Sijoitussidonnaisten vakuutusten suojaaminen. Maiju Eerola Matematiikan ja tilastotieteen laitos Helsingin yliopisto

Transkriptio

1 Sijoitussidonnaisten vakuutusten suojaaminen Maiju Eerola Matematiikan ja tilastotieteen laitos Helsingin yliopisto 25. marraskuuta 2016

2 HELSINGIN YLIOPISTO HELSINGFORS UNIVERSITET UNIVERSITY OF HELSINKI Tiedekunta/Osasto Fakultet/Sektion Faculty Laitos Institution Department Matemaattis-luonnontieteellinen Tekijä Författare Author Maiju Eerola Työn nimi Arbetets titel Title Matematiikan ja tilastotieteen laitos Sijoitussidonnaisten vakuutusten suojaaminen Oppiaine Läroämne Subject Matematiikka Työn laji Arbetets art Level Aika Datum Month and year Sivumäärä Sidoantal Number of pages Pro gradu -tutkielma Marraskuu s. Tiivistelmä Referat Abstract Tutkielmassa käsitellään sitoumuksien suojausta ja etenkin sijoitussidonnaisten henkivakuutusten suojausta lokaalin riskin minimointiin perustuvalla menetelmällä diskreetissä ajassa. Sijoitussidonnaisen henkivakuutuksen tapauksessa vakuutuksenottaja sitoutuu maksamaan yhtiölle vakuutusmaksun yhdessä tai useammassa erässä ja vakuutusyhtiö vastaavasti sitoutuu maksamaan sovitulla hetkellä vakuutuksenottajalle korvauksen, jonka suuruus riippuu vakuutetun jäljellä olevasta elinajasta ja arvopaperimarkkinoiden kehityksestä. Markkinoilla oletetaan aina olevan yksi niin sanottu riskitön arvopaperi, jonka hinta on positiivinen jokaisella hetkellä. Muita arvopapereita kutsutaan riskillisiksi. Korvauksen määräämisperuste päätetään osapuolten välisessä sopimuksessa. Korvaus voisi esimerkiksi olla jonkin tietyn arvopaperin hinta korvaushetkellä, jos vakuutettu on tällöin elossa. Yhtiön tavoitteena on suojata tämä maksusitoumus sijoittamalla sopivasti markkinoilla oleviin arvopapereihin, jotka voivat olla esimerkiksi osakkeita tai valuuttoja. Tutkielmassa lähdetään tarkastelemaan sitoumuksen suojaamista lokaalin riskin minimointiin perustuvalla menetelmällä. Lokaalin riskin minimoinnilla tarkoitetaan tässä sijoitusvirheen keskineliöpoikkeaman minimointia, missä sijoitusvirhe on toiminnassa syntynyt kustannus kun sivukustannuksia kuten käsittelykustannuksia ei ole. Myös monia muita menetelmiä on olemassa, joten suojausmenetelmän valinnasta puhutaan lyhyesti. Tämän lisäksi esitellään lyhyesti myös muutama läheinen menetelmä muodostaa optimaalinen strategia sitoumukselle. Kaikki esiteltävät menetelmät ovat niin sanottuja kvadraattisia eli neliöllisiä suojausmenetelmiä. Työn päälähteenä on Hans Föllmerin ja Alexander Schiedin Stochastic Finance (2011), josta löytyy lisää tietoa kyseisistä menetelmistä ja sitoumuksien suojaamisesta. Ensimmäisessä luvussa esitellään arvopaperimarkkinamalli ja käydään läpi kyseessä olevan mallin oletukset sekä muutamia todennäköisyysteorian ja matriisilaskennan tietoja, joita tarvitaan myöhemmin toisessa luvussa, kun esitetään ja todistetaan lause, joka antaa samalla sekä riittävän että välttämättömän ehdon lokaalin riskin minimoivalle strategialle. Tämän lauseen avulla löydetään kaikki mahdolliset optimaaliset strategiat, kun optimaalisuuskriteeri on lokaalin riskin minimoiminen. Osoittautuu, että optimaalinen strategia on odotusarvoltaan omavarainen ja sen kustannusprosessi on vahvasti ortogonaalinen diskontatun hintaprosessin kanssa. Diskonttaustekijänä käytetään riskittömän arvopaperin hintaa. Kolmannessa luvussa esitellään sijoitussidonnaiset henkivakuutukset ja ratkaistaan lokaalin riskin minimoiva strategia sijoitussidonnaiselle elämänvaravakuutukselle siinä tapauksessa, että markkinoilla on vain yksi riskillinen arvopaperi. Viimeisessä luvussa käydään läpi yleinen tilanne, missä riskillisiä arvopapereita on mielivaltainen määrä ja suojattava sitoumus on sijoitussidonnainen henkivakuutus. Optimaalinen strategia saadaan tällöin helposti esitettävään muotoon. Avainsanat Nyckelord Keywords Lokaalin riskin minimointi, keskineliöpoikkeama, sijoitussidonnainen vakuutus, suojaaminen Säilytyspaikka Förvaringsställe Where deposited Kumpulan tiedekirjasto Muita tietoja Övriga uppgifter Additional information

3 Sisältö 1 Johdanto Arvopaperimarkkinat Ehdollinen odotusarvo Ehdollisesta varianssista ja kovarianssista Martingaali Sitoumuksen suojaaminen Sitoumuksen suojaamisesta Suojausmenetelmän valinta Riittävä ja välttämätön ehto sitoumuksen suojaamiselle Todennäköisyysmitan vaihto Vakuutuksen suojaaminen Henkivakuutusmatematiikasta Vakuutuksen suojaaminen kun markkinoilla on vain yksi riskillinen arvopaperi Valinta odotusarvon ja varianssin väliltä Vakuutuksen suojaaminen yleisessä tapauksessa Lokaalin riskin minimoiva strategia yleisessä tapauksessa Vakuutuksen suojaava strategia

4 Luku 1 Johdanto Sitoumuksien suojaaminen ja hinnoittelu arvopaperimarkkinoilla on yksi finanssimatematiikan tutkituimmista aiheista. Kirjallisuudessa on kehitetty useita eri suojausmenetelmiä, mutta yksimielisyyttä ei ole siitä, mikä menetelmistä olisi ylivoimaisesti paras. Tässä tutkielmassa tarkastellaan menetelmää, joka on yksi tunnetuimmista ja vanhimmista, niin sanottu lokaalin riskin minimointi. Myös muita tähän läheisesti liittyviä suojausmenetelmiä esitellään, mutta aiheen laajuuden vuoksi niistä esitetään määritelmien lisäksi vain muutamia huomioita. Tutkielmassa keskeisimpänä on lokaalin riskin minimoivan strategian löytäminen. Tätä varten esitetään ja todistetaan lause, jonka avulla kyseinen strategia pystytään määräämään melko helposti. Tämän jälkeen strategia muodostetaan sekä yksinkertaisessa yhden riskillisen arvopaperin tapauksessa, että myös yleisessä monen riskillisen arvopaperin tapauksessa. Molemmissa tapauksessa näytetään myös, millainen optimaalinen strategia on silloin, kun sitoumus on sijoitussidonnainen henkivakuutus. Määritelmissä nojaudutaan teokseen Föllmer ja Schied (2011) [4], joka on työn päälähde. Jotkin keskeiset asiat määritellään eri tavalla eri lähteissä, joten saadut tulokset voivat olla erilaisia kuin muussa kirjallisuudessa. Useasti muussa kirjallisuudessa tehdään myös joitakin lisäoletuksia, jotka siten muuttavat käytössä olevaa mallia enemmänkin. Siten käytössä olevan arvopaperimarkkinamallin huolellinen määritteleminen ja eri lähteissä käytettävien mallien oletuksien huomioiminen on tärkeää. Lokaalin riskin minimointia ovat tutkineet erityisesti Hans Föllmer, Dieter Sondermann ja Martin Schweizer, joiden teokset Föllmer ja Sondermann (1986) [6], Schweizer (1993) [10], Schweizer (1995) [11], Schweizer (2001) [13], Schweizer (2001) [12] ja Föllmer ja Schweizer (1988) [5] antavat laajan kuvan sekä lokaalin riskin minimoinnista, että myös muista niin sanotuista kvadraattisista suojausmenetelmistä. Henkivakuutuksen puolelle siirryttäessä olen seurannut teosta Pesonen, Soininen ja Tuominen (2000) [9] ja luentomonisteita Nyrhinen (2014) [7] ja Nyrhinen (2015) [8]. 2

