Информационный сайт

 

Реклама
bulletinsite.net -> Книги на сайте -> Бизнесмену -> Ковалев В.В. -> "Финансовый анализ: Управление капиталом. Выбор инвестиций. Анализ отчетности." -> 95

Финансовый анализ: Управление капиталом. Выбор инвестиций. Анализ отчетности. - Ковалев В.В.

Ковалев В.В. Финансовый анализ: Управление капиталом. Выбор инвестиций. Анализ отчетности. — M.: Финансы и статистика, 1998. — 512 c.
ISBN 5-279-02043-5
Скачать (прямая ссылка): faykviao1998.djvu
Предыдущая << 1 .. 89 90 91 92 93 94 < 95 > 96 97 98 99 100 101 .. 201 >> Следующая


Если ограничиваются тремя оценками, то наиболее общей мерой риска, ассоциируемого с данным активом, может служить размах вариации ожидаемой доходности, рассчитываемый по формуле:

R — k0 — ki

229

Пример

Предпринимателю необходимо выбрать лучший из двух альтернативных финансовых активов, если имеются следующие их характеристики:

Показатель
Вариант А
Вариант В

Цена ценной бумаги, тыс. руб.
12
18

Доходность (экспертная оценка), %



пессимистическая
14
13

наиболее вероятная
16
17

оптимистическая
18
21

Размах вариации доходности, %
4
8

Из представленных расчетов видно, что оба финансовых актива имеют примерно одинаковую наиболее вероятную доходность, однако второй из них может считаться в два раза более рисковым. Отметим, что если бы был выбран какой-то другой критерий оценки риска, его степень могла бы быть другой.

Можно рассчитать и другие меры риска, основанные на построении вероятностного распределения значений доходности и исчислении стандартного отклонения от средней доходности и коэффициента вариации, которые и рассматриваются как степень риска, ассоциируемого с данным активом. Таким образом, чем выше коэффициент вариации, тем более рисковым является данный вид актива. Последовательность аналитических процедур в этом случае такова:

делаются прогнозные оценки значений доходности (kj) и вероятностей их осуществления (Pj), і = 1,... п, где п — число исходов;

рассчитывается наиболее вероятная доходность (кдц) по формуле:

ICaI = I1ICi-Pi (5.26)

рассчитывается стандартное отклонение (о-) по формуле:

VSCkJ-IcnU)2Pi ; (5.27)

рассчитывается коэффициент вариации (CV) по формуле:

CV-<т/Ic1n,. (5.28)

Пример

В условиях предыдущего примера оценить риск каждого из альтернативных финансовых инструментов, если в обоих случаях вероятность наиболее возможной доходности составляет 60%, а 230

вероятности пессимистической в оптимистической оценок равны

и составляют 20%.

Вариант А:

Ic1nI= 14-0,2+ 16 0,6+ 18 0,2 = 16% a= V(14— 16)г 0,2 + (16— 16)2-0,6 + (16— 18)2 0,2 = 1,26%; CV = 1,26:16 - 0,079, или 7,9%.

Вариант В:

K1ni = 13-0,2+ 17-0,6 + 21-0,2 = 16% о= V О 3 — 1 If ¦ 0,2 + (17 — 1 If ¦ 0,6 + (21 — 1 Tf ¦ 0,2 =2,53%; CV = 2,53:17 = 0,149, или 14,9%.

Таким образом, вариант В является более рискованным по сравнению с вариантом А. Вместе с тем нельзя заключить, что он более рискован в два раза.

Приведенные рассуждения и вычислительные процедуры можно также проиллюстрировать графически. В случае с дискретным распределением может быть построена столбиковая диаграмма (рис. 5.5.)

Pi Актива Р,

0,501- 0,50

0,25 - 0,25

Актив В

11 13 15 к

13

ZO к

Рис. 5.5. Столбиковая диаграмма доходности активов

Пример

Построить столбиковую диаграмму, если имеются следующие данные о доходности двух активов:

231

Показатель
Актив А
Актив В
Вероятность (в долях единицы)

Величина исходной инвестиции, млн. руб.
10000
10000


Доходность, %;




Пессимистическая
It
6
0,25

Наиболее вероятная
13
13
0,50

Оптимистическая
15
20
0,25

Размах вариации, %
4
14


Ожидаемая доходность, %
13
13


Дисперсия, %
2
24,5


Стандартное отклонение, %
1,41
4,95


Приведенные в таблице показатели вариации (расчеты, выполненные по рассмотренным выше формулам, опущены) показывают, что по всем характеристикам актив А мЫее рискован. Соответствующие диаграммы представлены на рік. 5.5. Из рисунков видно, что оба актива имеют одинаковую ожидаемую доходность, однако рассеяние возможных значений доходности для актива В существенно выше, т.е. этот актив более рисков по сравнению с активом А.

Может рассматриваться и более общий случай, когда предполагается, что значения доходности подчинены одному из известных законов распределения, чаще всего нормальному. В этом случае вместо столбиковых диаграмм строят кривые плотности распределения вероятностей f. В частности, сравнение графиков на рнс. 5.6 позволяет сделать вывод, что актив В является более рисковым — соответствующий ему график более растянут вдоль осн абсцисс.

Рис. 5,6. Графики кривых распределения

Примечание: вытянутость кривой вдоль оси Y характеризуется стандартным отклонением о;прн а< 1 график вытянут вдоль оси (о= 1 соответствует нормальному распределению)

232

Риск, ассоциируемый с данным активом, как правило, рассматривают во времени. Очевидно, чем дальше горизонт планирования, тем труднее предсказать доходность актива, т.е. размах вариации доходности, равно как и коэффициент вариации, увеличиваются. Графически это можно представить следующим образом (рис. 5.7).

Доходном*., %

Вероятность Вероятность Вероятность

-*•

Время (годы)

Рис. 5.7. Риск как функция времени

Таким образом, с течением времени рнск, ассоциируемый с данным активом, возрастает. Отсюда можно сделать очень важный вывод: чем более долговременным является данный вид актива, тем он более рискован, тем большая вариация доходности с ним связана. Именно поэтому различается доходность и рисковость различных финансовых инструментов, например, акций и облигаций: вариация доходности акций может ощутимо варьировать, т.е. этот вид финансового инструмента более рискован.
Предыдущая << 1 .. 89 90 91 92 93 94 < 95 > 96 97 98 99 100 101 .. 201 >> Следующая
Реклама
Авторские права © 2009 AdsNet. Все права защищены.
Rambler's Top100