Descarga la aplicación para disfrutar aún más
Vista previa del material en texto
1 Augusto Castillo, Finanzas II 97 Teoría Media - Varianza La Teoría media-varianza propone que los inversionistas sólo les preocupa dos atributos de las alternativas de inversión: - Valor esperado de la riqueza resultante: E(W1) - Varianza de la riqueza resultante: Var(W1) Como hemos supuesto que el monto a invertir W0 está definido, esto equivale a suponer que los individuos sólo consideran los siguientes atributos de las inversiones: Retorno Esperado: E(rp) Varianza de los Retornos : Var(rp) En que definimos retorno como: 0 01 )( W WWrp −= Augusto Castillo, Finanzas II 98 La teoría de la utilidad y la teoría media-varianza no son necesariamente equivalentes; la teoría de la utilidad es mucho más general. De hecho para que ambas teorías sean equivalentes se debe cumplir una de las siguientes condiciones: a) Que los individuos posean funciones de bienestar cuadráticas: U(W) = a*W – b*W2 b) Que los retornos de los activos posean funciones de distribución normales r ∼ N (µ,σ) 2 Augusto Castillo, Finanzas II 99 Para los incrédulos, vean este ejemplo: PROYECTOS E1 (p = 0.1) E2 (p = 0.9) A 110 210 B 290 190 Aquí verán que: E (WA) = 110 * 0.1 + 210 * 0.9 = 200 VAR (WA) = (110 - 200)2 * 0.1 + (210 - 200)2 * 0.9 = 900 N E (WB) = ∑ pi * WAi = 200 i=1 N VAR(WB)=∑ Pi * [WBi - E(WB)]2 =900 i=1 Augusto Castillo, Finanzas II 100 Es decir que ambos proyectos son, de acuerdo con la teoría media - varianza, igualmente atractivos. Pero si analizamos estas inversiones del punto de vista de la teoría de la utilidad y suponemos que el bienestar del inversionista está representado por la función de bienestar: U = W1/3 Entonces encontraremos que los proyectos generan los siguientes niveles de bienestar: E[U(W1A)] = 5,82 E[U(W1B)] = 5,84 Es decir que B A (B es preferido a A) 3 Augusto Castillo, Finanzas II 101 ¿Por qué las teorías media/varianza y teoría de la utilidad son equivalentes cuando los individuos poseen funciones de utilidad cuadráticas? En ese caso tenemos que: U(W) = aW – bW2 Según la teoría de la utilidad estos individuos maximizarán utilidad esperada: E(U(W)) = E(aW – bW2) = aE(W) – bE(W2) Existe una relación entre el valor esperado de el cuadrado de una variable y la varianza de esa variable: Augusto Castillo, Finanzas II 102 Var(W) = E(W-E(W))2 = E(W2 + E(W)2 – 2WE(W)) = E(W2) + E(W)2 – 2E(W)2 = E(W2) - E(W)2 Si despejamos de aquí E(W2) y reemplazamos en la fórmula de la página anterior obtenemos: E(U(W)) = aE(W) – bE(W)2 - bVar(W) De aquí debiera ser evidente que maximizar utilidad esperada en este caso equivale a considerar riqueza esperada y varianza de la riqueza como las únicas variables relevantes para el inversionista. 4 Augusto Castillo, Finanzas II 103 ¿Por qué las teorías media/varianza y teoría de la utilidad son equivalentes cuando los proyectos de inversión poseen retornos que distribuyen normal? La distribución normal es especial en el sentido de que la función de distribución queda descrita en su totalidad si conocemos dos parámetros: E (rp) y Var (rp). Esto nos lleva a concluir que dos proyectos que posean idénticos retornos esperados e idénticas varianzas de retornos serán en realidad idénticos y por lo tanto los inversionistas, independientemente de cuáles sean sus funciones de bienestar, estarán indiferente entre ellos. Augusto Castillo, Finanzas II 104 TEORIA MEDIA-VARIANZA La teoría media-varianza o teoría de carteras desarrollada por Harry Markovitz supone que: Los inversionistas desean mayor retorno esperado: N E(r) = ∑ pi* ri i=1 Los inversionistas desean menor varianza de los retornos: N VAR (r) = ∑ pi*(ri - E(ri)) 2 i=1 5 Augusto Castillo, Finanzas II 105 ¿Cómo medimos Varianza del retorno de un activo? La varianza se obtiene por distintos caminos: