第8章--指数模型
交通流理论第八章
第八章无信号交叉口理论平面交叉口把相交的道路路段连接起来,构成路网。
因为在交叉口同一平面上有多股交通流动,考虑到交通安全,有时需要进行适当的交通控制。
按照有无交通控制,可将交叉口分为有交通信号控制的交叉口(简称为信号交叉口)和无交通信号控制的交叉口(简称为无信号交叉口)。
无信号交叉口是最普遍的交叉口类型,虽然它的通行能力可能低于信号交叉口,但它在网络交通控制中起到了非常重要的作用。
一个运行情况不良的无信号交叉口,可能会影响整个信号网络或者智能运输系统的运行,并且无信号交叉口理论是信号交叉口理论的基础,因此首先对无信号交叉口进行研究是非常必要的。
无信号交叉口不像信号交叉口那样会给驾驶员确定的指示或控制,驾驶员必须自己判断何时进入交叉口是安全的。
驾驶员所寻求的在交通流中进入交叉口的安全机会或“间隙”称为可插车间隙,它用时间来度量,并且等于某一车头时距。
可插车间隙理论是分析无信号交叉口运行的基本理论,其它的所有分析过程在某种程度上都依赖于可插车间隙理论,或者即使没有明确地应用该理论,但也是以它为基础的。
在无信号交叉口中,必须考虑车辆的优先权问题。
如果有一辆车试图进入交叉口,但此时存在优先级高于它的交通流,那么它必须让路给这些交通流。
另外,低级别交通流的存在也会影响高级别交通流的运行。
由此可见,无信号交叉口的车流间存在着相互作用。
本章的第一节首先讨论无信号交叉口的理论基础,着重介绍可插车间隙理论以及在该理论中用到的几种基本的车头时距分布。
普通的无信号交叉口(即四路相交)可分为二路停车和四路停车两类,即主路优先控制的交叉口(包括停车控制和让路控制)和主次路不分的交叉口。
在第二节中首先讨论了二路停车的无信号交叉口,第三节接着讨论了四路停车的无信号交叉口。
在考虑交叉口交通运行时还用到了经验方法,并且在许多情况下经验方法的结果也是比较准确的,与实际情况差别并不大,在第四节中介绍了这些方法。
第一节理论基础一、可插车间隙理论1. 可利用间隙可插车间隙理论是分析无信号交叉口的基本理论,理解该理论必须先理解可利用间隙的概念。
博迪《投资学》笔记及习题(指数模型)【圣才出品】
第8章指数模型8.1 复习笔记1.单因素证券市场(1)马科维茨模型的缺陷马科维茨模型在实际操作中存在两个问题,一是需要估计大量的数据;二是该模型应用中相关系数确定或者估计中的误差会导致结果无效。
单因素模型大大降低了马科维茨资产组合选择程序的数据数量,它把精力放在了对证券的专门分析中。
(2)单因素模型假设引起所有公司的证券收益变化的因素是一些影响所有公司的宏观经济变量m,那么可以将不确定性分解为经济整体的不确定性(用m表示)和特定公司的不确定性(用e i 表示)。
因为不同企业对宏观经济事件有不同的敏感度,所以用βi来表示证券i对宏观经济事件的敏感度,则单因素模型为:r i=E(r i)+βi m+e i2.单指数模型(1)单指数模型的回归方程使单因素模型具备可操作性的一个方法是将标准普尔500这类股票指数的收益率视为共同宏观经济因素的有效代理指标。
这一方法推导出和单因素模型相似的等式,称为单指数模型。
回归方程是:R i(t)=αi+βi R M(t)+e i(t)(8-1)回归直线的截距是αi,它代表了当市场指数超额收益为0时该证券的期望超额收益率。
在任一时期里,回归直线的特定观测偏差记为ei,称为残值。
每一个残值都是实际股票收益与由描述股票同市场之间的一般关系的回归方程所预测出的股票收益之间的差异。
这些量可以用标准回归技术来估计。
(2)期望收益与β的关系对式(8-1)取期望值,由于E(e i)=0,于是:E(R i)=αi+βi E(R M)(8-2)式(8-2)中的第二项说明证券的风险溢价来自于指数风险溢价,市场风险溢价成了证券的敏感系数。
风险溢价的剩余部分是α,为非市场溢价。
(3)单指数模型的风险和协方差马科维茨模型的一个问题是需要估计庞大数量的参数,但是单指数模型大大减少了需要估计的参数。
总风险=系统性风险+公司特定风险σi2=βi2σM2+σ2(e i)协方差=β的乘积×市场指数风险Cov(r i,r j)=βiβjσM2相关系数=与市场之间的相关系数之积(4)单因素模型的估计值单因素模型的结果如表8-1所示。
应用回归分析,第8章课后习题参考答案
第 8 章非线性回归思考与练习参考答案8.1 在非线性回归线性化时,对因变量作变换应注意什么问题?答:在对非线性回归模型线性化时,对因变量作变换时不仅要注意回归函数的形式,还要注意误差项的形式。
如:(1)乘性误差项,模型形式为y AK L e,(2)加性误差项,模型形式为y AK L。
对乘法误差项模型(1)可通过两边取对数转化成线性模型,(2)不能线性化。
一般总是假定非线性模型误差项的形式就是能够使回归模型线性化的形式,为了方便通常省去误差项,仅考虑回归函数的形式。
8.2为了研究生产率与废料率之间的关系,记录了如表8.15所示的数据,请画出散点图,根据散点图的趋势拟合适当的回归模型。
表8.15生产率x(单位/周)1000 2000 3000 3500 4000 4500 5000废品率y(% ) 5.2 6.5 6.8 8.1 10.2 10.3 13.0解:先画出散点图如下图:12.0010.008.006.001000.00 2000.00 3000.00 4000.00 5000.00从散点图大致可以判断出 x 和 y 之间呈抛物线或指数曲线,由此采用二次方程式和指数函数进行曲线回归(1)二次曲线SPSS输出结果如下:ANOVA从上表可以得到回归方程为:y? 5.843 0.087 x 4.47 10 7x2由 x 的系数检验 P 值大于 0.05,得到 x 的系数未通过显著性检验。