5 1.1 Arvopaperimarkkinat Oletetaan, että markkinoilla on d+1 kappaletta joitakin arvopapereita. Nämä arvopaperit voivat olla esimerkiksi osakkeita, valuuttoja tai vakuutuksia, joista puhutaan enemmän luvussa 3. Oletetaan, että markkinoilla toimitaan ajanhetkinä 0, 1,..., T, missä T N. Oletetaan lisäksi, että hetkinä 0,..., T arvopaperimarkkinoilla voi ostaa ja myydä arvopapereita vapaasti, eli kaikkia arvopapereita voi ostaa ja myydä halutun määrän jokaisena hetkenä. Tällaisia arvopaperimarkkinoita kutsutaan tehokkaiksi. Oletetaan myös, että hetkellä T salkku realisoidaan, eli myydään kaikki hallussa olevat arvopaperit. Merkitään arvopaperin i, missä i = 0,..., d, hintaa hetkellä t, missä t = 0,..., T, ei-negatiivisella symbolilla S i t, joka mallinnetaan satunnaismuuttujaksi todennäköisyyskentällä (Ω, F, P). Hetken t = 0 hinta pitää olla tiedossa, joten oletetaan, että S i 0 on vakio kaikilla i = 0,..., d. Ajatellaan alkiot ω Ω arvopaperimarkkinoiden mahdollisiksi tiloiksi. Nämä tilat kuvaavat arvopapereiden mahdollisesti saamia arvoja S i t. Toisin sanoen jos tila ω on tiedossa, tiedetään S i t kaikilla t = 0,..., T ja i = 0,..., d. Tiloja oletetaan olevan äärellinen määrä. Tarpeen mukaan voidaan kirjoittaa S i t(ω), jos tieto markkinoiden tilasta täytyy ottaa huomioon. Oletetaan, että F 0 = {φ, Ω}, F T = F ja F 0 F T. (1.1) Näin määritellyillä F:n alisigma-algebroilla F t voidaan kuvata hetkellä t käytössä olevaa informaatiota arvopapereiden toteutuneista hinnoista ajanhetkillä 0,..., t. Alisigmaalgebra voi sisältää muutakin hetkellä t käytettävissä olevaa tietoa. Tähän palataan luvussa 3. Oletetaan, että ensimmäinen arvopaperi i = 0 on niin sanottu riskitön arvopaperi, jonka arvo on aina positiivinen, siis S 0 t > 0 kaikilla t = 0,..., T. Tällainen riskitön arvopaperi on esimerkiksi T periodin nollakuponkibondi, jonka haltija saa suorituksen 1 hetkellä T. Loput d arvopaperia ovat niin sanottuja riskillisiä arvopapereita. Esimerkki 1.2. Riskittömän arvopaperin arvo voi olla esimerkiksi S 0 0 = 1 ja S 0 t = t (1 + i k ) k=1 hetkellä t = 1,..., T, missä i k 0 on korko välillä [k 1, k) kaikilla k = 1,..., t. Tällöin selvästi S 0 t > 0 kaikilla t = 0,..., T. 3

6 Määritelmä 1.3. Jonoa alisigma-algebroita (F t ) t=0,...,t, jotka toteuttavat oletukset (1.1), kutsutaan historiaksi. Tällöin kenttää kutsutaan stokastiseksi kentäksi. (Ω, F, (F t ) t=0,...,t, P) Määritelmä 1.4. Stokastinen prosessi on perhe satunnaismuuttujia todennäköisyyskentältä (Ω, F, P) siten, että satunnaismuuttujat on indeksoitu parametrilla t. Indeksiparametri t kuvaa tästä eteenpäin aikaa. Parametrin arvojoukko on joko {0,..., T } tai {1,..., T } tilanteesta riippuen. Määritelmä 1.5. Stokastista prosessia Y = (Y t ) t=0,...,t todennäköisyyskentällä (Ω, F, P) sanotaan sopivaksi, jos Y t on F t -mitallinen kaikilla t = 0,..., T. Huomautus 1.6. Vektoriarvoista stokastista prosessia Y = (Y t ) t=0,...,t, missä Y t = (Yt 0,..., Yt d ), sanotaan sopivaksi, jos sen kaikki komponentit ovat sopivia, eli Yt i on F t -mitallinen kaikilla t = 0,..., T ja i = 0,..., d. Merkitään S t = (S 1 t,..., S d t ), St = (S 0 t, S t ). Oletetaan nyt, että hintaprosessi S = ( S t ) t=0,...,t on sopiva, eli S i t on F t -mitallinen kaikilla t = 0,..., T ja i = 0,..., d. Tämä on luonnollinen oletus, sillä arvopaperin i hinta hetkellä t tiedetään hetkellä t. Siis hetkellä t = 0,..., T sijoittaja tietää kaikkien arvopapereiden hinnat ajanhetkinä 0,..., t. Määritelmä 1.7. Stokastista prosessia X = (X t ) t=1,...,t todennäköisyyskentällä (Ω, F, P) sanotaan ennustettavaksi, jos X t on F t 1 -mitallinen kaikilla t = 1,..., T. Huomautus 1.8. Vektoriarvoista stokastista prosessia X = (X t ) t=1,...,t, missä X t = (X 0 t,..., X d t ), sanotaan ennustettavaksi, jos sen kaikki komponentit ovat ennustettavia, eli X i t on F t 1 -mitallinen kaikilla t = 1,..., T ja i = 0,..., d. Määritelmä 1.9. Diskontattu hintaprosessi on vektoriarvoinen stokastinen prosessi X = (X 0 t,..., X d t ) t=0,...,t siten, että kaikilla t = 0,..., T, i = 0,..., d. X i t = Si t S 0 t Tällöin selvästi Xt 0 = S0 t = 1 kaikilla t = 0,..., T ja X St 0 t = (Xt 1,..., Xt d ) kertoo riskillisten arvopapereiden hinnan suhteessa riskittömän arvopaperin hintaan. 4

7 Määritelmä Strategia on ennustettava vektoriarvoinen stokastinen prosessi θ = (θ 0, θ) = (θ 0 t,..., θ d t ) t=1,...,t. Tässä θ i t tulkitaan arvopaperin i lukumääräksi salkussa hetkellä [t 1, t) eli t:nnen toimintaperiodin aikana. Nämä arvopaperit on hankittu hetkellä t 1, joten salkun arvo hetkellä t 1 on V (t 1) = θ t S t 1 = d θts i t 1 i i=0 ja arvo hetkellä t on V (t) = θ t S t = d θts i t. i i=0 On luonnollista olettaa, että θ i t on F t 1 -mitallinen kaikilla t = 1,..., T ja i = 0,..., d, sillä nämä arvopaperit hankitaan hetkellä t 1. Määritelmä Strategiaa θ kutsutaan omavaraiseksi, jos salkun arvo hetkellä t on kaikilla t = 1,..., T 1. V (t) = θ t S t = θ t+1 S t Tällöin siis salkku muodostetaan jokaisen toimintaperiodin alussa käyttäen vain edellisen periodin salkun varoja, ja ainoa sijoitus salkkuun tehdään hetkellä t = 0. Emme oleta jatkossa, että strategia olisi omavarainen. Oletamme, että uuden salkun muodostuksessa, jokaisen periodin lopussa, voidaan riskittömään arvopaperiin sijoittaa myös muita kuin edellisen periodin salkusta saatuja varoja. Tällöin salkkuun sijoitetaan alkusijoitus hetkellä t = 0 kuten omavaraisen salkun tapauksessakin, mutta sijoituksia riskittömään arvopaperiin voidaan tehdä myös hetkillä t = 1,..., T. Määritelmä Yleistetty strategia on pari stokastisia prosesseja (θ 0, θ), missä prosessi θ 0 = (θ 0 t ) t=0,...,t on sopiva ja prosessi θ = (θ t ) t=1,...,t on ennustettava. Tässä θt 0 on riskittömän arvopaperin lukumäärä salkussa hetkellä t. Siis yleistetyssä strategiassa prosessi θ 0 on sopiva ja prosessi θ on ennustettava, eli θt 0 on F t -mitallinen kaikilla t = 0,..., T ja θt i on F t 1 -mitallinen kaikilla t = 1,..., T ja i = 1,..., d. Yleistetty 5