a) Definición: Var (r) = E [r - E (r)]2 = E [r2 + E (r)2 - 2 r E (r)] = E [r2] + E (r)2 - 2 E (r)2 = E [r2] - E [r]2 Si conocemos la distribución de probabilidades de los posibles retornos, podemos calcular la varianza usando la siguiente fórmula: N b) VAR (r) = ∑ (ri - E (r)) 2 * pi i=1 Augusto Castillo, Finanzas II 106 En que existen N posibles valores de r, cada uno con una cierta probabilidad de ocurrencia. Finalmente, muchas veces vamos a contar con información histórica que nos permita estimar una varianza. El estimador de varianza que normalmente se utiliza es: T c) VAR (r) = ∑ (rt - r ) 2 *(1/(T-1)) t=1 ¿Por qué medir riesgo con varianza? ¿Es esta la medida relevante siempre? 6 Augusto Castillo, Finanzas II 107 ¿Otras medidas? - Rango: Rango = Rmax - Rmin - Rango Interquartil: RIQ = R75% - R25% - Semivarianza A diferencia de la mayoría de las otras medidas de dispersión, la varianza: No sólo mide dispersión en torno a la media sino que también considera qué tan probables son esos valores. ¿ Y si sólo me interesa el downside risk? ¿Y si los retornos no son simétricos en torno a la media? Augusto Castillo, Finanzas II 108 • Antes de discutir la teoría media varianza es recomendable que los alumnos repasen las principales propiedades de variables aleatorias (varianzas y covarianzas). Esto está • Algunos ejemplos: • Var(x+a) = • Var(a*x) = • Cov(a*x, b*y) = • Cov(a*x+c, b*y+d) = • Si y = a + b*x + c*z , encuentre la covarianza entre x e y. 7 Augusto Castillo, Finanzas II 109 1) EL CASO DE “CARTERAS” DE 1 ACTIVO De aquí concluyo que: - A domina a B - D domina a C ¿Puedo “comparar” A con D? ¡Sólo si conozco U(µ , σ) ! Augusto Castillo, Finanzas II 110 2) EL CASO DE CARTERAS CON 2 ACTIVOS Sabemos que: VAR (r) = E [r2] - E [r]2 ¡Usando esta propiedad podemos obtener varianza de la cartera! En el caso con N=2 activos tendremos que: El retorno de una cartera p compuesta por estos dos activos se calculará como: rp = r1* w1 + r2 *w2 8 Augusto Castillo, Finanzas II 111 El retorno esperado de esta cartera se medirá como: E(rp) = E[r1w1 + r2w2] = w1 * E( r1) + w2 * E( r2) La varianza de esta cartera se puede obtener usando la propiedad descrita más arriba como: σ2rp = E[rp 2] - E[rp] 2 σ2rp = E[(r1 w1 + r2 w2) 2] - E[r1 w1 + r2 w2] 2 Desarrollando llegamos a: σ2rp = w 2 [E (r1 2) - E (r1) 2] + w2 2 [E (r2 2) - E (r2) 2] + 2*w1*w2 [E (r1 * r2) - E (r1) * E (r2)] Augusto Castillo, Finanzas II 112 Y finalmente a: σ2rp = w1 2 σ1 2 + w2 2 σ2 2 + 2w1 w2 σ12 Donde: σ12 = COV (r1, r2) = E ((r1i - E(r1)) (r2i - E (r2)) Un ejemplo: Proyecto e1 (p=1/2) e2 (p=1/2) E(r) σr 1 20% 10% 15% 5% 2 8% 12% 10% 2% Si invierto w1 =w2 = 0.5 en estos activos entonces obtendré 9 Augusto Castillo, Finanzas II 113 evento1 : r = 0,2 * 0.5 + 0.08 * 0.5 = 0,14 evento2 : r = 0,1* 0.5 + 0.12 * 0.5 = 0,11 Notar que se puede entonces calcular el retorno esperado de la cartera y la varianza del retorno de la cartera por dos caminos: El primero es usando directamente los retornos posibles de la cartera en los dos eventos. 125.05.0*11.05.0*14.0**)( 2211 =+=+= epepp pRpRRE ( ) 000225.05.0*)125.011.0(5.0*)125.014.0( *)( 22 2 1 2 =−+−= −= ∑ = j M j ppjRp pRERσ Augusto Castillo, Finanzas II 114 • El segundo camino es calcular retorno esperado y varianza de la cartera en función de los retornos esperados y de las varianzas individuales. En que la covarianza entre ambos activos ha sido calculada con la fórmula: 125.010.0*5.015.0*5.0)(*)( 1 =+== ∑ = i N i ip REwRE 000225.0 001.0*5.00004.0*25.00025.0*25.0 2 2,121 2 2 2 2 2 1 2 1 2 = −++= ++= σσσσ wwww pR ( )( ) jj M j j pRERRER *)()( 22 1 112,1 −−=∑ = σ 10 Augusto Castillo, Finanzas II 115 Notar que: El riesgo de la cartera (desviación estándar de los retornos) es en este ejemplo de 1.5%. Los activos individuales tenían desviaciones estándar de retornos de 5% y 2% por lo que el riesgo promedio de los activos en la carte ra en nuestro ejemplo es de 3.5%. Esto es DIVERSIFICACIÓN, cuando el riesgo de una carteraes menor que el riesgo promedio de los activos en la cartera, es decir cuando: La pregunta es: ¿qué se necesita para que ocurra diversificación? La intuición es que algo tiene que ver con los valores que tome la covarianza. 