Teoria della selezione del portafoglio e modelli di equilibrio del ...
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atteso <strong>del</strong> quadrato degli scarti <strong>del</strong> ren<strong>di</strong>mento <strong>di</strong> <strong>portafoglio</strong> dal ren<strong>di</strong>mento atteso<br />
<strong>del</strong> <strong>portafoglio</strong> stesso. Per un <strong>portafoglio</strong> composto da due titoli o business si ha:<br />
ren<strong>di</strong>mento atteso <strong>di</strong> <strong>portafoglio</strong><br />
RP = E( RP) = x1E( R1) + x2E( R2) = x1R1 + x2R2 varianza <strong>di</strong> <strong>portafoglio</strong> (meglio, dei ren<strong>di</strong>menti futuri dei titoli o business in<br />
<strong>portafoglio</strong>)<br />
dove:<br />
σ<br />
[ ]<br />
(<br />
2<br />
) 1 1 2 2 ( 1 1 2<br />
2<br />
2)<br />
[<br />
[<br />
1( 1<br />
2<br />
1 ( 1<br />
1) 2<br />
1)<br />
2( 2<br />
2<br />
2 ( 2<br />
2<br />
2)<br />
]<br />
2<br />
2)<br />
2 1 2( 1 1)( 2 2)<br />
]<br />
2<br />
1 ( 1<br />
2<br />
1)<br />
2<br />
2 ( 2<br />
2<br />
2)<br />
2 1 2 ( 1 1)( 2 2)<br />
= ER − R = ExR+ xR − xR + xR =<br />
2<br />
P P P<br />
= Ex R − R + x R − R =<br />
= Ex R − R + x R − R + xx R − R R − R =<br />
2<br />
2<br />
= x σ + x σ + 2x<br />
x σ<br />
9<br />
[ ]<br />
= x E R − R + x E R − R + x x E R −R R − R =<br />
2<br />
1<br />
1<br />
2<br />
2<br />
2<br />
1 2 12<br />
[ ( )( ) ]<br />
σ12 = E R1−R1R2−R 2<br />
è la covarianza fra i ren<strong>di</strong>menti <strong>del</strong>le due alternative <strong>di</strong>sponibili23. Da quanto sopra, si nota come la varianza <strong>di</strong> <strong>portafoglio</strong> è una trasformazione<br />
quadratica <strong>del</strong> “rischio” dei singoli titoli o business.<br />
La covarianza, σ12 , misura quanto i ren<strong>di</strong>menti dei due titoli siano legati da una<br />
relazione lineare, ed essendo il valore atteso <strong>del</strong> prodotto <strong>di</strong> due scarti, può assumere<br />
valori positivi, nulli o negativi:<br />
− positivi quando gli scarti dei ren<strong>di</strong>menti dei due titoli hanno prevalentemente lo<br />
stesso segno (entrambi positivi o entrambi negativi, Fig. 2);<br />
− negativi quando a scarti positivi <strong>di</strong> un investimento corrispondono<br />
prevalentemente scarti negativi nell'altro o viceversa (Fig. 3);<br />
− nullo quando si ha in<strong>di</strong>pendenza lineare tra i ren<strong>di</strong>menti dei due titoli24 (Fig. 4a e<br />
4b).<br />
Una caratteristica evidente <strong><strong>del</strong>la</strong> covarianza è la simmetria, cioè σ12 = σ21. Inoltre<br />
2<br />
2<br />
σ11 = E[ ( R1 −R1)( R1 − R1) ] = E( R1 − R 1)<br />
= σ1<br />
e, naturalmente,<br />
2<br />
2<br />
σ = E R −R R − R = E R − R = σ<br />
[ ( )( ) ] ( )<br />
22 2 2 2 2 2 2<br />
23La covarianza è data da: = ( − )( − )<br />
σ12 R1R1R2R2p 12<br />
con p 12 probabilità congiunta dei ren<strong>di</strong>menti dei due titoli (probabilità che si abbiano<br />
contemporaneamente R 1 e R 2 ).<br />
24 STEWART M.B., WALLIS K.F., Introductory Econometrics, Basil Blakwell, Oxford, 1981.<br />
2