§ 4d. "5-представимость" в биномиальной Сі2і2-модели
Интересно поэтому понять, почему единственность мартингальной меры в этой конкретной модели обеспечивает "5-представимость" а значит, и полноту рынка в соответствии с леммой из § 4Ь.
Напомним сначала некоторые обозначения.
Согласно § 1е из гл.
II, определенные на фильтрованном вероятностном пространстве (0,3, P)n^oi модели (В, 5)-рынков описываются двумя последовательностями В — (Вп)п-^о и 5 = (5п)п^о такими, чтоВ^В^І+Г*), (1)
5„ = 5„_1(1 + р„), (2)
где г„ - _1 -измеримы и рп - ^„-измеримы, константы Во > 0, 5о > 0.
Поскольку
Sn 5n_i 1 + рп ^
Вп Sn-i 1 + гп \'
то ясно, что ( -j^- J будет мартингалом относительно меры Р, если, во-первых,
1 + Рп
< оо,
1 +Г„
где Е - усреднение по мере Р, и, во-вторых,
*")-\'• (4)
В силу —і -измеримости величин гп условие (4) сводится к тому, что
Ё(рп | &n-i) — гп- (5)
2. В биномиальной СДД-модели предполагается, что гп = г, где г - некоторая константа, и (pn)n^i ~ последовательность независимых одинаково распределенных случайных величин, принимающих два значения: Ь и а с положительными вероятностями
р=Р(рп=Ь), q = P(Pn=a), (6)
р + q — 1. (Условимся считать а < Ь.) Будем предполагать также, что = а{р\\,- • -,Рп), п> 1,&о = {0, О}.
S (S \\
Если требовать "мартингальность" последовательности — = ( -р- }
в V^n/n^O
относительно меры Р такой, что Р Р, то на значения рп = Р(рп = Ъ) и qn = Р(рп = а) из равенства Ерп = г получаем условие
bpn + aqn - г,
приводящее вместе с условием нормировки рп + qn = 1 к значениям
~ ~ г — а _ „ Ь — г
Рп=Р= т—- , qn=q = т—- , (7)
о — а о — а
для положительности которых надо, чтобы а < г <Ь.
Мы будем предполагать также а > — 1.
Тогда Sn > 0 для всех п ^ 1, посюльку So > 0.Пусть X = - мартингал, где = w. =
с(рі,...,р„),еслип ^ 1.
Для п ^ 1 положим рп(A; w) = І(рп(ш) Є A),vn(A) = Еpn(A;w). Поскольку рп принимают лишь два значения, то меры рп( •; ш) и ип (¦) со-средоточены в двух точках а и Ь. При этом
=1(рп(ш) — а), ?п({а}) = q
и
Pn№-,w) =/(р„И = ь), vn({b}) =р. Пусть функции gn = 9n(xi, ¦ ¦ ¦ ,х„) таковы, что
Хп(ш) = дп(р1(ш),...,рп(ш)),
и, значит,
AXn(w) = gn(pi{w),рп(ш)) - gn-i (pi(u),.. .,pn-i (w)).
