- •3.1. Загальні підходи до кількісної оцінки ступеня ризику
- •3.2. Ймовірність як один з підходів до оцінки ризику
- •3.3. Інгредієнт економічного показника
- •3.4. Ризик в абсолютному вираженні
- •3.4.1. Спрощений підхід до оцінювання ризику
- •3.4.2. Ризик як величина очікуваної невдачі
- •3.4.3. Зважене середньогеометричне значення економічного показника
- •3.4.4. Ризик як модальне значення міри невдачі
- •3.4.5. Ризик як міра мінливості результату
- •3.4.5.1. Середньозважене модуля відхилення від центра групування
- •3.4.5.2. Дисперсія та середньоквадратичне відхилення
- •3.4.5.3. Семіваріація та семіквадратичне відхилення
- •3.4.5.4. Середньоквадратичне та семіквадратичне відхилення від зваженого середньогеометричного
- •3.5. Ризик у відносному вираженні
- •3.5.1. Коефіцієнт сподіваних збитків
- •3.5.2. Коефіцієнти варіації, семіваріації, семівідхилення від зваженого середньогеометричного
- •3.5.3. Правила визначення знака інгредієнта
- •3.5.4. Коефіцієнти асиметрії та варіації асиметрії
- •3.5.5. Коефіцієнт ексцесу та варіації ексцесу
- •3.6. Використання нерівності Чебишева
- •3.6.1. Уникнення банкрутства при отриманні кредиту
- •3.6.2. Уникнення банкрутства при наданні кредиту
- •3.6.3. Визначення меж зон допустимого, критичного та катастрофічного ризиків
- •3.7. Контрольні запитання та теми для обговорення
- •3.8. Теми рефератів
- •3.9. Приклади та завдання для самостійної роботи
- •3.10. Основні терміни та поняття
3.5.5. Коефіцієнт ексцесу та варіації ексцесу
У ситуації, коли аналіз певних показників ефективності об’єкта (проекту) показує, що ці показники мають майже однакові сподівані значення, приблизно рівні їхні середньоквадратичні відхилення (і навіть семіквадратичні відхилення), а також є рівними значення коефіцієнтів асиметрії, то для порівняння ризиковості цих проектів можна скористатись коефіцієнтом ексцесу. Його обчислюють за формулою:
де Ех(Х) — коефіцієнт ексцесу. Статистичну оцінку коефіцієнта ексцесу можна здійснити за формулою:
де Т — кількість періодів.
Чим більше значення коефіцієнта ексцесу, тим більш «гостровершинним» (функція f2(x) на рис.3.3) є графік функції щільності ймовірності для випадкової величини, що характеризує об’єкт (проект). Ця властивість коефіцієнта ексцесу вказує на більш високу «концентрацію» значень показника ефективності в околі його сподіваного значення.
Зменшення значення Ех(Х) приводить до того, що графік функції щільності ймовірності випадкової величини Х стає менш «гостровершинним» (функція f1(x) на рис. 3.3), тобто більш «згладженим». Ця ситуація вказує на те, що розміри інтервалу, на який «найчастіше» потрапляють значення показника ефективності, збільшилися.
Рис. 3.3. Форма функції щільності залежно від коефіцієнта ексцесу (Ex1(X) < Ex2(X))
Очевидно, що серед m різних альтернативних об’єктів (проектів, стратегій) найменш ризиковий той, для якого «концентрація» значень показника ефективності в околі його сподіваного значення є вищою, тобто той (Хk0), для якого виконується:
,
тобто Ех(Х) = Ех+(Х).
Приклад 3.15. Норми прибутків портфеля цінних паперів А і В, що спостерігались за останні 10 періодів, подано в табл.3.7.
Таблиця 3.7
Період |
Норма прибутку (%) |
Період |
Норма прибутку (%) |
|||||
t |
RA |
RB |
t |
RA |
RB |
|||
1 |
6,9 |
3,71 |
6 |
2,81 |
5,06 |
|||
2 |
4,7 |
4,90 |
7 |
2,70 |
5,92 |
|||
3 |
5,85 |
1,73 |
8 |
2,35 |
7,67 |
|||
4 |
6,88 |
2,67 |
9 |
2,73 |
4,94 |
|||
5 |
4,5 |
3,88 |
10 |
3,87 |
2,81 |
Розв’язання. Для портфеля А:
M+(RА) = 4,329; –(RA) = 1,7447; SSV –(RA) = 1,1386; As+(RA) = 0,3337; Ex+(RA) = – 1,6225.
Для портфеля В:
M+(RB) = 4,327; –(RB) = 1,7425; SSV –(RB) = 1,1744; As+(RB) = 0,3353; Ex+(RB) = – 0,9367.
Оскільки для портфелів цінних паперів, що досліджуються, практично рівними є величини сподіваних норм прибутку, середньоквадратичні та семіквадратичні відхилення, коефіцієнти асиметрії, то лише виходячи з того, що Ex+(RB) = – 0,9367 > – 1,6225 = Ex+(RA) і що As+(RB) As+(RА) > 0, можна надати перевагу портфелю цінних паперів В як такому, що має менший ризик несприятливих відхилень норми його прибутку від її сподіваного значення. -
За міру ризику можна використовувати також величину:
або ж коефіцієнт варіації ексцесу
Очевидно, що величини Ex(X) та CVEx(X) мають негативні інгредієнти. А тому серед m альтернативних об’єктів Хk, k = 1, ..., m, перевага надається тому (Хk0), для якого виконується умова:
,
або ж у випадку, коли здійснюється відносне оцінювання ризику, умова:
Приклад 3.16. Норми прибутків портфелів цінних паперів виду А і В, що спостерігались за останні 10 періодів, подано в табл.3.8.
Таблиця 3.8
Період |
Норма прибутку (%) |
Період |
Норма прибутку (%) |
|||||
t |
RA |
RB |
t |
RA |
RB |
|||
1 |
11,73 |
3,71 |
6 |
4,85 |
5,06 |
|||
2 |
7,99 |
4,90 |
7 |
4,59 |
5,92 |
|||
3 |
9,95 |
1,73 |
8 |
4,0 |
7,67 |
|||
4 |
11,7 |
2,67 |
9 |
4,64 |
4,94 |
|||
5 |
7,65 |
3,88 |
10 |
6,58 |
2,81 |
Розв’язання. Для портфеля А:
M+(RА) = 7,368; –(RA) = 2,9660; SSV –(RA) = 1,9356; As+(RA) = 0,3337; Ex+(RA) = – 1,6225.
Для портфеля В:
M+(RB) = 4,327; –(RB) = 1,7425; SSV –(RB) = 1,1744; As+(RB) = 0,3353; Ex+(RB) = – 0,9367.
Оскільки M+(RA) M+(RB), то для порівняння портфелів цінних паперів необхідно використати оцінки ризику у відносному вираженні. Маємо:
тобто
.
Обчислимо коефіцієнти семіваріації:
тобто знову
.
Обчислимо і порівняємо коефіцієнти варіації ексцесу:
Оскільки = 0,3559 < 0,4476= , то перевагу слід надати портфелю цінних паперів А.
Аналогічний результат буде і в разі використання коефіцієнта варіації асиметрії.-