8 strategia poikkeaa aiemmin määritellystä strategiasta siten, että riskittömän arvopaperin i = 0 lukumäärät ovat F t -mitallisia kaikilla hetkillä t = 0,..., T. Riskittömän arvopaperin lukumäärä θ 0 t voidaan kiinnittää hetkellä t, jolloin tiedetään jo riskillisten arvopapereiden hinnat. Siten riskittömän arvopaperin avulla voidaan salkun arvo pitää halutun suuruisena millä hetkellä tahansa. Tästä eteenpäin kutsumme yleistettyä strategiaa pelkästään strategiaksi, sillä tarkastelemme vain tällä tavalla muodostettuja strategioita. Huomautuksena todettakoon, että eri lähteissä strategia määritellään hieman eri tavoilla, minkä seurauksena saadut tulokset voivat poiketa toisistaan eri lähteiden välillä. Määritelmä Strategian (θ 0, θ) diskontattu arvoprosessi on stokastinen prosessi V = (V t ) t=0,...,t, missä V 0 = θ 0 0 ja kaikilla t = 1,..., T. V t = θ 0 t + θ t X t V t tulkitaan salkun arvoksi riskittömän arvopaperin suhteen t:nnen toimintaperiodin [t 1, t) lopussa. Erityisesti V 0 = θ 0 0 on ensimmäinen sijoitus salkkuun. Määritelmä Strategian (θ 0, θ) (kumulatiivinen) tuottoprosessi on stokastinen prosessi G = (G t ) t=0,...,t, missä G 0 = 0 ja G t = t θ k (X k X k 1 ) k=1 kaikilla t = 1,..., T ja (kumulatiivinen) kustannusprosessi on stokastinen prosessi C = (C t ) t=0,...,t, missä C t = V t G t kaikilla t = 0,..., T. Määritelmät ovat luonnollisia. Hetkellä t = 0 aloitetaan toimiminen, joten tällöin tuottoa ei ole vielä syntynyt. Hetkeen t > 0 mennessä riskillisten arvopaperien synnyttämä tuotto on selvästi t k=1 θ k (X k X k 1 ). Riskitön arvopaperi i = 0 ei tietenkään synnytä tuottoa. Esimerkki Oletetaan, että markkinoilla on vain yksi riskillinen arvopaperi ja markkinoilla toimitaan vain hetkillä t = 0, 1, siis d = 1 ja T = 1. Tällöin V 0 = θ 0 0, 6

9 V 1 = θ1 0 + θ1x = θ1 0 + θ1 1S1 1, S1 0 G 0 = 0, 1 G 1 = θ k (X k X k 1 ) = θ1(x X0) 1 = θ1( 1 S1 1 S1 0 k=1 C 0 = V 0 G 0 = θ = θ 0 0, S1 0 ), S0 0 C 1 = V 1 G 1 = θ θ1 1S 1 1 S 0 1 θ 1 1( S1 1 S 0 1 S1 0 S 0 0 ) = θ1 0 + θ1 1 S0 1 S0 0 = θ θ 1 1X 1 0 = θ θ 1 X 0, eli (diskontattu) kumulatiivinen kustannus hetkeen t = 1 mennessä on summa riskittömän arvopapereiden lukumäärästä salkussa hetkellä t = 1 ja riskillisten arvopapereiden diskontatusta arvosta hetkellä t = 0. Jos C 0 = C 1, eli θ 0 0 = θ 0 1 +θ 1 X 0, niin kumulatiivinen kustannus on pysynyt samana, eli kyseessä on omavarainen strategia. Tällöin V 0 = θ 0 0 = θ θ 1 X 0, V 1 = θ θ 1 1X 1 1 = V 0 θ 1 X 0 + θ 1 X 1 = V 0 + θ 1 (X 1 X 0 ) ja prosessi θ 0 = (θ 0 t ) t=1,...,t on ennustettava. 1.2 Ehdollinen odotusarvo Määritelmä Olkoon (Ω, F, P) todennäköisyyskenttä. Tällöin sanotaan, että tapahtuma A F tapahtuu P - melkein varmasti, jos P(A) = 1. Oletetaan tässä luvussa, että X on mielivaltainen satunnaismuuttuja todennäköisyyskentällä (Ω, F, P) siten, että E( X ) <, eli toisin sanoen X L 1 (Ω, F, P). Oletetaan myös, että H F on F:n alisigma-algebra. Määritelmä Satunnaismuuttujan X ehdollinen odotusarvo ehdolla alisigmaalgebra H, E(X H), on H-mitallinen funktio, jolle pätee kaikilla joukoilla B H. E(X1 B ) = E(E(X H)1 B ) Tämä tarkoittaa siis sitä, että ehdollinen odotusarvo E(X H) on satunnaismuuttuja todennäköisyyskentällä (Ω, H, P). Satunnaismuuttujan olemassaolo voidaan todistaa Radon-Nikodymin teoreeman avulla, kuten esimerkiksi lähteessä Feller (1966) [2] on tehty, ja sen yksikäsitteisyys voidaan näyttää olevan P - melkein varmaa. 7

10 Lause Satunnaismuuttujan X ehdollinen odotusarvo ehdolla alisigma-algebra H on yksikäsitteinen P - melkein varmasti. Todistus. Oletetaan, että satunnaismuuttujat X 1, X 2 L 1 (Ω, F, P). Tällöin E(X 1 H) ja E(X 2 H) ovat H-mitallisia satunnaismuuttujia. Oletetaan nyt, että E(E(X 1 H)1 B ) = E(E(X 2 H)1 B ) kaikilla B H. Oletetaan myös, että ε > 0. Tällöin joukko B 1 = {E(X 1 H) E(X 2 H) ε} H. Nyt 0 = E(E(X 1 H)1 B1 ) E(E(X 2 H)1 B1 ) = E([E(X 1 H) E(X 2 H)]1 B1 ) εp(b 1 ). Siten P(B 1 ) = 0, joten täytyy päteä E(X 1 H) E(X 2 H). Symmetrisyyden perusteella valitsemalla B 2 = {E(X 2 H) E(X 1 H) ε} H saadaan osoitettua Siten saadaan E(X 1 H) E(X 2 H). E(X 1 H) = E(X 2 H) P - melkein varmasti. Siis E(X H) on yksikäsitteinen P - melkein varmasti. Ehdollisella odotusarvolla on joitakin samankaltaisia ominaisuuksia kuin tavallisella odotusarvolla, mutta myös joitakin sille tyypillisiä ominaisuuksia, joista osa esitellään seuraavaksi. Ominaisuuksien todistukseen tarvitaan seuraava niin sanottu monotonisen konvergenssin lause. Lause Olkoon (X n ) jono ei-negatiivisia satunnaismuuttujia siten, että X n monotonisesti kun n. Tällöin X E(X n ) E(X), kun n. Todistus. Todistus lauseelle löytyy esimerkiksi lähteestä Varadhan (2001) [15]. 8

11 Lause Olkoon a, b R vakioita ja satunnaismuuttuja Y L 1 (Ω, F, P). Ehdollisella odotusarvolla on seuraavat ominaisuudet: (i) E(a H) = a (ii) E(aX + by H) = ae(x H) + be(y H) P - melkein varmasti. Todistus. Olkoon a, b R vakioita ja satunnaismuuttuja Y L 1 (Ω, F, P). Olkoon lisäksi B H. Todistetaan kohdat käyttäen ehdollisen odotusarvon määritelmää. (i) Määritelmän nojalla E(E(a H)1 B ) = E(a1 B ), joten P - melkein varmasti pätee E(a H) = a. (ii) Määritelmän nojalla E(E(aX + by H)1 B ) = E((aX + by )1 B ). Nyt odotusarvon ominaisuuksien nojalla E([aE(X H) + be(y H)]1 B ) = E(aE(X H)1 B + be(y H)1 B ) = ae(e(x H)1 B ) + be(e(y H)1 B ) = ae(x1 B ) + be(y 1 B ) = E((aX + by )1 B ), joten P - melkein varmasti pätee E(aX + by H) = ae(x H) + be(y H). Lause Olkoon satunnaismuuttuja Y (Ω, F, P) sellainen, että E( XY ) <. Ehdollisella odotusarvolla on seuraavat ominaisuudet: (i) E(Y X H) = Y E(X H) kun Y on H -mitallinen (ii) E(X) = E(E(X H)) (iii) E(X H) = E(X) kun X on riippumaton alisigma-algebrasta H P - melkein varmasti. Todistus. Olkoon Y (Ω, F, P) sellainen, että E( XY ) <. Olkoon lisäksi B H. Todistetaan kohdat käyttäen ehdollisen odotusarvon määritelmää. (i) Olkoon Y H -mitallinen. Halutaan siis näyttää, että E(E(Y X H)1 B ) = E(Y E(X H)1 B ). Määritelmän nojalla E(E(Y X H)1 B ) = E(Y X1 B ). Jaetaan todistus neljään osaan. 1. Olkoon Y = 1 A jollain A H. Tällöin E(Y E(X H)1 B ) = E(1 A E(X H)1 B ) = E(E(X H)1 A B ) = E(X1 A B ) = E(1 A X1 B ) = E(Y X1 B ), joten väite pätee kun Y = 1 A jollain A H. 2. Olkoon Y = n i=1 y i1 Ai, missä y i R ja A i H kaikilla i = 1,..., n. Tällöin n n E(Y E(X H)1 B ) = E([ y i 1 Ai ]E(X H)1 B ) = E(E(X H) y i 1 Ai B) i=1 9 i=1