由x2的系数检验 P值小于 0.05,得到 x2的系数通过了显著性检验。
(2)指数曲线ANOVASum ofSquares df Mean Square F Sig.Regression .573 1 .573 79.538 .000Residual .036 5 .007Total .609 6Unstandardized Coefficients StandardizedCoefficientst Sig.B Std. Error Betax .000 .000 .970 8.918 .000(Constant) 4.003 .348 11.514 .000从上表可以得到回归方程为:y? 4.003e0.0002t由参数检验 P 值≈0<0.05,得到回归方程的参数都非常显著。
计量经济学_詹姆斯斯托克_第8章_非线性的回归模型
对于很小的X,
1
Y /Y X / X
100 Y 表示 Y 变化的百分数; Y
100 X 表示 X 变化的百分数。 X
因此 X 变化 1%对应于 Y 变化1%。 即:1 是 Y 关于 X 的弹性。
例子: ln( TestScore) 对 ln( Income) 回归
首先定义新的因变量 ln(TestScore), 新的自变量 ln(Income) ln(TestScore)对 ln(Income)的线性回归可以用 OLS 进行估计:
2 3D1
三、自变量之间的交互作用
1、两个二元变量间的交互作用
例如:
Y 664.118.2* D1 1.9D2 3.53(D1 * D2 )
Y——考试成绩; D1——教师学生比(比值>20取1,否则0:) D2——英语学习者的比例(比值>10%取1,否则0 )
三、自变量之间的交互作用
Ln(Y ) 682.2 0.97 * X 5.6* D 1.28(X * D) u (11.9) (0.59) (19.5) (1.28)
使用F检验;t检验
三、自变量之间的交互作用
3、两个连续变量的交互作用
Ln(Y ) 0 1X1 2 X 2 3 ( X1 * X 2 ) u
2、连续变量与二元变量间的交互作用
模型1:
Ln(Y ) 0 1X 2D u
Y——收入; X——工作经验(连续) D——学历(大学学历取1,否则取0)
三、自变量之间的交互作用
2、连续变量与二元变量间的交互作用
LnY
X
模型1:截距不同,斜率相同。
三、自变量之间的交互作用
2、连续变量与二元变量间的交互作用 模型2:
电路原理课件 第8章 相量法
三. 相位差 :
两个同频率正弦量相位角之差。
i(t) 0
Im um
设 u(t)=Umcos(w t+ u)
2
i(t)=Imcos(w t+ i)
0
wt
则 相位差j : j = (w t+ u)- (w t+ i)
u- i
同频率正弦量的相位差等于它们的初相之差。 不同频率的两个正弦量之间的相位差不再是一个常数,而是 随时间变动。
j u与i正交; j u与i反相;
2
§8 - 3相量法的基础
1. 正弦量的相量表示
复函数 F F ej(wt)
没有物理意义
F cos(wt ) j F sin(wt Ψ )
若对F取实部:
Re[F] F cos(ωt Ψ ) 是一个正弦量,有物理意义。
对于任意一个正弦时间函数都可以找到唯一的与其对应的 复指数函数:
F e j
4、极坐标形式:
F F ej
=|F|
二 复数运算
(1)加减运算——代数形式
+j F2
若 F1=a1+jb1
F2=a2+jb2 O
则 F1±F2= (a1±a2) +j (b1±b2)
F= F1 +F1
F1 +1
+j
O - F2
F2 F1
F= F1 - F2 +1
(2) 乘除运算——指数形式或极坐标形式
⑶∫i2dt。
解: ⑴设 i i1 i2 2I cos(wt i ), 其相量为 I=I/Ψi
I I1 I2 10/600A+22/-1500A=(5+j8.66)A+(-19.05-j11)A
投资学第八章
8-20
图 8.2 S&P 500 和 HP的超额收益
INVESTMENTS | BODIE, KANE, MARCUS
8-21
图 8.2 S&P 500 和 HP的超额收益
INVESTMENTS | BODIE, KANE, MARCUS
INVESTMENTS | BODIE, KANE, MARCUS
8-33
单指数模型的最优风险资产组合
定义初始权重
0 A
[
A 2 A
]
/
[
E[RM
2 M
]]
积极组合的修正:
w*A
1
wA0
(1 A )wA0
当
A
1, w*A
w
0 A
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• 将指数也看作一支证券,来构造包 含这n+1支证券的最优组合。
INVESTMENTS | BODIE, KANE, MARCUS
8-31
单指数模型的最优风险组合
• 最大化夏普比率 – 期望收益, 标准差, 夏普比率:
n1
n1
E(RP ) P E(RM )P wii E(RM ) wii
~2.53.
