Управлiння корпоративною власнiстю пiдприСФмства
Дипломная работа - Менеджмент
Другие дипломы по предмету Менеджмент
портфелем корпоративноi власностi.
Одним з iнструментiв облiку майбутньоi невизначеностi СФ нечiткi множини, зокрема за наявностi в корпорацii декiлькох бiзнесiв (обСФктiв власностi) виникаСФ завдання управлiння портфелем бiзнесiв. Розглянемо способи вирiшення даного завдання з використанням нечiтких множин.
Корпорацiя держатель портфеля бiзнесiв управляСФ своiм портфелем, керуючись певними мiркуваннями. З одного боку, керiвництво корпорацii прагне максимiзувати консолiдовану прибутковiсть. З iншого боку, воно фiксуСФ гранично допустимий ризик неефективностi вибору своiх бiзнесiв ризик можливих збиткiв [89].
Для визначення мiнiмального значення ефективностi портфеля можна використовувати рiзнi орiСФнтири. Зокрема, якщо iнвестор придбаваСФ казначейськi зобовязання США з купоном 7,5% рiчних, то вважаСФться, що його ризик в цьому випадку дорiвнюСФ нулю (при цьому не розглядаються системнi ризики, повязанi з крахом грошового ринку США, з будь-якими iншими подiями глобального характеру).
Таким чином, якщо прибутковiсть бiзнес-портфеля корпорацii виявилася нижче 7,5% рiчних за перiод володiння, можна говорити про ситуацiю неефективного портфельного вибору. У принципi, iснуСФ можливiсть використовувати як критерiй неефективностi портфельного вибору будь-яку iншу процентну ставку, i чим вище ця ставка, тим агресивнiша стратегiя корпорацii, тим бiльше керiвництво схильне до ризику заради максимуму очiкуваного прибутку вiд бiзнесу.
РЖснуСФ декiлька моделей портфельного управлiння, проте, враховуючи специфiку корпоративного управлiння, ми пропонуСФмо прийняти за основу ту, що СФ класичною модель портфельного управлiння Марковiца [98, c. 147, 179]. Суть ii полягаСФ в такому. Нехай портфель бiзнесiв корпорацii мiстить N бiзнес-напрямiв (БН), кожний з яких характеризуСФться такими пятьма параметрами:
початкова цiна Wi0 придбання або створення бiзнесу перед перемiщенням його в портфель;
кiлькостi учасникiв ni у бiзнес-напрямi;
початковi iнвестицii Si0 в даний портфельний сегмент, причому виконуСФться умова:
Si0 = Wi0 ni;(3.8)
очiкувана прибутковiсть бiзнес-напряму ri;
стандартне вiдхилення доходу ?i вiд середнього доходу корпорацii.
З перелiчених умов ясно, що випадкова величина ринковоi вартостi бiзнесу (яка включаСФ виплати дивiдендiв) маСФ нормальний розподiл з параметрами (Wi0 (1+ri), ?i).
Сам портфель характеризуСФться:
сумарний обсяг портфельних iнвестицiй у момент часу t St;
пайовим цiновим розподiлом бiзнесiв в портфелi {xi}, причому для початкового портфеля виконуСФться таке:
для початкового перiоду:
,(3.9)
;(3.10)
для поточного перiоду:
,(3.11)
;(3.12)
кореляцiйною матрицею {?ij}, коефiцiСФнти якоi характеризують звязок мiж прибутковiстю i-го та j-го бiзнес-напрямiв.
Значення коефiцiСФнта ?ij визначаСФться за формулою коефiцiСФнта парноi кореляцii:
(3.13)
Якщо ?ij = 1, це означаСФ повну вiдСФмну кореляцiю, якщо ?ij = + 1 маСФ мiiе повна додатна кореляцiя (функцiональна залежнiсть). Завжди виконуСФться ?ij =+1, оскiльки бiзнес завжди позитивно корелюСФ сам iз собою.
Таким чином, портфель визначений системою статистично повязаних випадкових величин з нормальними законами розподiлу. Тодi, спираючись на теорiю випадкових величин, можемо зробити висновок про те, що очiкувана прибутковiсть портфеля в певний момент часу rt розраховуСФться за формулою:
,(3.14)
а стандартне вiдхилення портфеля (розкид прибутковостей вiд середньокорпоративного значення) S, що характеризуСФ ступiнь ризику портфеля, визначаСФться за формулою [34, c. 54]:
.(3.15)
Завдання управлiння цим портфелем маСФ такий опис: визначити вектор {xit}, що максимiзуСФ цiльову функцiю rt вигляду (3.14) при заданому обмеженнi на рiвень ризику S, який оцiнюСФться за формулою:
{хорt} = {x} | r max, S = const. (3.16)
На думку автора, необхiдно вiдзначити, що в пiдходi Марковiца до портфельного вибору пiд ризиком розумiСФться не ризик здiйснення iнвестицiй, а ступiнь коливання очiкуваного доходу за портфелем власностi, причому як у бiк зменшення, так i в бiк збiльшення. Можна без зайвих зусиль перейти вiд задачi вигляду (3.16) до задачi, обмеженням замiсть фiксованого стандартного вiдхилення СФ вiрогiднiсть того, що портфельна прибутковiсть виявиться нижче наперед обумовленого рiвня.
Пiдхiд Марковiца, що набув найбiльшого поширення в практицi управлiння портфелями, проте, на нашу думку, маСФ ряд модельних допущень, погано зСФднувальних з реальнiстю описуваного обСФкта свiтового або нацiонального ринку. МаСФться на увазi слабкiсть гiпотези про статистичностi випадкових процесiв. Класична теорiя вiрогiдностi констатуСФ статистичнiсть випадкових подiй в тих умовах, де маСФ мiiе статистична однорiднiсть вибiрки подiй. Органiзацiя, яка спостерiгалася десять рокiв тому, i та ж органiзацiя сьогоднi це, взагалi, два рiзнi обСФкти дослiдження. Змiнилося ринкове оточення органiзацii i, вiдповiдно, ii ринкова позицiя: вона могла розширити ринок за видами своСФi продукцii або, навпаки, знизити рiвень продажiв. Вiдповiдно ризик збиткiв за конкретним бiзнес-напрямом падаСФ або зростаСФ, але причина цих коливань зовнiшня. Вона не маСФ прямого вiдношення до органiзацii, не властива iй. Тому не можна при дослiдженнi бiзнес-напряму говорити про статистичну однорiднiсть, не про статистичнiсть випадкового процесу прибутковостi бiзнесу. РЖ, таким чином, не можна говорити про статисти?/p>