12 = n y i E(E(X H)1 Ai B) = i=1 = E([ n y i E(X1 Ai B) i=1 n y i 1 Ai ]X1 B ) = E(Y X1 B ), i=1 joten väite pätee kun Y on niin sanottu yksinkertainen satunnaismuuttuja. Tämä seuraa tietenkin lineaarisuuden nojalla kohdasta Oletetaan, että X, Y 0. Tällöin on olemassa satunnaismuuttujajono (Y n ) n=1, missä satunnaismuuttujat Y n ovat yksinkertaisia H-mitallisia satunnaismuuttujia siten, että Y n Y. Tällöin kohdan 2. ja monotonisen konvergenssilauseen nojalla E(Y X1 B ) = lim n E(Y n X1 B ) = lim n E(Y n E(X H)1 B ) = E(Y E(X H)1 B ). 4. Sallitaan nyt satunnaismuuttujien X ja Y olla myös negatiivisia. Tällöin satunnaismuuttujat jaetaan positiiviseen ja negatiiviseen osaan, toisin sanoen X = X + X ja Y = Y + Y, missä ja vastaavasti X + = max(x, 0), X = max( X, 0) Y + = max(y, 0), Y = max( Y, 0). Tällöin väite seuraa kohdasta 3. lineaarisuuden nojalla. (ii) Väite seuraa suoraan määritelmästä E(X1 B ) = E(E(X H)1 B ), kun 1 B = 1. (iii) Määritelmän nojalla E(X1 B ) = E(E(X H)1 B ). Oletetaan, että X on riippumaton alisigma-algebrasta H. Tällöin X on riippumaton myös funktiosta 1 B, sillä B H. Siten E(X1 B ) = E(X)E(1 B ) = E(E(X)1 B ). Siis P - melkein varmasti pätee E(X H) = E(X) kun X on riippumaton alisigmaalgebrasta H. 1.3 Ehdollisesta varianssista ja kovarianssista Määritelmä Satunnaismuuttujan X L 2 (Ω, F, P) ehdollinen varianssi ehdolla alisigma-algebra H F on H-mitallinen satunnaismuuttuja var(x H) = E([X E(X H)] 2 H). 10

13 Lause Olkoon X L 2 (Ω, F, P) ja H F on alisigma-algebra. Tällöin ehdollinen varianssi toteuttaa varianssin tunnetun kaavan var(x H) = E(X 2 H) [E(X H)] 2. Todistus. Olkoon X L 2 (Ω, F, P) ja H F on alisigma-algebra. Tällöin ehdollisen odotusarvon aiemmin esiteltyjen ominaisuuksien nojalla var(x H) = E([X E(X H)] 2 H) = E(X 2 2XE(X H) + [E(X H)] 2 H) = E(X 2 H) 2E(XE(X H) H) + E([E(X H)] 2 H) = E(X 2 H) 2E(X H)E(X H) + [E(X H)] 2 = E(X 2 H) [E(X H)] 2. Lause Olkoon X, Y L 1 (Ω, F, P) satunnaismuuttujia siten, että satunnaismuuttuja Y on H -mitallinen. Tällöin var(x + Y H) = var(x H). Tätä kutsutaan ehdollisen varianssin invarianssiominaisuudeksi. Todistus. Lause todistetaan helposti lauseen 1.23 ja ehdollisen odotusarvon ominaisuuksien avulla. Olkoon X, Y L 2 (Ω, F, P) satunnaismuuttujia siten, että satunnaismuuttuja Y on H -mitallinen. Tällöin var(x + Y H) = E((X + Y ) 2 H) [E(X + Y H)] 2 = E(X 2 + Y 2 + 2XY H) [E(X H) + E(Y H)] 2 = E(X 2 H) + Y 2 + 2Y E(X H) [E(X H) + Y ] 2 = E(X 2 H) E(X H) 2 = var(x H). Määritelmä Olkoon X, Y L 1 (Ω, F, P) satunnaismuuttujia siten, että E( XY ) <. Tällöin X:n ja Y :n ehdollinen kovarianssi ehdolla alisigma-algebra H F on H-mitallinen satunnaismuuttuja cov(x, Y H) = E([X E(X H)][Y E(Y H)] H). 11

14 Lause Olkoon X, Y L 1 (Ω, F, P) satunnaismuuttujia siten, että E( XY ) < ja H F on alisigma-algebra. Tällöin ehdollinen kovarianssi toteuttaa yhtälön cov(x, Y H) = E(XY H) E(X H)E(Y H). Todistus. Olkoon X, Y L 1 (Ω, F, P) sellaisia, että E( XY ) < ja H F on alisigmaalgebra. Tällöin ehdollisen odotusarvon aiemmin esiteltyjen ominaisuuksien nojalla cov(x, Y H) = E([X E(X H)][Y E(Y H)] H) = E(XY E(X H)Y XE(Y H) + E(X H)E(Y H) H) = E(XY H) E(X H)E(Y H) E(X H)E(Y H) + E(X H)E(Y H) = E(XY H) E(X H)E(Y H). Esimerkki Oletetaan, että X L 1 (Ω, F, P) ja E( X 2 ) <, toisin sanoen X L 2 (Ω, F, P). Oletetaan myös, että H F on alisigma-algebra. Tällöin cov(x, X H) = E(XX H) E(X H)E(X H) = E(X 2 H) [E(X H)] 2 = var(x H). Samalla tavalla voidaan näyttää myös, että jos satunnaismuuttuja Z L 1 (Ω, F, P) on H -mitallinen, niin ja cov(x, ZY H) = cov(zx, Y H) = Zcov(X, Y H) cov(x + Y, W + V H) = cov(x, W H) + cov(x, V H) + cov(y, W H) + cov(y, V H), kun Y, Z, W, V L 1 (Ω, F, P) ovat sellaisia, että ehdolliset kovarianssit ovat olemassa. Todetaan vielä, että yllä esitetyt määritelmät ja lauseet ehdolliselle odotusarvolle, varianssille ja kovarianssille pätevät ilmeisin muutoksin selvästi myös silloin, kun X ja Y ovat satunnaisvektoreita. Seuraavaksi tarvitaan vielä lause, jonka avulla voidaan minimoida toisen asteen vektoriarvoinen yhtälö. Ennen sitä käydään läpi muutamia lauseessa esiintyviä termejä. 12

15 Määritelmä Oletetaan, että satunnaisvektorit X = (X 1,..., X n ) ja Y = (Y 1,..., Y k ) ovat sellaisia, että X i, Y j L 1 (Ω, F, P) ja E( X i Y j ) < kaikilla i = 1,..., n, j = 1,..., k. Tällöin satunnaisvektoreiden välinen kovarianssi on n k -matriisi cov(x, Y ) = E[(X E(X))(Y E(Y )) ] cov(x 1, Y 1 ) cov(x 1, Y 2 )... cov(x 1, Y k ) cov(x 2, Y 1 ) cov(x 2, Y 2 )... cov(x 2, Y k ) =......, cov(x n, Y 1 ) cov(x n, Y 2 )... cov(x n, Y k ) missä merkinnällä Z tarkoitetaan vektorin Z transpoosia. Huomautus Sekä satunnaisvektoreiden X ja Y välistä kovarianssia cov(x, Y ), että satunnaisvektorin X varianssia var(x) = cov(x, X) kutsutaan tässä kovarianssimatriisiksi. Asiayhteydestä tulee ilmi kumpaa matriisia tarkoitetaan. Määritelmä Oletetaan, että A on n n -matriisi. Tällöin sanotaan, että A on symmetrinen, jos A = A. Lisäksi sanotaan, että symmetrinen A on positiivisesti semidefiniitti, jos x Ax 0 kaikilla n 1 -vektoreilla x R n. Esimerkki Olkoon satunnaisvektori X = (X 1,..., X n ) sellainen, että sen kovarianssimatriisi var(x) = cov(x, X) = E[(X E(X))(X E(X)) ] cov(x 1, X 1 ) cov(x 1, X 2 )... cov(x 1, X n ) cov(x 2, X 1 ) cov(x 2, X 2 )... cov(x 2, X n ) = cov(x n, X 1 ) cov(x n, X 2 )... cov(x n, X n ) on olemassa. Tällöin kovarianssimatriisi on selvästi symmetrinen. Oletetaan nyt, että y on jokin n 1 -vektori. Tällöin y var(x)y = y E[(X E(X))(X E(X)) ]y = E[y (X E(X))(X E(X)) y] = E([y (X E(X))] 2 ) 0. Siten satunnaisvektorin X kovarianssimatriisi on symmetrinen ja positiivisesti semidefiniitti. 13