INVESTMENTS | BODIE, KANE, MARCUS
8-25
表8.3的解释
•关于α(回归截距项):对于得到的估计值0.0086,对应的 P值的大小表示如果真实α值为0,那么得到0.0086的概率, 在此例中等于0.3868,大于一般的置信水平0.05,所以我们 不能拒绝“真实α值为0”这个假设。
第8章 环境污染性疾病 环境卫生学第八版
环境污染性疾病的特点
① 人间分布差异不大 ② 症状体征相同或相似 ③ 低浓度长期暴露呈现陆续发病特点 ④ 往往缺乏早起损害的诊断指标 ⑤ 预防的关键是消除环境污染因素
第二节 慢性甲基汞中毒
Chronic methyl-mercury poisoning:
人群长期暴露于被汞(甲基汞)污染的 环境,主要是水体汞(甲基汞)污染和 由此导致的鱼贝类等食物甲基汞污染, 造成摄入者体内甲基汞蓄积并超过一定 阈值所引起的以中枢神经系统损伤为主 要中毒表现的环境污染性疾病。
• 根据水体汞污染水平、食用被汞污染的鱼贝 类食物的历史、体内汞蓄积状况、以及临床 表现和化验资料,进行综合分析,在排除其 他疾病后,方可作出诊断。
• 诊断分为三段:
甲基汞吸收—观察对象—慢性中毒 ①甲基汞吸收 头发中总汞值超过10μg/g,其
中甲基汞值超过5μg/g者,
• ②观察对象
– 在汞吸收的基础上,出现下列3项体征中的 1~2项阳性体征者。
地区分布:
环境镉污染;发病与镉暴露密切相关
年龄、性别与发病关系:
发病年龄30~70岁,高峰60岁,主要侵犯妇女, 多见于40岁以上妇女,年龄大为主要危险因子。
家庭聚集性: 镉摄入量与发病关系:尿镉
• 曾污染贵州赫章铅锌矿镉污染区,江西大余、 浙江温州、沈阳张士灌区镉污染区等。
环境污染性疾病
environmental pollution-related disease
你了解的环境污染性疾病?
环境污染性疾病
由于环境污染性致病因素在暴露人群中 引发的疾病。
凡能污染环境,使环境质量恶化,而直 接或间接是人患病的环境污染因素,统 称为环境污染性致病因素。
第8章-指数模型
二、单指数模型的相关数据估计
(一)回归证券特征线 图 8.2 S&P 500 和 HP(惠普公司)的超额收益
8
图8.3 HP和S&P 500的散点分布图, 惠普的证券特征线
RHP t HP HP RS &P500 t eHP t
9
(二)回归结果 表8.3 Excel 输出: HP证券特征线的回归统计 (此表在教材P164,学生自学相关解释部分)
15
(三)指数模型比全协方差模型差吗?
