Оценка эффективности управления портфелем                       921

тического риска портфеля. Этот показатель называется оценочным (или информа-
ционным) коэффициентом, для Первого фонда он равен -0,34 (-1,29/3,75). Также могут
быть проведены сравнения оценочного коэффициента рыночного портфеля (его зна-
чение равно нулю по определению) и других портфелей. Отметим, что положительные
значения оценочного коэффициента отражают высокую эффективность портфеля и
чем выше это значение, тем выше эффективность. См.: Jack I. Treynor and Ficher
Black, «How to Use Security Analysis to Improve Portfolio Selection», Journal of Business,
46, no. 1 (January 1973), pp. 66-86.

7 Случайная погрешность может рассматриваться как число, получаемое путем вращения «ко-
леса рулетки» при симметричном распределении возможных значений вокруг нуля.
Другими словами, ожидаемый результат вращения «колеса рулетки» равен нулю. Стан-
дартное отклонение обозначено как о-е,.

* Этот показатель эффективности иногда называют коэффициентом Трейнора, так как
он был предложен в работе: Jack L. Treynor, «How to Rate Management of Investment
Funds», Harvard Business Review, 43, no. 1 (January/February, 1965), pp. 63—75.

9 Этот показатель эффективности иногда называют коэффициентом Шарпа, так как
он был предложен в работе: William F. Sharpe, «Mutual Fund Performance», Journal of Business,
39, no. 1 (January 1966), pp. 119—138. В гл. 22 отмечается, что он используется
Morningslar, Inc. при оценке эффективности взаимных фондов.

111 Также существует другой показатель эффективности портфеля, основанный на апостериор-
ной CML. Этот показатель, называемый апостериорным «альфа»-коэффии,иентом
общего риска, соответствует расстоянию по вертикали между точкой данного порт-
феля и апостериорной CML. Он схож с упомянутым ранее апостериорным «альфа»-
коэффициентом, но основан на иной мере риска (общий риск вместо рыночного риска) и на
другом эталоне (апостериорной CML вместо апостериорной SML).

" Поскольку рыночный портфель не подвержен какому-либо собственному риску, если
RVOL^ показывает, что портфель менее эффективен, чем рынок в целом, то RVAR также
должен показать, что портфель менее эффективен, чем рынок. Это происходит потому, что
портфель, подверженный значительному рыночному риску, будет также подвержен значитель-
ному общему риску.

12 Величина параметра с (так же, как и параметров а и А) должна рассматриваться относи-
тельно ее стандартной ошибки. В обоих уравнениях, приведенных здесь, эта величи-
на мала относительно как нуля, так и соответствующей стандартной ошибки. В боль-
шинстве учебников статистики содержится описание регрессионных процедур, использован-
ных в этом разделе. Например, см. гл. 11 и 12 работы: James Т. McClave and Р/George Benson,
Statistics for Business and Economics, 5th ed. (San Francisco: Dellen Publishing, 1991).

13 См. Richard Roll, «Ambiguity When Performance Is Measured by the Security Market Line»,
Journal of Finance, 33, no. 4 (September 1978), pp. 1051-1069; David Peterson and Michael L.
Rice, «A Note on Ambiguity in Portfolio Performance Measures», Journal of Finance, 35,
no. 5 (December 1980), pp. 1251—1256; and Heinz Zimmermann and Claudia Zogg-Wetter,
«On Detecting Selection and Timing Ability: The Case of Stock Market Indexes», Financial
Analysis Journal, 48, no. 1 (January/February 1992), pp. 80—83.

14 Проблема становится более серьезной, когда индекс основан на равных весах, по-
скольку в этом случае часть акций, наиболее выросших в цене, должна периодически
продаваться и вырученные средства должны инвестироваться в приобретение допол-
нительных акций, выросших в цене в меньшей степени, для того чтобы сохранились
равные веса каждого вида акций в индексе.

15 С появлением индексных фондов и индексных фьючерсов (обсуждавшихся в гл. 21)

эти критические замечания утратили свою убедительность.
"' См. Dan W. French and Glenn V. Henderson Jr., «How Well Does Performance Evaluation

Perform?», Journal of Portfolio Management, 11, no. 2 (Winter 1985), pp. 15-18.