16 Lause Oletetaan, että n n-matriisi A on symmetrinen ja positiivisesti semidefiniitti sekä x ja c ovat n 1 -vektoreita. Tällöin funktion minimikohta on se kohta, jossa pätee f(x) = 1 2 x Ax + c x Ax + c = 0. Todistus. Todistus lauseelle löytyy esimerkiksi lähteestä Freund (2004) [3]. 1.4 Martingaali Lopuksi tarvitsemme vielä martingaalin käsitteen. Martingaali on stokastinen prosessi, jossa uusimman satunnaismuuttujan X t odotusarvo vastaa viimeisimmän satunnaismuuttujan arvoa X s, kun otetaan huomioon kaikki informaatio, joka on tiedossa hetkellä s t. Diskreetissä ajassa tämä vastaa sitä, että satunnaismuuttujan X t odotusarvo vastaa viimeisimmän satunnaismuuttujan arvoa X t 1, kun otetaan huomioon kaikki informaatio, joka on tiedossa hetkellä t 1. Määritelmä Stokastista prosessia Y = (Y t ) t=0,...,t stokastiselta kentältä (Ω, F, (F t ) t=0,...,t, P) kutsutaan P-martingaaliksi, jos (i) Y on sopiva stokastinen prosessi (ii) E( Y t ) < kaikilla t = 0,..., T (iii) E(Y t F t 1 ) = Y t 1 kaikilla t = 1,..., T. Esimerkki Oletetaan, että stokastinen prosessi C on P-martingaali. Tällöin martingaalin määritelmän ja edellä esitettyjen ehdollisen odotusarvon ominaisuuksien nojalla P - melkein varmasti. E(C t+1 C t F t ) = E(C t+1 F t ) E(C t F t ) = C t C t = 0 Määritelmä Olkoon tässä X jo määritelty diskontattu hintaprosessi. Oletetaan, että Q on todennäköisyysmitta kentällä (Ω, F) siten, että pätee E Q ( X i t ) < kaikilla t = 0,..., T, i = 1,..., d ja E Q (Xt i F t 1 ) = Xt 1 i kaikilla t = 1,..., T, i = 1,..., d. Tällöin sanotaan, että Q on martingaalimitta tai vaihtoehtoisesti riskineutraali todennäköisyysmitta. 14

17 Huomautus Tämä on yhtäpitävää sen kanssa, että prosessi X on d-ulotteinen Q - martingaali, sillä kaikilla i = 1,..., d pätee, että X i on stokastinen prosessi stokastiselta kentältä, (Ω, F, (F t ) t=0,...,t, Q), jolle pätee (i) X i on sopiva stokastinen prosessi (ii) E Q ( X i t ) < kaikilla t = 0,..., T (iii) E Q (X i t F t 1 ) = X i t 1 kaikilla t = 1,..., T. Huomautus Selvästi kyseiset ehdot pätevät myös riskittömälle arvopaperille i = 0, sillä X 0 t = 1 kaikilla t = 0,..., T ja siten kaikilla t = 0,..., T ja E Q ( X 0 t ) = E Q ( 1 ) = 1 < kaikilla t = 1,..., T. E Q (X 0 t F t 1 ) = E Q (1 F t 1 ) = 1 = X i t 1 Esimerkki Oletetaan että arvopaperimarkkinoilla toimitaan vain kahtena periodina, toisin sanoen T = 1 ja riskitön arvopaperi on esimerkin 1.2 mukainen. Oletetaan myös, että korko on vakio i k = δ, k = 0, 1, ja Q on riskineutraali todennäköisyysmitta. Tällöin X 0 t = S0 t S 0 t = 1 ja X i t = Si t S 0 t = Si t (1+δ) t S i 0 kaikilla i = 1,..., d ja t = 0, 1. Nyt S0 i = (1 + δ) = 0 Xi 0 = E Q (X1 i F 0 ) ( ) S = E Q (X1) i i = E 1 Q (1 + δ) ( ) 1 S i = E 1 Q 1 + δ kaikilla arvopapereilla i = 1,..., d. Huomautuksen 1.37 nojalla tämä pätee myös riskittömälle arvopaperille. Siis ( ) S S0 i i = E 1 Q 1 + δ kaikilla i = 0,..., d. 15

18 Luku 2 Sitoumuksen suojaaminen 2.1 Sitoumuksen suojaamisesta Oletetaan, että Y on satunnaismuuttuja todennäköisyyskentällä (Ω, F T, P) ja arvopaperimarkkinat ovat kuten luvussa 1.1. Ajatellaan tätä satunnaismuuttujaa jonain sitoumuksena. Y (ω) olkoon se rahamäärä, joka sijoittajan pitää maksaa hetkellä T, jos tila ω toteutuu. Tällöin T :tä voidaan sanoa satunnaismuuttujan Y maturiteetiksi. Merkitään diskontattua satunnaismuuttujaa H = Y. (2.1) ST 0 Määritelmä 2.2. Satunnaismuuttuja Y on toistettavissa, jos on olemassa omavarainen strategia θ siten, että P - melkein varmasti. Y = θ T S T Tällöin siis salkun arvo hetkellä T vastaa sitä rahamäärää Y, joka sijoittajan pitää maksaa. Jos Y on toistettavissa omavaraisella strategialla θ, niin diskontatulle satunnaismuuttujalle H pätee P - melkein varmasti H = Y S 0 T = θ T S T S 0 T = θ T X T. Sijoittajan, jonka pitää hetkellä T maksaa summa Y, kannattaa hetkellä t = 0 hankkia itselleen strategia, joka toistaa sitoumuksen yllä määritellyllä tavalla. Toisin sanoen hän haluaa suojata tämän sitoumuksen Y. Nyt emme kuitenkaan oleta, että toistava strategia 16

19 olisi omavarainen, vaan haluamme, että diskontatulle sitoumukselle pätee P - melkein varmasti H = V T, missä V T = θt 0 + θ T X T = θ T X T on salkun diskontattu arvo hetkellä T. Siis salkun lopullisen arvon pitää vastata sitoumuksen arvoa hetkellä T. Tavoitteena sitoumuksen suojaamisessa on nyt minimoida strategiaan sijoittamiseen liittyvä riski, eli suojautua tulevilta tappioilta. Riski mitataan tässä tapauksessa sijoitusvirheen keskineliöpoikkeaman avulla. Jotta voimme käyttää luvussa 1 johdettuja ehdollisen odotusarvon, varianssin ja kovarianssin ominaisuuksia keskineliöpoikkeaman laskemisessa, oletetaan tästä lähtien, että riskillisten arvopapereiden diskontattu hintaprosessi X = (Xt 1,..., Xt d ) t=0,...,t ja diskontattu sitoumus H ovat neliöintegroituvia satunnaismuuttujia todennäköisyyskentillään, toisin sanoen ja H L 2 (Ω, F T, P) X t L 2 (Ω, F t, P) kaikilla t = 0,..., T. Tässä X t = (X 1 t,..., X d t ) kuten edellä määriteltiin. Tarvitsemme keskineliöpoikkeamaan perustuvaa menetelmää varten myös strategioille eräänlaisen integroituvuusehdon: Määritelmä 2.3. L 2 -sopiva strategia sitoumukselle H on strategia (θ 0, θ), jonka diskontatulle arvoprosessille V = (V t ) t=0,...,t ja diskontatulle tuottoprosessille G = (G t ) t=0,...,t pätee P - melkein varmasti ja kaikilla t = 0,..., T. V T = H V t, G t L 2 (Ω, F T, P) Esimerkki 2.4. L 2 -sopiva strategia sitoumukselle H on aina olemassa. Voimme esimerkiksi määritellä strategian siten, että θ 0 0 = 0, θ 0 t = 0, θ 0 T = H, θ i t = 0 17

20 kaikilla i = 1,..., d, t = 1,..., T. Tällöin ja V T = θ 0 T + θ T X T = H V 0 = θ0 0 = 0, V t = θt 0 + θ t X t = 0, V T = H, t G 0 = 0, G t = θ k (X k X k 1 ) = 0, G T = 0 k=1 kaikilla t = 1,..., T 1 ovat neliöintegroituvia. Tämän strategian voi tulkita niin, että mitään ei tehdä kunnes täytyy maksaa diskontattu summa H. Tällainen L 2 -sopiva strategia sitoumukselle H on lokaalin riskin minimoiva strategia, jos se minimoi sijoitusvirheen keskineliöpoikkeaman. Sijoitusvirheenä käytetään toiminnassa syntynyttä kustannusta. Oletamme koko ajan, että sivukustannuksia kuten veroja ja käsittelykustannuksia ei ole, tai ne ovat niin pieniä ettei niitä tarvitse ottaa huomioon. Määritelmä 2.5. L 2 -sopivan strategian (θ 0, θ) lokaali riskiprosessi on stokastinen prosessi R loc (θ 0, θ) = (Rt loc (θ 0, θ)) t=0,...,t 1, missä kaikilla t = 0,..., T 1. R loc t (θ 0, θ) = E[(C t+1 C t ) 2 F t ] Lokaalin riskiprosessin käsitteen avulla voimme määritellä lokaalin riskin minimoivan strategian. Nyt L 2 -sopiva strategia (ˆθ 0, ˆθ) on lokaalin riskin minimoiva strategia, jos kaikilla t = 0,..., T 1 pätee P - melkein varmasti Rt loc (ˆθ 0, ˆθ) Rt loc (θ 0, θ) kaikille L 2 -sopiville strategioille (θ 0, θ), joiden arvoprosesseille V = (V t ) t=0,...,t pätee V t+1 = ˆθ 0 t+1 + ˆθ t+1 X t+1 = ˆV t+1. Ehto ˆV t+1 = V t+1 perustellaan sillä, että lokaalin riskin minimoiva strategia muodostetaan rekursiivisesti aloittamalla hetkestä t = T ja lähtemällä tästä taaksepäin. Siis hetkellä t = T määrätään ˆθ 0 T 1, ˆθ 0 T, ˆθ T 1 ja ˆθ T, jotka minimoivat lokaalin riskin R loc T 1(θ 0, θ) = E[(C T C T 1 ) 2 F T 1 ] = E[(V T G T V T 1 + G T 1 ) 2 F T 1 ] 18

