σμimplied vol · KKmax(S−K,0)udβρᵢⱼfat tailsPnL · drawdownyield · TdSₜ = μSₜ dt + σSₜ dWₜC = S·N(d₁) − K·e⁻ʳᵀ·N(d₂)σₚ² = wᵀΣwd₁ = [ln(S/K) + (r + σ²⁄2)T] ⁄ σ√T∂V/∂t + ½σ²S²·∂²V/∂S² + rS·∂V/∂S − rV = 0Sharpe = (Rₚ − R_f) ⁄ σₚVaR₉₉ = μ − 2.33σρ = Cov(X,Y) ⁄ σₓσᵧE[Rₚ] = Σ wᵢ·E[Rᵢ]φ(x) = e^(−x²/2) ⁄ √2πE[Rᵢ] = R_f + βᵢ(E[Rₘ] − R_f)dXₜ = θ(μ − Xₜ)dt + σ dWₜσ²ₜ = ω + α·ε²ₜ₋₁ + β·σ²ₜ₋₁C − P = S − K·e⁻ʳᵀΔ = ∂V/∂S Γ = ∂²V/∂S²p = (e^(rΔt) − d) ⁄ (u − d)rₜ = ln(Pₜ ⁄ Pₜ₋₁)E[Xₜ₊₁ | ℱₜ] = Xₜf* = (bp − q) ⁄ bz = (x − μ) ⁄ σP(N=k) = λᵏe^(−λ) ⁄ k!Θ = −∂V/∂Tν = S·φ(d₁)·√Tmin wᵀΣw s.t. wᵀμ = μ*∫Σ∂∞λ
uantCraft AcademyRoadmapsSkills
Ctrl K
AO
+1,2 Tsd. Lernende
AnmeldenBeitreten ↗
RoadmapsSkills
AO
+1,2 Tsd. Lernende
Anmelden
  • English
  • Français
  • Español
  • العربية
  • Português
  • Deutsch
  • 日本語
  • 中文
σμimplied vol · KKmax(S−K,0)udβρᵢⱼfat tailsPnL · drawdownyield · TdSₜ = μSₜ dt + σSₜ dWₜC = S·N(d₁) − K·e⁻ʳᵀ·N(d₂)σₚ² = wᵀΣwd₁ = [ln(S/K) + (r + σ²⁄2)T] ⁄ σ√T∂V/∂t + ½σ²S²·∂²V/∂S² + rS·∂V/∂S − rV = 0Sharpe = (Rₚ − R_f) ⁄ σₚVaR₉₉ = μ − 2.33σρ = Cov(X,Y) ⁄ σₓσᵧE[Rₚ] = Σ wᵢ·E[Rᵢ]φ(x) = e^(−x²/2) ⁄ √2πE[Rᵢ] = R_f + βᵢ(E[Rₘ] − R_f)dXₜ = θ(μ − Xₜ)dt + σ dWₜσ²ₜ = ω + α·ε²ₜ₋₁ + β·σ²ₜ₋₁C − P = S − K·e⁻ʳᵀΔ = ∂V/∂S Γ = ∂²V/∂S²p = (e^(rΔt) − d) ⁄ (u − d)rₜ = ln(Pₜ ⁄ Pₜ₋₁)E[Xₜ₊₁ | ℱₜ] = Xₜf* = (bp − q) ⁄ bz = (x − μ) ⁄ σP(N=k) = λᵏe^(−λ) ⁄ k!Θ = −∂V/∂Tν = S·φ(d₁)·√Tmin wᵀΣw s.t. wᵀμ = μ*∫Σ∂∞λ
uantCraft AcademyRoadmapsSkills
Ctrl K
AO
+1,2 Tsd. Lernende
AnmeldenBeitreten ↗
RoadmapsSkills
AO
+1,2 Tsd. Lernende
Anmelden
  • English
  • Français
  • Español
  • العربية
  • Português
  • Deutsch
  • 日本語
  • 中文
Particle filtering and non-stationary time series-Skill›Modul 2 · Partikelfilter›Thema 2.1·~55 Min.Fortgeschritten

Importance Sampling

Position in der SkillModul 2 von 3 · Thema 1 von 5
2.1 Importance Sampling
—Lab-Punkte— / 100XP gesamt—Serie—

