lecture09 Financial Markets 4

4.Information Aggregation and Competitive Markets

研究问题:

    ①竞争性市场是否信息充分?

    ②如果市,会发生什么?举例,均衡结果如何影响信息获取行为?

    ③价格如何传递信息?

4.1 Set-up (Grossman, 1976)

        金融市场中存在两种资产:一种风险资产和一种无风险资产,它们在第一期的利率外生给定:无风险资产的净利率r为常数,风险资产的回报率\tilde{p}_1\sim\mathcal{N}(\overline{p}_1,\sigma^2);两种资产在第零期的价格由均衡决定

        存在n种知情交易者,每个人获得关于\tilde{p}_1的信息,并决定风险资产和无风险资产持有量

        在第零期,p_1未知,第i个交易者观察到y_i=p_1+\varepsilon_i

    其中p_1是随机变量\tilde{p}_1的实现,\varepsilon_i是正态分布的噪音,\varepsilon_i\sim\mathcal{N}(0,1),且与\tilde{p}_1独立

        给定p_1,有y_i|p_1\sim\mathcal{N}(p_1,1);此外,y_i\sim\mathcal{N}(\overline{p}_1,\sigma^2+1)

        假定\varepsilon_1,\varepsilon_2...\varepsilon_n独立同分布,则(\varepsilon_1,\varepsilon_2...\varepsilon_n)^T\sim\mathcal{N}((0,0,...,0)^T,I_{n\times n}),且y|p_1=(y_1,y_2,...,y_n)^T|p_1\sim\mathcal{N}((p_1,p_1,...,p_1)^T,I_{n\times n})


        知情交易者i的最大化问题为:\max_{\{x_{fi},x_i\}}\mathbb{E}[u(\tilde{w}_{1i})|I_i]=\mathbb{E}[e^{-a_i\tilde{w}_{1i}}|y_i,p_0]\quad(32)

    其中a_i>0为风险态度

        满足第零期预算约束w_{0i}=x_{fi}+p_0x_i\quad(33)

        还有第一期预算约束\tilde{w}_{1i}=(1+r)x_{fi}+\tilde{p}_1x_i\quad(34)

        联立消去x_{fi},得\tilde{w}_{1i}=(1+r)w_{0i}+[\tilde{p}_1-(1+r)p_0]x_i\quad(35)


        若给定信息I_i=\{y_i,p_0\}\tilde{w}_{1i}满足条件正态分布,则

\mathbb{E}[u(\tilde{w}_{1i})|I_i]=-\exp\{-a_i[\mathbb{E}(\tilde{w}_{1i}|I_i)-\frac{a_i}{2}var(\tilde{w}_{1i}|I_i)]\}\quad(36)

        等价于最大化\mathbb{E}(\tilde{w}_{1i}|I_i)-\frac{a_i}{2}var(\tilde{w}_{1i}|I_i)\quad(37)

        由(35),得

\begin{align*}\mathbb{E}(\tilde{w}_{1i}|I_i)&=(1+r)w_{0i}+[\mathbb{E}(\tilde{p}_1|I_i)-(1+r)p_0]x_i&(38)\\var(\tilde{w}_{1i}|I_i)&=x_i^2var(\tilde{p}_1|I_i)&(39)\end{align*}

        联立(37)(38)(39),得消费者问题为最大化:

(1+r)w_{0i}+[\mathbb{E}(\tilde{p}_1|I_i)-(1+r)p_0]x_i-\frac{a_i}{2}x_i^2var(\tilde{p}_1|I_i)

        一阶条件为:x_i=\frac{\mathbb{E}(\tilde{p}_1|y_i,p_0)-(1+r)p_0}{a_ivar(\tilde{p}_1|y_i,p_0)}\quad(40)

    说明风险资产的需求,依赖于价格的期望与方差,以及消费者的风险态度

4.2 Equilibrium

        设\tilde{x}为风险资产的存量,在第零期有\sum_{i=1}^nx_i=\overline{x}

        由(40),得知情交易者i对风险资产的需求依赖于他获得的信息,即他观察到的价格y_i;因此,风险资产的总需求\sum_{i=1}^nx_i依赖于y_1,y_2,...,y_n

        令y=(y_1.y_2,...,y_n),则均衡价格是y,p_0(y)的函数,即关于资产回报率的不同信息,会导致关于资产价格的不同均衡

        因此,对于特定函数,p_0(y)是我们需要的均衡,即\forall y有:

\sum_{i=1}^n\frac{\mathbb{E}(\tilde{p}_1|y_i,p_0(y))-(1+r)p_0(y)}{a_ivar(\tilde{p}_1|y_i,p_0(y))}=\overline{x}\quad(41)

        知情交易者i获得的信息为I_i=\{y_i,p_0(y)\}


Theorem:

        在上述关于y,p_1的分布假定中,即y|p_1\sim\mathcal{N}((p_1,p_1,...,p_1)^T,I_{n\times n}),均衡价格为p_0(y)=\alpha_0+\alpha_1\overline{y}\quad(42)