21 = E[(V T T T 1 θ k (X k X k 1 ) V T 1 + θ k (X k X k 1 )) 2 F T 1 ] k=1 k=1 = E[(V T V T 1 θ T (X T X T 1 )) 2 F T 1 ], sillä V t = θt 0 + θ t X t kaikilla t = 1,..., T. Yhtäpitävästi voidaan määrätä myös ˆV T 1, ˆV T ja ˆθ T, jotka minimoivat yllä olevan lokaalin riskin. Näistä ˆV T on kuitenkin jo ennalta määrätty, sillä määritelmän 2.3 nojalla L 2 -sopivalle strategialle (ˆθ 0, ˆθ) pätee ˆV T = H. Siis yhtäpitävästi täytyy määrätä vain ˆV T 1 ja ˆθ T, jotka minimoivat lokaalin riskin. Huomataan, että tällöin ˆθ T 0 1 ja ˆθ T 1 voidaan valita kaikista θt 0 1 ja θ0 T 1, joille pätee V T 1 = ˆV T 1. Tämän jälkeen määrätään rekursiivisesti hetkellä t = T 1 ne arvot ˆV T 2 ja ˆθ T 1, jotka minimoivat lokaalin riskin RT loc 2 (θ0, θ), kun tiedetään että V T 1 = ˆV T 1. Tässä lokaali riski on nyt R loc T 2(θ 0, θ) = E[(C T 1 C T 2 ) 2 F T 2 ] = E[(V T 1 V T 2 θ T 1 (X T 1 X T 2 )) 2 F T 2 ] = E[( ˆV T 1 V T 2 θ T 1 (X T 1 X T 2 )) 2 F T 2 ]. Hetkinä t = T 3,..., 1 menetellään vastaavalla tavalla. Näin saadaan muodostettua sitoumukselle H lokaalin riskin minimoiva strategia, joka siis minimoi sijoitusvirheen keskineliöpoikkeaman. Muodostamme kyseisen strategian myöhemmin erikoistapauksessa d = 1 ja myös yleisessä tapauksessa d N. 2.2 Suojausmenetelmän valinta Yllä esitelty sijoitusvirheen keskineliöpoikkeaman minimointi ei ole ainoa tapa ratkaista salkun valintaongelmaa, vaikka se onkin valittu tässä käyttöön. Erilaisia kriteereitä on monia, mutta menetelmän valinnassa täytyy ensin tietää ovatko markkinat niin sanotusti täydelliset vai epätäydelliset. Määritelmä 2.6. Markkinat ovat täydelliset, jos jokainen satunnaismuuttuja todennäköisyyskentällä (Ω, F) on toistettavissa. Muussa tapauksessa markkinoita kutsutaan epätäydellisiksi. Huomautus 2.7. Hyvin harvat markkinamallit ovat täydellisiä, varsinkin silloin kun toimimme diskreetissä ajassa kuten nyt teemme. Täydellisillä markkinoilla salkun valintaongelma on helppo. Jos markkinat ovat täydelliset, niin satunnaismuuttujalle H on olemassa omavarainen strategia θ siten, että H = θ T X T 19

22 P - melkein varmasti, kuten luvun alussa huomattiin. Nyt huomataan, että sijoitukseen ei liity mitään riskiä, jos salkuksi valitaan satunnaismuuttujan H toistava salkku. Tällöin salkun arvo hetkellä T ja sitoumuksen arvo hetkellä T kohtaavat, ja strategian omavaraisuuden takia sijoitukseen ei liity riskiä. Epätäydellisillä markkinoilla sitoumuksen H toistaminen ei ole usein mahdollista tehdä käyttäen jotain omavaraista strategiaa, joten sijoitukseen usein liittyy jonkinlainen riski. Tässä työssä käytämme kriteerinä sijoitusvirheen keskineliöpoikkeaman minimointia, mutta on olemassa myös muita menetelmiä rakentaa sitoumuksen suojaava strategia. Keskineliöpoikkeama on klassinen tapa mitata riskiä. Mietitään estimointiongelmaa, jossa α on jokin tuntematon parametri, jota halutaan estimoida. Olkoon ˆα tämän parametrin estimaattori, toisin sanoen se on jokin annetusta aineistosta laskettu tunnusluku, joka saattaisi olla hyvä arvio parametrille. Tällöin funktiota L(α, ˆα) = (α ˆα) 2 sanotaan estimaattorin tappiofunktioksi ja funktiota R(α, ˆα) = E[L(α, ˆα)] = E(α ˆα) 2 sanotaan riskifunktioksi tai estimaattorin ˆα riskiksi. Tämä on juurikin estimaattorin ja parametrin todellisen arvon α välisen virheen keskineliöpoikkeama. Tappiofunktioksi voi kuitenkin valita myös jonkin muun funktion. Esimerkiksi käytettäessä toista yleistä tappiofunktiota L(α, ˆα) = α ˆα saadaan riskifunktioksi R(α, ˆα) = E α ˆα. Näistä tappiofunktioista L(α, ˆα) = (α ˆα) 2 on kuitenkin tässä tapauksessa hyödyllisempi. Käytettäessä tätä tappiofunktiota riskifunktio voidaan esittää varianssin ja harhan summana seuraavalla tavalla: R(α, ˆα) = E(α ˆα) 2 = E[(α E(ˆα) + E(ˆα) ˆα) 2 ] = E[(E(ˆα) ˆα) 2 + 2(E(ˆα) ˆα)(α E(ˆα)) + (α E(ˆα)) 2 ] = E(E(ˆα) ˆα) 2 + 2(α E(ˆα))E(E(ˆα) ˆα) + (α E(ˆα)) 2 = E(ˆα E(ˆα)) 2 + 2(α E(ˆα))(E(ˆα) E(ˆα)) + (E(ˆα) α) 2 = E(ˆα E(ˆα)) 2 + (E(ˆα) α) 2 = Var(ˆα) + [b(α, ˆα)] 2, 20

23 missä b(α, ˆα) = E(ˆα) α on estimaattorin ˆα harha. Vaikka estimaattori ˆα olisikin harhaton parametrin α estimaattori, toisin sanoen b(α, ˆα) = 0, niin estimaattorin saamat arvot voivat poiketa todellisesta arvosta α suurellakin todennäköisyydellä. Tällöin kuitenkin estimaattorin varianssi saa suuria arvoja. Siten kyseinen keskineliöpoikkeama on hyödyllinen tapa mitata estimaattorin tarkkuutta. Keskineliöpoikkeaman pienet arvot viittaavat tarkkaan estimaattoriin ja siten pieneen riskiin. Esimerkki 2.8. Oletetaan, että havainnot Z 1,..., Z n noudattavat jakaumaa, jonka odotusarvo on α. Tässä α on nyt jokin tuntematon parametri, joka halutaan estimoida. Koska E( Z) = E( 1 n Z i ) = 1 n E(Z i ) = 1 n α = α, n n n i=1 missä Z = 1 n n i=1 Z i on otoskeskiarvo, niin otoskeskiarvo on odotusarvon harhaton estimaattori. Valitaan estimaattoriksi ˆα = Z. Tällöin keskineliöpoikkeama on i=1 i=1 R(α, ˆα) = Var(ˆα) + [b(α, ˆα)] 2 = Var(ˆα). Kuten aiemmin kerrottiin, epätäydellisillä markkinoilla sitoumuksen suojaamiseen voi käyttää muitakin kriteereitä. Lokaalin riskin minimoimisen sijaan voitaisiin minimoida esimerkiksi jäljelle jäävää ehdollista riskiä. Määritelmä 2.9. L 2 -sopivan strategian (θ 0, θ) jäljelle jäävä ehdollinen riskiprosessi on stokastinen prosessi R rem (θ 0, θ) = (Rt rem (θ 0, θ)) t=0,...,t, missä kaikilla t = 0,..., T. R rem t (θ 0, θ) = E[(C T C t ) 2 F t ] Nyt L 2 -sopiva strategia (ˆθ 0, ˆθ) on jäljelle jäävän ehdollisen riskin minimoiva strategia, jos kaikilla t = 0,..., T pätee P - melkein varmasti Rt rem (ˆθ 0, ˆθ) Rt rem (θ 0, θ) kaikille L 2 -sopiville strategioille (θ 0, θ), joille pätee θ 0 j = ˆθ 0 j kaikille j < t ja θ j = ˆθ j kaikilla j t. Erityisesti lokaalin riskin minimoiva strategia on jäljelle jäävän ehdollisen riskin minimoiva strategia, jos käyttämämme todennäköisyysmitta on martingaalimitta. Todistus tälle löytyy lähteestä Föllmer ja Schied (2011) [4] tapauksessa d = 1. Toinen yleinen tapa löytää jonkinlainen optimaalinen strategia on niin sanottu odotusarvo-varianssi -suojaus, jota kutsutaan myös globaalin riskin minimoimiseksi. Pohjustetaan tätä seuraavilla huomioilla. L 2 -sopivan strategian (θ 0, θ) niin sanottu globaali riski on R(θ 0, θ) = E[(C T C 0 ) 2 ]. 21