原理上马科维茨模型更好,但是: 运用全协方差矩阵需要估计数以千计的风险值。 太多的估计误差积累对投资组合的影响可能使其 实际上劣于单指数模型推导出来的投资组合。 单指数模型的实际好处是分解了宏观分析和证券 分析。
16
(四)行业指数模型和β预测
指数模型为证券分析提供了方便的基准。 所有证券的平均β值是1。 因此,我们最 好的预测就是其β值等于1. 调整后的β可以用来理解历史数据估计的β 值不是未来β的最好估计。 当公司变得越来越传统,其值越趋向于1。
2
(二)单指数模型的优点
降低了多种指数时的输入数量,马科维茨模 型要估计(n2+3n)/2个数据(见教材 P159);夏普的单指数模型只要估计 (3n+2)个数据(见教材P161)。
证券分析师更容易专注
3
(三)单指数模型的回归方程
回归方程:
Ri t i i RM t ei t
11
三、单指数模型在组合构造中的意义
(一)α和证券分析
单个证券的风险溢价中与证券分析无关的是 βiE(RM),它是来自市场指数风险溢价的 部分,估计β是标准化的。 α是非市场溢价,如果认为证券被低估,则α 更高。 同样β的股票,高α的更有吸引力。
博迪《投资学》(第9版)课后习题-指数模型(圣才出品)
第8章指数模型一、习题1.获得有效分散化组合,指数模型相对于马科维茨模型的优缺点?答:相比马科维茨模型,指数模型的优点是大量地减少了所需的估计数。
此外,马科维茨模型所需要的大量的估计数,这可能会导致在实施过程时出现大量的估计错误。
指数模型的缺点来自模型的收益残差不相关的假设。
如果使用的指数忽略了一个重要的风险因素,那么这种假设便是不正确的。
2.管理组合时从单纯跟踪指数到积极管理转变的优缺点是什么?答:从单纯跟踪指数到积极管理组合的转变是基于减少额外管理费用的确定性和有优异表现的可能性的权衡。
3.公司特定风险达到什么样的程度会影响积极型投资者持有指数组合的意愿?答:由w o和w*的计算公式可得出:在其他条件不变的情况下,包含在资产组合中候选资产的剩余方差越大,w 0越小。
此外,忽略β,当w 0减小时,w*也减小。
因此,其他条件不变,资产的剩余方差越大,它在最优风险资产组合中的头寸就越小。
换句话说,企业特定风险的增加降低了一个积极的投资者愿意放弃持有指数组合的程度。
4.我们为什么称α为非市场收益溢价?为何对于积极投资经理高α值的股票更有吸引力?其他参数不变,组合成分股的α值上升,组合的夏普比率如何变化?答:总风险溢价等于:α+(β×市场风险溢价)。
α被称为“非市场”收益溢价,因为它是收益溢价中独立于市场表现的一部分。
夏普比率表明,具有较高α的证券更吸引人。
α是夏普比率的分子,是一个固定的数,不会受到夏普比率的分母即收益的标准差影响。
因此在α增加时,夏普比率同比增长。
由于投资组合的α是证券α的组合加权平均,则在其他所有参数不变的前提下,一种证券的α值增加将会导致资产组合的夏普比率同比增加。
5.一个投资组合管理组织分析了60只股票并用这60只股票构造了均值—方差有效组合:a .要构造最优组合,需要估计多少期望收益率、方差、协方差?b .如果可以合理假设股票市场的收益结构与单指数模型非常相似,则估计量为多少? 答:a .要构造最优投资组合,需要: n =60个均值估计值; n =60个方差估计值;2/2n n −()=1770个协方差估计值。
8.-两期宏观模型--宏观经济学--上财课件
8-7
等式 8.5
消费者一生总的财宝:
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8-8
等式 8.6
一生的预算约束可简化为:
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8-53
图 8.16 李嘉图等价与信贷市场出清
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8-54
现收现付的社保制度
• 在每一期,当前工作人群为退休人群支付社 保。
• 假设每一期都有两代人,老人和年轻人。 • 年轻人支付社保,老年人获得社保。
8-51
等式 8.26
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8-52
图 8.15 李嘉图等价:当前税率降低对 借者的影响
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8-41
等式 8.17
政府当期预算约束:
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8-42
等式 8.18
政府下一期的预算约束:
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8-22
图 8.7 将来收入的增加
第八章 平稳时间序列建模(ARMA模型)
p 阶自回归模型记作AR(p),满足下面的方程:
ut c 1 ut 1 2 ut 2 p ut p t
(5.2.4) 其中:参数 c 为常数;1 , 2 ,…, p 是自回归模型系数; p为自回归模型阶数;t 是均值为0,方差为 2 的白噪声
序列。
4
2. 移动平均模型MA(q)
q 阶移动平均模型记作MA(q) ,满足下面的方 程:
ut t 1 t 1 q t q
(5.2.5)
其中:参数 为常数;参数1 , 2 ,…, q 是 q 阶移动
平均模型的系数;t 是均值为0,方差为 2的白噪声 序列。
AR(p)模型均可以表示为白噪声序列的线性组合。
8
2.MA(q) 模型的可逆性
考察MA(q) 模型
ut (1 1 L 2 L2 q Lq ) t
2 E ( t ) 0
2
(5.2.16)
t t
qቤተ መጻሕፍቲ ባይዱ
若