    其中\begin{align*}\overline{y}&=\frac{1}{n}\sum_{i=1}^ny_i\\\alpha_0&=\frac{\overline{p}_1\sum1/a_i-\sigma^2\overline{x}}{(1+r)(1+n\sigma^2)\sum1/a_i}\\\alpha_1&=\frac{n\sigma^2}{(1+r)(1+n\sigma^2)}\end{align*}


Implications of Theorem:

    ①\overline{y}y_i的样本均值,均衡只通过\overline{y}呈现依赖于y的信息

    ②每一个观察到均衡价格p_0(y)的交易者可以通过(42)得到\overline{y},且\overline{y}是一个比p_1更加精确的估计量

    ③p_0(y)综合反映了知情交易者在最优选择中收集到的信息,\overline{y}是密度函数族f(y|p_1)的充分统计量


        为了求解均衡,我们需要计算下列条件矩:

\begin{align*}\mathbb{E}(\tilde{p}_1|y_i,p_0(y))&=\mathbb{E}(\tilde{p}_1|y_i,\overline{y})\overset{?}{=}\mathbb{E}(\tilde{p}_1|\overline{y})\\var(\tilde{p}_1|y_i,p_0(y))&=var(\tilde{p}_1|y_i,\overline{y})\overset{?}{=}var(\tilde{p}_1|\overline{y})\end{align*}


Lemma 1:

        设h_i(y_i,\overline{y}|p_1)为条件p_1y_i\overline{y}的联合密度函数,则存在函数g_1(\cdot)g_2(\cdot),使得:h_i(y_i,\overline{y}|p_1)=g_1(y_i,\overline{y})g_2(\overline{y},p_1),即\overline{y}h_i(y_i,\overline{y}|p_1)的充分统计量

Proof of Lemma 1:

        容易得到y_i|p_1\sim\mathcal{N}(p_1,1)\overline{y}\sim\mathcal{N}(p_1,\frac{1}{n})

\begin{align*}cov(y_i,\overline{y}|p_1)&=cov(p_1+\varepsilon_i,p_1+\frac{1}{n}\sum_{j=1}^n \varepsilon_j|p_1)\\&=\frac{1}{n}cov(\varepsilon_i,\sum_{j=1}^n\varepsilon_j)=\frac{1}{n}\end{align*}

        则有:(y_i,\overline{y}|p_1)\sim\mathcal{N}\Big(\begin{pmatrix}p_1&p_1\end{pmatrix}^T,\begin{pmatrix}1&\frac{1}{n}\\\frac{1}{n}&\frac{1}{n}\end{pmatrix}\Big)

        记\Sigma=\begin{pmatrix}1&\frac{1}{n}\\\frac{1}{n}&\frac{1}{n}\end{pmatrix},则\Sigma^{-1}=\frac{n}{n-1}\begin{pmatrix}1&-1\\-1&n\end{pmatrix}

\begin{align*}h_i(y_i\overline{y}|p_1)&=\frac{1}{2\pi\sqrt{|\Sigma|}}\exp\{-\frac{1}{2}\begin{pmatrix}y_i-p_1\\\overline{y}-p_1\end{pmatrix}^T\Sigma^{-1}\begin{pmatrix}y_i-p_1\\\overline{y}-p_1\end{pmatrix}\}\\&=\frac{n}{2\pi\sqrt{n-1}}\exp\{-\frac{n}{2(n-1)}[(y_i-p_1)^2+n(\overline{y}-p_1)^2\\&-2(y_i-p_1)(\overline{y}-p_1)]\}\\&=\frac{n}{2\pi\sqrt{n-1}}\exp\{-\frac{n}{2(n-1)}[y_i^2-2y_i\overline{y}]\}\\&\exp\{-\frac{n}{2(n-1)}[2p_1\overline{y}-p_1^2+n(\overline{y}-p_1)^2]\}\\&=g_1(y_i,\overline{y})g_2(\overline{y},p_1)\end{align*}


Lemma 2:

        设m(p_1|\overline{y})为条件\overline{y}p_1的密度函数,\hat{m}(p_1|y_i,\overline{y})为条件y_i\overline{y}p_1的密度函数

        则有m(p_1|\overline{y})=\hat{m}(p_1|y_i,\overline{y})

        进而\mathbb{E}(p_1|\overline{y})=\mathbb{E}(p_1|y_i,\overline{y}),且var(p_1|\overline{y})=var(p_1|y_i,\overline{y})

Proof of Lemma 2:

        由贝叶斯法则,得:

\begin{align*}\hat{m}(p_1|y_i,\overline{y})&=\frac{h_i(y_i,\overline{y}|p_1)g(p_1)}{\int_{-\infty}^\infty h_i(y_i,\overline{y}|p_1)g(p_1)dp_1}\\&=\frac{g_2(\overline{y},p_1)g(p_1)}{\int_{-\infty}^\infty g_2(\overline{y},p_1)g(p_1)dp_1}\end{align*}\quad(43)