24 Huomataan, että R rem 0 (θ 0, θ) = E[(C T C 0 ) 2 F 0 ] = E[(C T C 0 ) 2 ] = R(θ 0, θ), joten jäljelle jäävän ehdollisen riskiprosessin ensimmäinen arvo vastaa globaalia riskiä. Globaali riski saadaan lopulta muotoon R(θ 0, θ) = E[(C T C 0 ) 2 ] = E[(V T G T V 0 + G 0 ) 2 ] T = E[(H θ k (X k X k 1 ) θ0) 0 2 ] = E[(H ṼT ) 2 ], k=1 missä ( θ 0, θ) on omavarainen strategia siten, että Ṽ0 = θ 0 0 = θ 0 0. Nyt voimme muotoilla odotusarvo-varianssi -suojauksen. Suurin ero tällä kriteerillä edellä esiteltyihin verrattuna on se, ettei tässä oleteta strategian toteuttavan ehtoa V T = H, mutta sen sijaan sen oletetaan olevan omavarainen. Merkitään G t (θ) = t θ k (X k X k 1 ) k=1 ja määritellään joukko Θ = { θ θ on ennustettava sekä omavarainen ja G t (θ) L 2 (Ω, F T, P) kaikilla t = 1,..., T }. Määritelmä Pari ( ˆV 0, ˆθ), missä ˆV 0 R ja ˆθ Θ, on odotusarvo-varianssi -kriteerin suhteen optimaalinen strategia sitoumukselle H, jos kaikilla V 0 R, θ Θ. E[(H G T (ˆθ) ˆV 0 ) 2 ] E[(H G T (θ) V 0 ) 2 ] Nyt edellä olevien huomioiden avulla nähdään, että lokaalin riskin minimoiva strategia (ˆη 0, ˆη) on myös odotusarvo-varianssi -kriteerin suhteen optimaalinen strategia, jos käyttämämme todennäköisyysmitta on martingaalimitta. Tällöin (ˆη 0, ˆη) = ( ˆV 0, ˆθ). Odotusarvo-varianssi -kriteerin suhteen optimaalinen strategia on myös varianssin minimoiva strategia, toisin sanoen se minimoi varianssin yli kaikkien θ Θ. var(h G T (θ)) 22

25 Lause Oletetaan, että pari ( ˆV 0, ˆθ), missä ˆV 0 R ja ˆθ Θ, on odotusarvo-varianssi -kriteerin suhteen optimaalinen strategia sitoumukselle H. Tällöin kaikilla θ Θ. Todistus. Kaikille θ Θ pätee var(h G T (ˆθ)) var(h G T (θ)) var(h G T (θ)) = E[(H G T (θ) E[H G T (θ)]) 2 ] E[(H G T ( θ) E[H G T (θ)]) 2 ] missä θ Θ on sellainen, että kaikilla θ Θ. E[(H G T (ˆθ) ˆV 0 ) 2 ] var(h G T (ˆθ) ˆV 0 ) = var(h G T (ˆθ)), E[(H G T ( θ) E[H G T (θ)]) 2 ] E[(H G T (θ) E[H G T (θ)]) 2 ] 2.3 Riittävä ja välttämätön ehto sitoumuksen suojaamiselle Määritelmä L 2 -sopivaa strategiaa (θ 0, θ) kutsutaan odotusarvoltaan omavaraiseksi, jos sen kustannusprosessi C = (C t ) t=0,...,t on P -martingaali. Toisin sanoen E[C t+1 C t F t ] = 0 P - melkein varmasti kaikilla t = 0,..., T 1 esimerkin 1.34 nojalla. Huomautus Lokaalin riskin minimoivat strategiat eivät yleensä ole omavaraisia, toisin sanoen lokaalin riskin minimoivalle strategialle (ˆθ 0, ˆθ) ei yleensä päde C t+1 = C t kaikilla t = 0,..., T 1. Myöhemmin nähdään kuitenkin, että L 2 -sopiva lokaalin riskin minimoiva strategia on aina odotusarvoltaan omavarainen. Määritelmä Olkoot stokastiset prosessit U ja Y sopivia. U:n ja Y :n sanotaan olevan vahvasti ortogonaalisia todennäköisyysmitan P suhteen, jos ehdolliset kovarianssit ovat hyvin määriteltyjä ja P - melkein varmasti. cov(u t+1 U t, Y t+1 Y t F t ), t = 0,..., T 1, cov(u t+1 U t, Y t+1 Y t F t ) = 0 kaikilla t = 0,..., T 1 23

26 Esimerkki Oletetaan, että U ja Y ovat vahvasti ortogonaalisia todennäköisyysmitan P suhteen, ja prosessi U on P-martingaali. Tällöin ehdollisen kovarianssin ominaisuuksien ja esimerkin 1.34 nojalla 0 = cov(u t+1 U t, Y t+1 Y t F t ) = E[(U t+1 U t )(Y t+1 Y t ) F t ] E(U t+1 U t F t )E(Y t+1 Y t F t ) = E[(U t+1 U t )(Y t+1 Y t ) F t ] 0 E(Y t+1 Y t F t ) = E[(U t+1 U t )(Y t+1 Y t ) F t ]. Huomataan, että samaan vastaukseen päädytään jos oletetaan, että prosessi Y on P- martingaali. Seuraavaksi esitetään ja todistetaan lause, joka määrittelee samalla riittävän ja välttämättömän ehdon L 2 -sopivalle lokaalin riskin minimoivalle strategialle. Lause L 2 -sopiva strategia on lokaalin riskin minimoiva strategia jos ja vain jos se on odotusarvoltaan omavarainen ja sen kustannusprosessi C on vahvasti ortogonaalinen diskontatun hintaprosessin X kanssa. Todistus. Lause pitää todistaa molempiin suuntiin. Tehdään nämä samaan aikaan. Oletetaan aluksi, että (θ 0, θ) on jokin L 2 -sopiva strategia. Muistetaan todistuksessa, että C t+1, C t, V t+1, V t, G t+1, G t ovat satunnaismuuttujia, θ t+1 on 1 d -satunnaisvektori ja X t+1, X t ovat d 1 -satunnaisvektoreita. Tällöin lauseen 1.23 nojalla lokaali riskiprosessi on R loc t (θ 0, θ) = E[(C t+1 C t ) 2 F t ] = var(c t+1 C t F t ) + E(C t+1 C t F t ) 2. Seuraavaksi muistetaan, että kustannusprosessi on arvoprosessin ja tuottoprosessin erotus C t = V t G t, missä G t = t k=1 θ k (X k X k 1 ). Lisäksi V t = θ 0 t + θ t X t on F t -mitallinen muuttuja, jolloin lauseen 1.24 nojalla ehdollinen varianssi saadaan muotoon var(c t+1 C t F t ) = var(v t+1 G t+1 V t + G t F t ) Ehdollinen odotusarvo saa samalla tavalla muodon = var(v t+1 V t θ t+1 (X t+1 X t ) F t ) = var(v t+1 θ t+1 (X t+1 X t ) F t ). E(C t+1 C t F t ) 2 = E(V t+1 G t+1 V t + G t F t ) 2 24

27 jolloin lokaali riskiprosessi on muotoa = E(V t+1 θ t+1 (X t+1 X t ) V t F t ) 2 = [E(V t+1 F t ) E(θ t+1 (X t+1 X t ) F t ) E(V t F t )] 2 = [E(V t+1 F t ) θ t+1 E(X t+1 X t F t ) V t ] 2, R loc t (θ 0, θ) = var(v t+1 θ t+1 (X t+1 X t ) F t ) + [E(V t+1 F t ) θ t+1 E(X t+1 X t F t ) V t ] 2. Todistetaan lause taaksepäin induktiolla. Kiinnitetään ensiksi parametri t. Nyt halutaan näyttää, että lokaalin riskiprosessin minimikohta on ainoa kohta, jossa strategia on odotusarvoltaan omavarainen ja sen kustannusprosessi on vahvasti ortogonaalinen diskontatun hintaprosessin kanssa, toisin sanoen ja E[C t+1 C t F t ] = 0 E[(C t+1 C t )(X t+1 X t ) F t ] = 0 P - melkein varmasti. Todistuksessa tullaan käyttämään luvussa 1 esiteltyjä ehdollisen odotusarvon, varianssin ja kovarianssin ominaisuuksia. Kuten aiemmin jo sanottiin, lokaalin riskiprosessin Rt loc (θ 0, θ) minimoimiseksi täytyy määrätä vain Ṽt ja θ t+1, jotka minimoivat lokaalin riskin. V t+1 on jo kiinnitetty tässä kohdassa. Huomattiin myös, että tällöin θ t 0 ja θ t voidaan valita kaikista niiden mahdollisista arvoista θt 0 ja θ t, joille pätee V t = Ṽt. Lokaali riskiprosessi koostuu nyt kahdesta osasta. Haluamme minimoida funktion Rt loc (θ 0, θ) = var(v t+1 θ t+1 (X t+1 X t ) F t ) (2.17) + [E(V t+1 F t ) θ t+1 E(X t+1 X t F t ) V t ] 2 (2.18) muuttujien V t ja θ t+1 suhteen. Koska 2.17 ei yllä olevien havaintojen nojalla riipu muuttujasta V t, riittää että minimoimme osan 2.18 muuttujan V t suhteen minimoituu toisena potenssina täsmälleen silloin, kun E(V t+1 F t ) θ t+1 E(X t+1 X t F t ) V t = 0 V t = E(V t+1 F t ) θ t+1 E(X t+1 X t F t ). Huomataan, että tämä on se kohta, jossa pätee E[C t+1 C t F t ] = E(V t+1 F t ) θ t+1 E(X t+1 X t F t ) V t = 0. (2.19) 25