1 1 z 2 z q z 0
在单位圆外(即绝对值大于1,或模大于1),这意味着 自回归过程是发散的。如果MA模型滞后多项式的根的 倒数有在单位圆外的,说明MA过程是不可逆的,应使 用不同的初值重新估计模型,直到得到满足可逆性的动 平均。
20
4. ARMA(p,q)模型的估计选择
EViews估计AR模型采用非线性回归方法,对于MA模 型采取回推技术(Box and Jenkins,1976)。这种方法的优点
L0utut。则式(5.2.7)可以改写为:
(1 1 L 2 L 2 p Lp ) ut c t
投资学第八章单指数与因素模型
一、单指数模型的提出
●在估算中计算量最大的部分是协方差的计算。 ●经验表明,股票收益之间的协方差一般为正,于是
可将公司外部的因素看成是一个。 ●公司内部特有因素对股价影响的期望值是零,即随
着投资的分散化,这类因素的影响将逐渐减少。 ●就此,夏普提出单因素模型:ri=E(ri)+mi+ei ●可将宏观因素的非预测成分定义为F,将股票i对宏
☞这样,随着投资分散化程度的加强,资产组合 的方差将接近于系统方差。
等权重资产组合方差的分解(2)
五、单指数模型与CAPM模型
☞按单指数模型,股票i的收益与市场指数收益之间的 协方差公式为
☞ Cov(Ri,RM)=Cov(iRM+ei,RM) =iCov(RM,RM)+ Cov(ei,RM) =iσ2M
☞单指数模型可证明:随着资产组合中股票 数量的增加,非系统风险逐步下降,而系统 风险并不变化。
☞假定一个等权重的资产组合有n只股票,每 只股票的超额收益为:Ri =αi+iRM +ei
☞整个资产组合的超额收益为:
RP=αP+PRM+eP
RP a P P RM eP
N
P
☞由于P=1/n∑i;αP=1/n∑αi,是一个常数; eP =1/n∑ei ,因此资产组合的方差为
σ2P=2Pσ2M +σ2(eP)
等权重资产组合方差的分解(1)
☞定义2Pσ2M为系统风险部分,其大小取决于资 产组合的贝塔值和市场风险水平,不会随资产 组合中的股票数量的增加而变化。
☞定义σ2(eP)为非系统风险部分,由于这些ei是 独立的,都具有零期望值,所以随着资产组合 中的股票数量越来越多,非系统风险越来越小。
第8章 地区间投入产出模型(最终版)
第八章 地区间投入产出模型地区间投入产出模型是利用地区间商品和劳务流动,将各地区投入产出模型联接而成的模型。
地区间投入产出模型系统、全面地反映了各个地区各个产业之间的经济联系,并对各个地区间商品和劳务流动进行了描述,是进行地区之间产业结构和技术差异比较、分析地区间产业相互联系与影响、资源在地区间的合理配置、地区经济发展对其它地区经济的带动作用和溢出、反馈效应等研究的重要基础工具。
根据编制方法与表式的不同,地区间投入产出模型可分为IRIO 与MRIO 两类。
IRIO 模型的英文为Interregional Input-Output Model ,由Isard (1951)首先提出,因此也称为Isard 模型。
该模型要求把所有产业按区域进行划分,不仅要编制各地区内的流量矩阵,还需要对各地区产品对其它地区的流向进行调查,即要编制分地区、分部门的地区间产品流量矩阵,是一个流入非竞争型模型,对基础数据的需求量非常大,编制比较困难。
MRIO 模型则相应对数据资料要求较少,英文为Multiregional Input-Output Model ,其编制原则中应用最广的是由Chenery (1953)和Moses (1955)先后独立提出的列系数方法,也称为Chenery-Moses 方法。
本章第一节和第二节将分别对IRIO 模型和MRIO 模型进行介绍,第三节将对地区间投入产出表的编制方法进行介绍。
第一节 地区间IRIO 模型一、两地区IRIO 模型实例我们首先以两地区IRIO 模型为例,对地区间IRIO 模型进行介绍。
以上标r 、s 分别表示地区,并假设r 地区有3个生产部门(1,2,3),s 地区有2个生产部门(1,2)。
由此,地区r 内部的中间投入矩阵可以表示为rrZ ,r 对s 地区的中间投入矩阵可以表示为rsZ 。
其中,rrZ 和rsZ 分别由9个、6个元素组成。
同理,对地区s 而言,同样存在地区内的中间投入矩阵ssZ 和地区s 对地区r 的中间投入流量矩阵srZ 。
第八章 指数模型
单因素模型的提出
• 任何证券的收益率i通常都可以被分解为各种预期 与非预期收益率之和,即
ri E (ri ) ei 其中,E (ei ) 0,D(ei ) i
• 如果相关证券的收益率能够很好的为正态分布所 刻画,那么这些证券是服从联合正态分布的。
• 假设引起证券市场收益变化的因素是一些 影响所有公司的宏观经济变量m,则将不 确定性因素分解为整个经济系统的不确定 性(m)和特定公司的不确定性(ei)可得到: ri E(ri ) m ei , 其中E(m) 0, D(m) m • • m衡量未预期的宏观突发事件,ei仅衡量特 定公司的突发事件,且二者相互独立。m与 ei的协方差和相关系数均为0。
2 定义:( 1)E ei ; (2) E Rm Rm m 2 2 ei 2
而言,ei 和e j 相互独立,有 E ei e j 0。这意味着除市场之外 不存在
基本方程:Ri i i Rm ei
通过假定:
(2)证券仅通过对市场的共 同反应而相互关联: E ei e j 0
马科维茨模型缺陷
• 协方差矩阵需要大量的估计值 假设需分析50个股票,则需估计: n=50个期望收益的估计 n=50个方差估计 1325个估计值 (n2-n)/2=1225个协方差估计 若n=100,需估计5150,若n=3000,需估 计450万个值 • 未对预测证券的风险溢价有任何指导作用
• 金融机构按行业划分分析师,一个分析师 只跟踪某类行业股票 • 不能交叉的组织结构不利于相关系数的估 计 • 促进了预测证券间相关结构模型的发展, 其代表是单指数模型:股票间的协同运动 源于单一的共同因素或指数。