2211 σσσ wwRp +< Augusto Castillo, Finanzas II 116 En nuestro ejemplo la covarianza era negativa. ¿qué significa eso exactamente? ¿Qué mide la covarianza entre 2 variables? - Mide el grado de Asociación entre 2 variables. Esa relación puede ser positiva o negativa (o muy cercana a cero). Pero se dice que sólo el signo entrega información confiable, la magnitud no sería informativa. ¿Por qué? ¿qué podemos deducir de la siguiente información? Cov(Ra,Rb) = 0.12 Cov(Ra,Rc) =0.24 11 Augusto Castillo, Finanzas II 117 El coeficiente de correlación es una medida mucho más informativa. Es la covarianza corregida por la volatilidad de ambas variables. Este indicador se calcula de la siguiente manera: El coeficiente de correlación toma valores que van desde: = +1 : correlación positiva perfecta > 0 : correlación positiva = 0 : no existe correlación < 0 : correlación negativa = -1 : correlación negativa perfecta ji ji ji σσ σ ρ ,, = ρ ρ ρ ρ ρ Augusto Castillo, Finanzas II 118 ¿En cuáles de estos casos se produce diversificación? a) Si 12 = + 1.0 σ2rp = w1 2 σ1 2 + w2 2 σ2 2 + 2 w1 w2 σ1 σ2 = (w1 σ1 + w2 σ2) 2 σrp = (w1 σ1 + w2 σ2) Este caso lo podemos representar gráficamente como: ρ 12 Augusto Castillo, Finanzas II 119 En que los puntos sobre la línea recta que une los puntos 1 y 2 en el gráfico representa las combinaciones de riesgo y retorno que ofrece una cartera compuesta por estos dos activos en distintas proporciones. Notar que en este caso no ocurre diversificación, porque el riesgo (DE) de la cartera es exactamente igual al riesgo promedio de los activos que componen la cartera. Aún así puedo hacer que σrp sea 0. b) Si 1,2 < + 1.0 En este caso concluímos que: σrp < (w1 σ1 + w2 σ2) Es decir que aquí ocurre diversificación porque el riesgo (DE) de la cartera es menor que el riesgo promedio de los activos en la cartera. El grado de diversificación alcanzable dependerá del valor del coefi- ciente de correlación. Mientras más alejado de + 1.0 mayor será el grado de diversificación alcanzable. ρ Augusto Castillo, Finanzas II 120 El grado de diversificación alcanzable dependerá del valor del coefi- ciente de correlación. Mientras más alejado de + 1.0 mayor será el grado de diversificación alcanzable. Aquí: Mostrar gráficamente las combinaciones de riesgo y retorno alcanzables con combinaciones de 2 activos, para distintos coeficientes de correlación. Ver el caso en que coeficiente de correlación es 0.0, y ver el caso en que el coeficiente de correlación es –1.0 Si 1,2 = -1.0 σ2rp = w1 2 σ1 2 + w2 2 σ2 2 - 2 w1 w2 σ1 σ2 = (w1 σ1 - w2 σ2) 2 σrp = (w1 σ1 - w2 σ2) ρ 13 Augusto Castillo, Finanzas II 121 De aquí concluimos que en el caso en que combinamos dos activos es incluso posible construir una cartera con cero riesgo. Determinación de la cartera de mínima varianza: De: σ2rp = w1 2 σ1 2 + (1-w1) 2 σ2 2 + 2 w1 (1- w1) σ1 σ2 12 Podemos obtener la cartera de mínima varianza . Condición: Despejo W1 de la ecuación que resulta de igualar a cero la primera derivada de la varianza con respecto a W1 . ρ Augusto Castillo, Finanzas II 122 EL CASO DE CARTERAS COMPUESTAS POR N ACTIVOS ( N ≥ 2 ) El retorno de la cartera se calcula como: N rp = Σ W i ri i=1 El retorno esperado de la cartera se calculará entonces como: N E(rp) = Σ W i E (ri) i=1 La varianza de los retornos de la cartera se calculará entonces como: N N σrp 2 = Σ Σ W i W j σi,j i=1 j=1 14 Augusto Castillo, Finanzas II 123 En que esta