28 Nyt voimme minimoida osan 2.17 muuttujan θ t+1 suhteen. Huomataan ensin, että 2.17 voidaan kirjoittaa myös muodossa var(v t+1 θ t+1 (X t+1 X t ) F t ) = cov(v t+1 θ t+1 (X t+1 X t ), V t+1 θ t+1 (X t+1 X t ) F t ) = var(v t+1 F t ) 2cov(V t+1, θ t+1 (X t+1 X t ) F t ) + var(θ t+1 (X t+1 X t ) F t ) = var(v t+1 F t ) 2cov(V t+1, X t+1 X t F t )θ t+1 + θ t+1 var(x t+1 X t F t )θ t+1, joka minimoituu toisen asteen yhtälönä täsmälleen silloin, kun eli kun sillä 0 = 2var(X t+1 X t F t )θ t+1 2cov(V t+1, X t+1 X t F t ) 0 = var(x t+1 X t F t )θ t+1 + cov(v t+1, X t+1 X t F t ) 0 = θ t+1 var(x t+1 X t F t ) + cov(v t+1, X t+1 X t F t ), 0 = θ t+1 var(x t+1 X t F t ) + cov(v t+1, X t+1 X t F t ) = cov(θ t+1 (X t+1 X t ), X t+1 X t F t ) + cov(v t+1, X t+1 X t F t ) = cov(v t+1 θ t+1 (X t+1 X t ), X t+1 X t F t ) = cov(v t+1 θ t+1 (X t+1 X t ), X t+1 X t F t ) cov(v t, X t+1 X t F t ) = cov(v t+1 θ t+1 (X t+1 X t ) V t, X t+1 X t F t ) = cov(c t+1 C t, X t+1 X t F t ), (2.20) cov(v t, X t+1 X t F t ) = E[(V t E(V t F t ))(X t+1 X t E(X t+1 X t F t )) F t ] = E[(V t V t )(X t+1 X t E(X t+1 X t F t )) F t ] = 0. Tässä on käytetty tietoa, että kovarianssimatriisi on aina symmetrinen ja positiivisesti semidefiniitti, mikä osoitettiin esimerkissä 1.31, jolloin voidaan soveltaa lausetta Nyt kun otetaan huomioon ehto 2.19, huomataan että 2.20 pätee täsmälleen silloin, kun eli kun 0 = E([C t+1 C t ][X t+1 X t ] F t ), 0 = E([C t+1 C t ][X t+1 X t ] F t ). 26

29 Siis nähtiin, että tämä minimikohta on on ainoa kohta, jossa pätevät ehdot E[C t+1 C t F t ] = 0 ja E[(C t+1 C t )(X t+1 X t ) F t ] = 0, eli ainoa kohta, jossa strategia on odotusarvoltaan omavarainen ja sen kustannusprosessi on vahvasti ortogonaalinen diskontatun hintaprosessin kanssa. 2.4 Todennäköisyysmitan vaihto Eräs tärkeä huomio määrittelemässämme mallissa on, että todennäköisyysmittanamme on koko ajan ollut alkuperäinen todennäköisyysmitta P. Mittana voitaisiin käyttää myös jotain muuta todennäköisyysmittaa Q P, missä P = {Q dq dp > 0 P -melkein varmasti ja Q on martingaalimitta}. Tällöin hintaprosessi X olisi Q-martingaali, toisin sanoen E Q ( X i t ) < kaikilla t = 0,..., T, i = 1,..., d ja E Q (X i t F t 1 ) = X i t 1 kaikilla t = 1,..., T, i = 1,..., d. Joukko P on siis joukko martingaalimittoja, toisin sanoen riskineutraaleja todennäköisyysmittoja, jotka ovat ekvivalentteja alkuperäisen todennäköisyysmitan P kanssa. Tunnetusti markkinat ovat niin sanotusti arbitraasivapaat jos ja vain jos P. Oletetaan nyt, että markkinat ovat arbitraasivapaat, toisin sanoen on olemassa todennäköisyysmitta Q P, lokaali riskin minimoiva strategia on olemassa ja d = 1. Tällöin E Q (X t+1 F t ) = X t kaikilla t = 0,..., T 1. Arvoprosessi on ja tälle pätee kaikilla t = 1,..., T E Q (V t F t 1 ) = E Q (C t + V t = C t + G t = C t + t θ k (X k X k 1 ), k=1 t θ k (X k X k 1 ) F t 1 ) k=1 27

30 = E Q (C t F t 1 ) + E Q ( t θ k (X k X k 1 ) F t 1 ) k=1 t 1 = C t 1 + θ k (X k X k 1 ) + E Q (θ k t(x t X t 1 ) F t 1 ) k=1 = C t 1 + G t 1 = V t 1, sillä kustannusprosessin C pitää olla nyt Q-martingaali. Siten arvoprosessi V on myös Q-martingaali. Tällöin saadaan V t = E Q (V t+1 F t ) = E Q (E Q [V t+2 F t+1 ] F t ) = E Q (V t+2 F t ) =... = E Q (V T F t ) = E Q (H F t ). Huomataan myös, että E Q (H F T ) = H = V T. Nyt optimaalinen strategia on ˆV t = E Q (H F t ), ˆθ t = θ H t, ˆθ 0 0 = ˆV 0, ˆθ 0 t = ˆV t ˆθ t X t, missä θ H t saadaan yhtälöstä T H = θ0 0 + θk H (X k X k 1 ) + L H T, missä L H k, k = 0,..., T, on martingaali, jolle pätee E Q [(L H k L H k 1) (X k X k 1 ) F k 1 ] = 0. Todistus tälle löytyy lähteestä Föllmer ja Schweizer (1988) [5]. k=1 28

31 Luku 3 Vakuutuksen suojaaminen 3.1 Henkivakuutusmatematiikasta Henkivakuutukset ovat sitoumuksia, joissa vakuutusyhtiön maksamat korvaukset riippuvat aina jotenkin vakuutuksenottajan jäljellä olevasta elinajasta. Merkitään satunnaismuuttujalla T (x) x-ikäisen elossa olevan vakuutetun jäljellä olevaa elinaikaa. Erityisesti satunnaismuuttuja T (0) on vastasyntyneen jäljellä oleva elinaika. Oletetaan, että satunnaismuuttujan T (0) kertymäfunktio F on absoluuttisesti jatkuva, toisin sanoen F (t) = P(T (0) t) = t 0 f(s)ds kaikilla t 0, missä funktio f on jakauman tiheysfunktio, jolle pätee f(t) = F (t) lukuunottamatta mahdollisia tiheysfunktion epäjatkuvuuspisteitä, joita oletetaan olevan korkeintaan äärellinen määrä. Nyt satunnaismuuttujan T (x) kertymäfunktio F x voidaan määritellä funktion F avulla seuraavasti: F x (t) = P(T (x) t) = P(T (0) x + t T (0) > x) = = P(x < T (0) x + t) 1 P(T (0) x) = P(T (0) x + t, T (0) > x) P(T (0) > x) F (x + t) F (x), t > 0. 1 F (x) Tämä on todennäköisyys sille, että x-ikäinen henkilö kuolee t vuoden aikana. Kyseinen todennäköisyys esiintyy melko usein henkivakuutusmatematiikassa, joten sille on annettu myös merkintä t q x. Toinen usein käytetty todennäköisyys on t p x = 1 F x (t), todennäköisyys että x-ikäinen henkilö elää vielä t vuoden kuluttua. Kolmas usein käytetty todennäköisyys on s t q x = P(s < T (x) < s + t), todennäköisyys että x-ikäinen henkilö elää vielä s vuotta, mutta kuolee tämän jälkeen t vuoden sisällä. Erityisesti merkitään vielä lisäksi 1q x = q x ja 1 p x = p x. 29