Schätzen mit gewichteten Stichproben

Oft will man einen Mittelwert unter einer Verteilung ppp, aus der man nicht ziehen kann. Beim Filtern ist ppp die Überzeugung über den verborgenen Zustand nach den heutigen Daten. Der Trick des Importance Sampling ist, stattdessen aus einer einfachen Verteilung ggg zu ziehen, dem Vorschlag, und die Abweichung durch Gewichte zu beheben. Ein Punkt xix_ixi​, den der Vorschlag zu oft erzeugt, bekommt ein kleines Gewicht, einer, den er zu selten erzeugt, ein großes: wi=p(xi)/g(xi)w_i=p(x_i)/g(x_i)wi​=p(xi​)/g(xi​). Meist kennt man ppp nur bis auf eine Konstante, deshalb teilt man die Gewichte durch ihre Summe, sodass sie sich zu 111 addieren.

wi=p(xi)g(xi),w~i=wi∑jwj,Ep[f]≈∑iw~i f(xi),ESS=1∑iw~i2w_i=\frac{p(x_i)}{g(x_i)},\quad \tilde w_i=\frac{w_i}{\sum_j w_j},\quad E_p[f]\approx\sum_i\tilde w_i\,f(x_i),\quad \mathrm{ESS}=\frac{1}{\sum_i\tilde w_i^{2}}wi​=g(xi​)p(xi​)​,w~i​=∑j​wj​wi​​,Ep​[f]≈i∑​w~i​f(xi​),ESS=∑i​w~i2​1​(1)

Im Filter ist der Vorschlag die Vorhersage (wo der Zustand vor den Daten wahrscheinlich liegt) und das Ziel die Überzeugung nach den Daten. Ihr Verhältnis ist einfach die Likelihood der Beobachtung: Das Gewicht eines Partikels sagt, wie gut es yyy erklärt. Die effektive Stichprobengröße, ESS, sagt, wie vielen gleich gewichteten Ziehungen die gewichtete Stichprobe entspricht. Sie ist NNN, wenn alle Gewichte gleich sind, und 111, wenn ein Punkt alles trägt. Ist die ESS klein, beruht die Schätzung auf wenigen Punkten und ist verrauscht. Das passiert, wenn der Vorschlag die Stellen verfehlt, an denen das Ziel seine Masse hat, etwa bei einer großen Überraschung in den Daten.

Vier Partikel und eine BeobachtungVier Ziehungen aus der Vorhersage sind x=−1,0,1,2x=-1,0,1,2x=−1,0,1,2, und man beobachtet y=1y=1y=1 mit der Rauschvarianz r=1r=1r=1. Die unnormierten Gewichte sind e−(1−x)2/2=0,135, 0,607, 1, 0,607e^{-(1-x)^2/2}=0{,}135,\ 0{,}607,\ 1,\ 0{,}607e−(1−x)2/2=0,135, 0,607, 1, 0,607 mit der Summe 2,3482{,}3482,348. Die normierten Gewichte sind 0,058, 0,258, 0,426, 0,2580{,}058,\ 0{,}258,\ 0{,}426,\ 0{,}2580,058, 0,258, 0,426, 0,258. Der gewichtete Mittelwert ist 0,8850{,}8850,885 und das gewichtete zweite Moment 1,5161{,}5161,516, die Varianz also 1,516−0,8852=0,7341{,}516-0{,}885^{2}=0{,}7341,516−0,8852=0,734. Die effektive Stichprobengröße ist 1/(0,0582+0,2582+0,4262+0,2582)=3,141/(0{,}058^2+0{,}258^2+0{,}426^2+0{,}258^2)=3{,}141/(0,0582+0,2582+0,4262+0,2582)=3,14 von 444.
  • Gewichte beheben die Abweichung: aus einem einfachen ggg ziehen, mit p/gp/gp/g gewichten, durch die Summe teilen.
  • Im Filter ist das Gewicht die Likelihood: Das Partikel, das die Beobachtung am besten erklärt, bekommt das meiste Gewicht.
  • ESS im Blick behalten: 1/∑w~21/\sum\tilde w^{2}1/∑w~2 fällt, wenn wenige Punkte dominieren, ein Warnzeichen für einen schlechten Vorschlag.