2 i , i , ei 是通过时间序列回归分 析而得。
投资学第二次作业答案讲解
由公式:
图:通过回归获得证券特征线
可得:
第八章 指数模型
第8章,习题:第9~14题
用以下数据解9~14题,假设指数模型回归使用的是超额收益。 RA = 3% + 0.7RM + eA RB = -2% + 1.2RM + eB σM = 20%;R-squareA = 0.20;R-square B = 0.12 10.将每只股票的方差分解为系统性和公司特定的两个部分。
10
20
190 200
第7章 最优风险资产组合
第7章,习题:第12题;第7章,CFA考题:第1~4题
4.下面哪一种投资组合不属于马克维茨描述的有效边界(见表 7-9) 表 7-9 投资组合 a. b. c. d. W X Z Y 期望收益(%) 15 12 5 9
预期收益率(%)
标准差(%) 36 15 7 21
股票A的系统风险: 股票A的公司特定风险:980 – 196 = 784 股票B的系统风险: 股票B的公司特定风险:4800 – 576 = 4224
图:系统性风险和公司特定风险
第八章 指数模型
第8章,习题:第9~14题
用以下数据解9~14题,假设指数模型回归使用的是超额收益。 RA = 3% + 0.7RM + eA RB = -2% + 1.2RM + eB σM = 20%;R-squareA = 0.20;R-square B = 0.12 11.两只股票之间的协方差和相关系数是多少?
假设可以以无风险利率借入资金,则无风险收益率是多少(由A和B构造)?
图:组合的预期收益率函数
30 25 20 15
由组合方差公式:
第8章 活性指数
为了对以上几点引起注意,我们将再次使用这种方法。我们不会再给出标号,因为 这些改变的元件已经被删除了。主要步骤如下: 1、在排油阀中的 BAI22 子模型: 我们通过使用 BAI21 来替换它可以将其中的弹性停 止替换为非弹性停止。 2、位于排油阀和泵的柱塞之间的三个 BHO11 节流口在列表中是低活性的。 倘若我们 将它们跟 BHC11 腔联合在一起, 将会非常容易的删除。 我们必须将单个腔内的死 区容积更正为两个腔内的死区容积的总和。
图 8.35
这样就删除了三个多余的状态变量,仿真运行明显加快。在这一点我们将得到新的 活性指数值。
图 8.36
显然,在一些我们想要删除的元件中有些元件和元素并不总是简单的。被删除的最 简单的低活性元素是那三个 BHO11 子模型。 尽管这样也需要对所产生的缺口进行一定的 处理。 每一个节流口都会在两个端口处承受一定压力,一个端口来自单独的 HL000 管路子 模型,另一个端口来自三个液压腔 BHC11 子模型。画出在这些腔内的压力(它们都是状 态变量),在实质上它们是一致的。在 HL000 中的压力实际上也是相同的。画出每一个液 压腔内的容积,它们是从 0.3986ml 到 0.2ml 变化的。由于 HL000 没有摩擦和惯性计算, 所以实际上也是一个液压腔。因此删除节流口和液压腔看起来是合理的。为了获得它们 的总容积 1.2ml,我们用 HL000 作为补偿来增加容积。
8.3.1 例 1:车辆传动系统 为了举例说明如何在 AMESim 中使用活性指数工具,你可以按照以下程序来完成: 1、 打开在第 5 章中我们所创建的名称为 VehicleDriveline.ame 的模型(或者从演示 区域的 Manual Tutorials 路径下来重新得到它)。
图 8.19
投资学第8章指数模型
▪ 本章首先描述了一个单因素的证券市场,并分析了证券收益的单因 素模型在单因素证券市场中运用的可行性。在分析单因素模型性质的 基础上,通过具体实例来介绍该模型的估计过程,并简要回顾估计值 的统计性质及其与投资组合经理所面临的实际问题之间的联系。
▪ 尽管指数模型简化了估计过程,但它们对有效边界的构建与投资组 合的优化仍然有效。当短期收益率近似于标准正态分布时,指数模型 就可以像马科维茨算法一样应用于选择最优投资组合。
Cov(ri
,
rj
)
Cov(m
ei
,
m
e
j
)
2 m
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7
进一步的,
考虑不同企业对宏观经济事件有不同的敏感度,
记
证
券i对
宏
观
经济事件的敏感度
为
,
i
则 证 券i的 宏 观 成 分 i m,
并有:ri E(ri ) im ei
此即单因素模型(singlefact ormodel)
并
有
:
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9
8.2.1 单指数模型的回归方程
▪ 由于标准普尔500是一个股票组合,而且其价格和收益率均可观测,因 而可以获得大量的历史数据来估计其系统风险。假如M表示市场指数, 市场的超额收益率为RM=rM-rf,标准差为σM。
▪ 由于指数模型是线性的,将证券的超额收益率(Ri=ri-rf)对指数的超额 收益率RM进行回归。
Ri (t) i i RM (t) ei (t)
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8.2.2 期望收益与值之间的关系
对上面回归方程两边求期望,得:
E(Ri ) i i E(RM ) 其中,i E(RM )代表系统风险溢价; i代表非市场溢价 积极的投资策略:寻找正的
第8章--指数模型
stic line, SCL)
其中, HP 为截距, e HP ( t ) 为残差项
HP 为斜率,
)
(residuals
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14