Поскольку E(AXn | &n-i) = 0, то
Р ¦ дп (piM,..., pn-i (ш), b) + q¦ дп {рх (w),...,pn-i(w),a)
= gn-i (Pi М,. ¦., Pn-i М)
или, равносильно,
дп (pi (и),---, рп-1 И, ъ) - gn_! (pi (и),..., рп-1М)
q
_ 9П -1 {PI М, •. ¦, РП -1 м) - дп (рг (w),..., рп -1 (и>), а)
Р
С учетом (7), этому соотношению можно придать следующий вид:
9п {pi М, ¦ ¦ •, Рп -1М ,Ъ) - gn-i {pi (и), ¦ ¦ •, Рп-1М)
Ь — г
_ 9п (piM, • ¦ •, Рп-1 (щ), А) ~ 9п-1 (PI М, • • •, Pn-iM)
а —г
Обратимся теперь к "^-представлению" Согласно формуле (1) из § 4с,
А1„И = Wn(u>,pn(u)) = J Wn (w, x) pn (dx-, ш), (10)
где
Wn(u),x) = gn{pi(u),. • .,рп-і{ш),х) - gn-i{pi(u), ¦ ¦ .,pn-i{u>)). Если положить
W^,x)=Wn{w\'x) , (11)
X — r
то из (10) найдем, что
AX„(w) = J(x — r)W\'n(u>,x) pn(dx\\u)). (12)
Заметим, что, в силу (9), функция W^(w,x) не зависит от х. Поэтому, обозначая правую (равносильно, левую) часть в равенстве (9) через j\'n (ш) > находим, что
ДХ„(и>) = 7;и J(x-r) /лп(dx; w) = 7\'n(w)(pn - r). (13) Тем самым, для X = (Xn, 9n, P) получаем представление
n
fc=l
= XoH + 7fcH(pfcH - r). (14)
Поскольку
д / = Sn-1 Pn
\\BnJ Bn_ 1 \' 1-І
+ Г
to
и, следовательно,
= Xo(«) + ? ТкИ* . (16)
где 9k —l -измеримые функции
+ (IT)
D/fc-l
Относительно меры P последовательность (—¦) является мартин-
\\BkJk^0
галом. Поэтому (16) есть не что иное, как "S-представление" Р-мартинга-
ла X относительно (базисного) Р-мартингала ( —— )
\\Вк/к>о
Применяя лемму из §4Ь, находим, что (В, 5)-рынок, описываемый CRR-моаелью, является полным при любом конечном горизонте N.
3. Замечание. Полезно отметить, что в проведенном в §3f (п. 5, пример 2) доказательстве того, что в CRR-модели мартингальная мера является единственной, существенно было использовано то, что ис-ходное вероятностное пространство является координатным: О = {а;}, х = (жі,х2,...), где Хі = а или 6; = а(х\\,... ,хп), п > 1, 9 — 9п. Из дальнейшего будет следовать (см. §4f), что в случае произвольного фильтрованного пространства (fi, Р) и предположения един
ственности мартингальной меры автоматически следует то, что это пространство (0,9должно быть таким, что (с точностью до множеств Р-меры нуль) 3"п = <7(Si,. . . , S„), П Її 1.
Еще по теме § 4d. "5-представимость" в биномиальной Сі2і2-модели:
- В настоящей главе рассматриваются модели определения премии опционов. Вначале мы остановимся на вопросе формирования портфеля без риска и оценки величины премии с помощью простой биномиальной модели. После этого перейдем к моделям, которые используются на практике, а именно, биномиальной модели Кокса, Росса и Рубинштейна и модели Блэка-Шоулза.
- §4с. О представимости локальных мартингалов. II (" представимость" " представимость")
- § 3f. О представимости локальных мартингалов ( представимость )
- §4Ь. О представимости локальных мартингалов. I ("5-представимость")
- 10.1.3. Многопериодная биномиальная модель
- Биномиальная модель оценки премии опциона на фьючерсный контракт
- Биномиальная модель для акций, по которым выплачиваются дивиденды
- Простая биномиальная модель
- § 1е. Биномиальная модель эволюции цен
- Биномиальная модель оценки премии американских опционов на акции, по которым не выплачиваются дивиденды
- Биномиальное распределение
- 4. Опционы Европейского типа на биномиальном (В, 5)-рьшке
- 5. Опционы Американского типа на биномиальном (В, 5)-рынке
- Сравнение двух новых моделей с традиционной моделью
- 2.2. EOQ-модель, или базовая модель управления запасами
- 11. Модели экономических систем (американская, шведская, модель социального хозяйства ФРГ, японская).
- Проблемно-ориентированные модели и модели решения.
- 5.4. Модели жизненного цикла ПО5.4.1. Общепринятая модель