última expresión puede ser obtenida reemplazando las expresiones de rp y de E(rp) en la definición de varianza de los retornos de un activo introducida al comienzo de la presentación de teoría de carteras. ¿Qué tan relevantes son entonces las varianzas y covarianzas en una cartera compuesta por N activos? La expresión anterior posee N2 términos. Esta doble sumatoria puede ser descompuesta de la siguiente manera: N N N Var(rp) = Σ Σ W i W j σi,j + Σ W i 2σi 2 i=1 j=1 i=1 Si i ≠ j Si i = j Augusto Castillo, Finanzas II 124 Es decir que: σrp2 está determinada por N varianzas y ( N2 - N ) covarianzas. Entonces el peso relativo de las covarianzas aumenta con N. La siguiente tabla muestra cómo el peso relativo de las covarianzas aumenta con N. N # Varianzas # Covarianzas Peso Covs 1 1 0 0% 2 2 2 50% 3 3 6 67% 10 10 90 90% 100 100 9900 99% Aquí es posible apreciar que incluso en carteras tan pequeñas como aquellas que incluyen sólo 10 activos, las covarianzas adquieren un peso significativo. 15 Augusto Castillo, Finanzas II 125 Ejemplo: Supongamos que una cartera está compuesta por N activos, y que en cada activo se invierte en una proporción de 1/N. Encuentre en este caso una expresión para la varianza de la cartera compuesta por estos N activos. Respuesta: Simplificando nos queda: Aquí se aprecia que cuando N es grande el peso de las varianzas individuales puede ser despreciable, y que el peso relativo de las covarianzas promedio es en cambio enorme. 2 ,2 2 2 )( ijip N N N NN σσσ + − = 2 , 2 1) 1 1( ijip NN σσσ +−= Augusto Castillo, Finanzas II 126 Diversificación y número de activos en la cartera El grado de diversificación de una cartera también dependerá del número de activos que componen una cartera. En la medida que entre los activos de una cartera no exista correlación perfecta, entonces es posible comprobar que el riesgo de la cartera disminuye a medida que se agrega activos a dichas cartera (suponiendo que los nuevos activos son similares a los anteriores tanto en varianza como en correlación con el resto de los activos). La mayor parte de la diversificación que es posible de obtener aumentando activos en una cartera ocurre al comienzo, es decir cuando llevamos el número de activos en la cartera desde 1 a 15 ó 20. El impacto marginal de aumentar el tamaño de las carteras por sobre 20 activos no es muy significativo. 16 Augusto Castillo, Finanzas II 127 Ejemplo: Supongamos que las proporciones invertidas en cada activo son siempre de 1/N. Si tomamos activos con varianza de retornos de 0.09 y aumentamos el número de activos en la cartera, el impacto en el riesgo de la cartera será el siguiente (dependiendo de cuál sea el grado de correlación entre los activos en la cartera): Si el coeficiente de correlación es + 1.00 N DE 1 0.300 2 0.300 5 0.300 10 0.300 15 0.300 20 0.300 100 0.300 Augusto Castillo, Finanzas II 128 Si el coeficiente de correlación es + 0.75: Si el coeficiente de correlación es + 0.50: N DE 1 0.300 2 0.281 5 0.268 10 0.264 15 0.263 20 0.262 100 0.260 N DE 1 0.300 2 0.260 5 0.232 10 0.222 15 0.219 20 0.217 100 0.213 17 Augusto Castillo, Finanzas II 129 Si el coeficiente de correlación es + 0.25: Si el coeficiente de correlación es + 0.00: N DE 1 0.300 2 0.237 5 0.190 10 0.171 15 0.164 20 0.161 100 0.152 N DE 1 0.300 2 0.212 5 0.134 10 0.095 15 0.077 20 0.067 100 0.030 Augusto Castillo, Finanzas II 130 Gráficamente: La forma de esta curva dependerá de el coeficiente de correlación (promedio) que exista entre los activos en la cartera. Aquí es posible identificar dos componentes de riesgo en una cartera: Uno es el riesgo de mercado, también llamado riesgo no sistemático, y también llamado riesgo diversificable . 