图8.2 Excess Returns on HP and S&P 500 April 2001 – March 2006
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15
图 8.3 Scatter Diagram of HP, the S&P 500, and the Security Characteristic Line (SCL) for HP
收益率均值向量收益率方差协方差矩阵无风险利率估计量和计算量随着证券种类的增加以指数级增加基于以上两点产生了指数模型sharpe1963的改进201691981singlefactor811马科维茨模型的输入表markovitz模型运用的成功取决于输入表的质量gigo问题markovitz模型的不足
投资学
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5
8.2 单指数模型
假如将市场指数视为宏 有效的共同的代理指标 指数的敏感程度, 则有单指数模型 观经济影响因素的 ; i 表示证券 e i 为残差项。 (single index model) : i 对市场
ri r f i i ( r M r f ) e i 令: R i ri r f , R M r M r f R i (t ) i i R M (t ) e i
(e A )
2
i 1
n
w i (ei )
2 2
(5) 计算积极组合的原始头 A 2 (e ) i E (RM ) 2 M
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单指数模型为宏观分析和证券分析提供了一个框架:
经济分析:估计风险溢价与市场指数风险 所有证券的系数与残差 通过市场驱动模型得到证券的期望收益 确定的努力来源于证券分析
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8.4.2 投资资产的指数组合
一个简单的避免不充分分散化的办法是包含标准普尔500 组合,使标准普尔500组合作为投资组合的一部分。如果 把标准普尔500作为市场指数,它的β值为1,没有公司特 别风险, 为0,是指期望收益里没有非市场成分。 为了将标准普尔500同n种证券区别开,把标准普尔500命 名为第n+1种资产。 可以标准普尔500作为一个消极组合,管理者在没有进行 证券分析时会选择它。它提供了一个广阔的市场暴露头 寸而无须进行昂贵的证券分析。 如果管理者想要从事研究,他可能设计一个动态的投资 组合,这个投资组合跟指数组合混合在一起将提供一个 更好的风险-收益权衡。
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单指数模型的风险与协方差
Ri i i R M ei
2 i
i
2
2 M
( e i )( 总风险
2
系统风险
j
非系统风险
)
Cov ( R i , R j ) Cov ( i i R M e i , Cov ( i R M , j R M ) i j ( Cov ( e i , e j ) 0 )
n
2 P
P 1 n
(e P ) 1 n
i 1
2
(ei )
2
(ei )
结论:特有风险可分散
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,系统风险不可分散
11
投资组合对市场的敏感
度可以表示为:
p
1
n
n
n
i
i 1
非市场的敏感度为:
p
1
n
i 1 n
i
投资组合的残差为: ep 1
e n
i 1
i
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图8.1 The Variance of an Equally Weighted Portfolio with Risk Coefficient βp in the Single-Factor Economy
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8.3 估计单指数模型
R HP ( t ) HP HP R S & P 500 ( t ) e HP ( t ) 此回归方程称为证券特 (security characteri 征线
2 M
jRM e j )
Corr (ri , rj )
i j M
2
i j
i M j M
2 2
i M j M
Corr (ri , rM ) xCorr (rj , rM )
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单指数模型的优点
优点:
计算量简化为(3n+2)个:
(e A )
2
i 1
n
w i (ei )
2 2
(5) 计算积极组合的原始头 A 2 (e ) i E (RM ) 2 M
寸:
wA
0
(6) 计算积极组合的
值: A
i 1
n
wi i
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30
8.4.6 最优化程序概述
3
8.1.2 收益分布的正态性和系统风险
假定某一宏观因素影响着整个证券市场,除此外, 公司所有剩余的不确定性都是公司特有的,则证 券持有期收益为:
ri E ( ri ) m e i 其中 E ( ri ) 为基于可得信息的期望 m 为未预期到的宏观突发 e i 为未预期到的公司特有 收益
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8.1 单因素(single-factor)证券市场