    其中g(p_1)p_1的边缘密度

        设f(\overline{y}|p_1)为条件p_1\overline{y}的密度函数,其满足:

\begin{align*}f(\overline{y}|p_1)&=\int_{-\infty}^\infty h_i(y_i,\overline{y}|p_1)dy_i\\&=g_2(\overline{y},p_1)\int_{-\infty}^\infty g_1(y_i,\overline{y})dy_i\end{align*}

        由贝叶斯法则,得:

\begin{align*}m(p_1|\overline{y})&=\frac{f(\overline{y}|p_1)g(p_1)}{\int_{-\infty}^\infty f(\overline{y}|p_1)g(p_1)dp_1}\\&=\frac{g_2(\overline{y},p_1)g(p_1)}{\int_{-\infty}^\infty g_2(\overline{y},p_1)g(p_1)dp_1}\end{align*}\quad(44)

        联立(43)(44),得\hat{m}(p_1|\overline{y},y_i)=m(p_1|\overline{y})


Proof of Theorem:

        为了求解\tilde{p}_1|\overline{y}的条件矩,先求其条件分布m(p_1|\overline{y})

        设(\tilde{p}_1,\tilde{\overline{y}})的联合密度函数为f_{\tilde{p}_1,\tilde{\overline{y}}}(p_1\overline{y}),有:

\begin{align*}f_{\tilde{p}_1,\tilde{\overline{y}}}(p_1,\overline{y})&=f_{\tilde{\overline{y}}|\tilde{p}_1}(\overline{y}|p_1)g_{\tilde{p}_1}(p_1)\\&=\frac{1}{\sqrt{2\pi}\sqrt{\frac{1}{n}}}\exp\{-\frac{1}{2\frac{1}{n}}(\overline{y}-p_1)^2\}\frac{1}{\sqrt{2\pi}\sigma}\exp\{-\frac{1}{2\sigma^2}(p_1-\overline{p}_1)^2\}\\&=\frac{1}{\sqrt{2\pi}\frac{\sigma}{\sqrt{1+n\sigma^2}}}\exp\{-\frac{1}{2(\frac{\sigma}{\sqrt{1+n\sigma^2}})^2}(p_1-\frac{n\overline{y}\sigma^2+\overline{p}_1}{1+n\sigma^2})^2\}\Phi\end{align*}

    其中\Phip_1无关

\begin{align*}m(p_1|\overline{y})&=\frac{f_{\tilde{p}_1,\tilde{\overline{y}}}(p_1,\overline{y})}{\int_{-\infty}^\infty f_{\tilde{p}_1,\tilde{\overline{y}}}(p_1,\overline{y})dp_1}=\frac{f_{\tilde{p}_1,\tilde{\overline{y}}}(p_1,\overline{y})}{\Phi}\\&=\frac{1}{\sqrt{2\pi}\frac{\sigma}{\sqrt{1+n\sigma^2}}}\exp\{-\frac{1}{2(\frac{\sigma}{\sqrt{1+n\sigma^2}})^2}(p_1-\frac{n\overline{y}\sigma^2+\overline{p}_1}{1+n\sigma^2})^2\}\end{align*}

        得\mathbb{E}(p_1|\overline{y})=\frac{n\overline{y}\sigma^2+\overline{p}_1}{1+n\sigma^2},var(p_1|\overline{y})=\frac{\sigma^2}{1+n\sigma^2}\quad(45)

    即后验均值的期望,是先验均值与样本均值的加权平均数


        将(45) 代入(41),得:

\overline{x}=[\frac{\overline{p}_1-(1+r)(1+n\sigma^2)\alpha_0}{\sigma^2}+\frac{n\sigma^2-(1+r)(1+n\sigma^2)\alpha_1}{\sigma^2}\overline{y}]\sum1/a_i

        于是有:

\begin{align*}\overline{x}&=[\frac{\overline{p}_1-(1+r)(1+n\sigma^2)\alpha_0}{\sigma^2}]\sum1/a_i\\0&=n\sigma^2-(1+r)(1+n\sigma^2)\alpha_1\end{align*}

        进而有:

\begin{align*}\alpha_0&=\frac{\overline{p}_1\sum1/a_i-\sigma^2\overline{x}}{(1+r)(1+n\sigma^2)\sum1/a_i}\\\alpha_1&=\frac{n\sigma^2}{(1+r)(1+n\sigma^2)}\end{align*}

4.3 Model Implications

    ①竞争性市场是过度信息有效的,当前的价格总结了市场中的所有信息,每名交易者发现自己的信息y_i是多余的

        这对信息投资造成了强大的抑制作用,即每名交易者只需要知道现货价格就可以达成交易,这对于非零信息成本是矛盾的

    ②如果竞争性市场是过度信息有效的,即竞争性价格揭示了过多的信息,那么交易者可能无法从信息投资上获得回报

        如果没有交易者进行信息投资,那么市场中将不存在信息,价格该如何揭示信息?

    ③\overline{y}是充分统计量,造成的另一个矛盾是,交易者的需求函数只是价格的函数,而与其信息无关

        如果所有的交易者都忽视信息,那么信息该如何体现在价格里?

    ④如果需要成本C>0以获得信息,那么均衡不存在

        交易者i停止收集信息,因为价格p_0(y)附加信息后,会超过y_i

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