18 Augusto Castillo, Finanzas II 131 El otro componente es el llamado riesgo único, o riesgo sistemático, o riesgo no diversificable . Todo activo o cartera de activos tendrá un riesgo total compuesto por estas dos partes. El peso relativo de cada uno de estos componentes dependerá de qué tan bien diversificadase encuentre la cartera. Si la cartera está bien diversificada, se esperaría que el riesgo de la cartera esté principalmente (o completamente) compuesta por riesgo de mercado y que el riesgo único halla sido diversificado. Augusto Castillo, Finanzas II 132 Posibilidades de Inversión, Frontera de Mínima Varianza, Frontera Eficiente, y Decisiones de Inversión. Las Posibilidades de Inversión que enfrenta un inversionista la componen no sólo las N alternativas de inversión individuales que enfrenta sino además todas las carteras de tamaño menor o igual que N que puede generar combinando esos N activos. Las posibilidades de inversión se representan gráficamente de la siguiente manera: Posibilidades de Inversión 19 Augusto Castillo, Finanzas II 133 La Frontera de Mínima Varianza se genera como la envolvente de todas las posibles carteras que se puede obtener combinando los N activos individuales en carteras con N o menos activos. El proceso formal supone obtener para cada posible nivel de retorno esperado aquella cartera que permite obtener ese retorno esperado con la mínima varianza de retornos posible. Augusto Castillo, Finanzas II 134 La Frontera Eficiente corresponde a las alternativas de inversión que no son claramente dominadas por otras alternativas de inversión al alcance del inversionista. Se obtiene al identificar para cada posible nivel de exposición al riesgo (medido por un cierto nivel de varianza de los retornos de esa cartera) aquella cartera que ofrece el mayor nivel posible de retorno esperado. Frontera Eficiente 20 Augusto Castillo, Finanzas II 135 Decisiones de Inversión en Ausencia y En Presencia de un Activo Libre de Riesgo. En Ausencia: Si no existe un activo libre de riesgo, entonces los inversionistas enfrentarán alternativas de inversión en activos riesgosos. Los inversionistas en este caso indentificarán la frontera eficiente que ellos enfrentan y seleccionarán aquella cartera eficiente que les reporte mayor bienestar. En la selección de la cartera óptima intervendrán entonces las preferencias de los individuos, en particular el grado de aversión al riesgo de cada uno de ellos. En el gráfico, el individuo A es más averso al riesgo que el individuo B y por ende decide invertir en una cartera menos riesgosa. Augusto Castillo, Finanzas II 136 En Presencia: Las combinaciones de riesgo y retorno a las que se puede accede r combinando un activo libre de riesgo (F) con un activo (o con una cartera de activos riesgosos) está representado por la línea recta que une los puntos F y 1 en el gráfico. Esto es fácil de comprobar si observamos que en este caso el retorno esperado de la cartera compuesta por estos dos activos sería: fp rwrEwrE )1()()( 111 −+= 21 Augusto Castillo, Finanzas II 137 La varianza de los retornos de esta cartera sería en este caso igual a: σr p 2 = w1 2 σ1 2 +w2 2 σ2 2 + 2 w 1w 2 σ1σ2 12 Si 2 es F : σ2 2 = 0 , σ1,2 = 0 σr p 2 = w 1 2 σ1 2 σr p = w 1 σ1 De aquí se concluye que todos los inversionistas querrán combinar la cartera libre de riesgo con la misma cartera de activos riesgosos, independiente de su grado de aversión al riesgo. Augusto Castillo, Finanzas II 138 La nueva frontera Eficiente entonces corresponderá a la línea recta que nace en el eje vertical desde el punto F y que es tangente a la frontera de activos riesgosos (ex frontera eficiente). Todos desean mantener la cartera de activos riesgosos M. De aquí se concluye que los inversionistas estarían dispuestos a delegar su decisión de inversión en activos riesgosos en terceros. Lo que sí decidirían por sí mismos es cuánto poner en F y cuánto poner en M. E(r) σ M F
Compartir