8.1.1 马科维茨模型的输入表 Markovitz模型运用的成功取决于输入表的 质量(GIGO问题) Markovitz模型的不足:
计算量的庞大 相关系数或协方差的估计误差 例表8-1
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(7) 调整积极组合的原始头
(8) w M 1 w A ;
* * * *
寸: w A
*
wA 1 (1 A ) w A
0
0
wi w A wi
的风险溢价:
* A
(9) 计算最优风险投资组合 E(R
* *
) ( w M w A A ) E ( R M ) w A P
P P M
2 2
SP
E ( RP )
P
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8.4.4 单指数模型的最优风险投资组合
最优风险投资组合的构成: 积极组合 A 市场组合 M
若积极组合的
1, 则其最优权重应为:
为 E (RM ) /
2 M
A
/ e
2
A
同理,指数组合的权重
初始头寸: wA
0
e
A 2
A
E (RM )
2 M
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8.4.4 单指数模型的最优风险投资组合
若积极组合头寸的不为1,则有如下修正:
wA
*
wA 1 (1 A ) wA
0
0
特别的,当
A 1, wA wA
* 0
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2 2
i 1
最大化夏普比率:
n 1 n 1
E ( RP ) P E ( RM ) P wi i E ( RM ) wi i
i 1 i 1 1 2 n 1 n 1 2 2 2 2 2 (eP ) 2 M wi i wi (ei ) i 1 i 1 1
P P
2
n 1
w i a i , 对于指数 w i i , 对于指数
a n 1 a M 0
i 1 n 1
n 1 M 0 ( e n 1 ) ( e M ) 0
2 2
i 1
(eP )
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n 1
w i ( e P ) , 对于指数
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8.4.3 单指数模型的输入列表
标普500的风险溢价 标普500组合的标准差估计 n组估计值: 系数 残差 值
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8.4.4 单指数模型的最优风险投资组合
如果用第七章知识,导出最优化程序,需要得到 n+1种期望值和残差以及指数组合的方差,建立 协方差矩阵。 在这一章中,运用加权平均,来计算这些估计量
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期望收益与值之间的关系
对式 (8 - 8) 两边求期望,得: E (Ri ) i i E (RM ) 其中, i E ( R M ) 代表系统风险溢价;
i 代表非市场溢价;
积极的投资策略:寻找 正的 ( 证券被低估 )
i 0 表示某只证券被高估。
记证券 i 对宏观经济条件变化的 则证券 i 的宏观成分
i,
im,
(1)
并有: ri E ( ri ) i m e i 此即单因素模型 并有:
2 i
(single
2 2 m
factor model)
2
i
( e i ) 根据方差定义与(
2 m
1)可得
Cov(r i ,r j ) Cov ( i m e i , j m e j ) i j
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8.2 单指数模型
假如将市场指数视为宏 有效的共同的代理指标 指数的敏感程度, 则有单指数模型 观经济影响因素的 ; i 表示证券 e i 为残差项。 (single index model) : i 对市场
ri r f i i ( r M r f ) e i 令: R i ri r f , R M r M r f R i (t ) i i R M (t ) e i
个市场中性下的股票期望收益率; n 个敏感系数 的估计; n 个公司特有方差 e 估计; 1个市场溢价估计; 1个共同宏观经济因素的方差 估计; 对实际投资有意义: 把握证券分析的重点
n
i
2 i
2
M
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单指数模型的缺点
缺点: 资产收益不确定性结构上的限制,例如:未考 虑行业的因素。 残差项的相关性,模型认为 Cov e , e 0 马科维茨会自动考虑残差项的相关性;当残差项 相关的股票具有较大的 值时,而且占整个投 资组合较大的比例时,单指数模型和马科维茨得 出的最优投资组合要差。 练习:概念检查问题1(P163)
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表8.1 Excel Output: Regression Statistics for the SCL of Hewlett-Packard
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图8.4 Excess Returns on Portfolio Assets
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8.4 投资组合的构建与单指数模型
事件的影响 事件的影响
2 i
于是: E ( m ) 0 , E ( e i ) 0 ,