST) = S0 e , gdyż S0 jest stałą
Parametr jest więc roczną oczekiwaną stopą zwrotu, zakładając kapitalizację ciągłą, tzw. logarytmiczną stopę zwrotu
Jeżeli S0 = 1,
to = E[ln(ST)]. Stąd E(ST) = e
War [ln(ST /S0)] =War [ln(ST)] = 2
2 – jest wtedy wariancją z logarytmu ceny po roku, czyli miarą zmienności rocznej ceny akcji
Literatura
Teoria inwestycji finansowych – D. Luenberger Instrumenty pochodne – sympozjum
matematyki finansowej. Kraków UJ 1997 Kontrakty terminowe i opcje. Wprowadzenie
J. Hull Warszawa 1997 Inwestycje K. Jajuga, T. Jajuga PWN 2008 Rynkowe instrumenty finansowe
A. Sopoćko PWN 2005