Lab: Was bewertet wird

  • Ein normiertes Gewicht15 Pkt.
  • Der gewichtete Mittelwert15 Pkt.
  • Die effektive Stichprobengröße15 Pkt.
  • Die gewichtete Varianz10 Pkt.
  • Ein gefährlicher Vorschlag10 Pkt.
  • Die Schritte des Importance Sampling10 Pkt.
  • Begriffe zuordnen10 Pkt.
  • Warum man Gewichte braucht15 Pkt.
0/ 8 beantwortet
Aufgaben
1Numerische Antwort15 Pkt.Nicht beantwortet

Die unnormierten Gewichte der vier Partikel sind 0,135, 0,607, 1, 0,6070{,}135,\ 0{,}607,\ 1,\ 0{,}6070,135, 0,607, 1, 0,607 mit der Summe 2,3482{,}3482,348. Wie groß ist das normierte Gewicht des ersten Partikels? Geben Sie drei Dezimalstellen an.

w=w =w=akzeptiert: ± 0.001
2Numerische Antwort15 Pkt.Nicht beantwortet

Die Partikel x=−1,0,1,2x=-1,0,1,2x=−1,0,1,2 haben die normierten Gewichte 0,058, 0,258, 0,426, 0,2580{,}058,\ 0{,}258,\ 0{,}426,\ 0{,}2580,058, 0,258, 0,426, 0,258. Wie groß ist der gewichtete Mittelwert ∑w~ixi\sum\tilde w_i x_i∑w~i​xi​? Geben Sie drei Dezimalstellen an.

m=m =m=akzeptiert: ± 0.003
3Numerische Antwort15 Pkt.Nicht beantwortet

Bei den normierten Gewichten 0,058, 0,258, 0,426, 0,2580{,}058,\ 0{,}258,\ 0{,}426,\ 0{,}2580,058, 0,258, 0,426, 0,258 beträgt die Summe der Gewichtsquadrate 0,3180{,}3180,318. Wie groß ist die effektive Stichprobengröße 1/∑w~i21/\sum\tilde w_i^{2}1/∑w~i2​? Geben Sie zwei Dezimalstellen an.

ess=ess =ess=akzeptiert: ± 0.02
4Numerische Antwort10 Pkt.Nicht beantwortet

Das gewichtete zweite Moment ∑w~ixi2\sum\tilde w_i x_i^{2}∑w~i​xi2​ ist 1,5161{,}5161,516, der gewichtete Mittelwert 0,8850{,}8850,885. Wie groß ist die gewichtete Varianz? Geben Sie drei Dezimalstellen an.

v=v =v=akzeptiert: ± 0.004
5Auswahl10 Pkt.Nicht beantwortet

Welcher Vorschlag liefert am ehesten eine winzige effektive Stichprobengröße?

6Schritte ordnen10 Pkt.Nicht beantwortet

Bringen Sie die Schritte des selbstnormierten Importance Sampling in die richtige Reihenfolge.

Zum Umsortieren ziehen, oder ein Element fokussieren, mit Leertaste anheben, mit Pfeiltasten bewegen und mit Leertaste ablegen.

  1. 1Jedes Gewicht durch die Summe der Gewichte teilen
  2. 2Punkte aus dem einfachen Vorschlag ziehen
  3. 3Die Größe mit den normierten Gewichten mitteln
  4. 4Für jeden Punkt ein Gewicht berechnen: Ziel durch Vorschlag
7Zuordnen10 Pkt.Nicht beantwortet

Ordnen Sie jedem Begriff seine Bedeutung zu.

Wähle den Partner für jedes Element links.

Vorschlag
Ziel
Importance-Gewicht
Effektive Stichprobengröße
8In Worten erklären15 Pkt.Nicht beantwortet

Erklären Sie in ein bis zwei Sätzen, warum man die Ziehungen mit p/gp/gp/g gewichten muss, wenn man aus dem Vorschlag ggg statt aus dem Ziel ppp zieht.

Mathe-ModusEingabe per Tastatur oder LaTeXAufgabe 1 von 8 · Strg ⏎ zum Prüfen

Melde dich an, um deinen Code auszuführen.

Alle Lektionen kannst du kostenlos lesen. Erstelle ein Konto oder melde dich an, um Code auszuführen, Tests zu starten und dieses Lab abzugeben.

  • IDE im Browser mit Bash-Terminal — nichts zu installieren
  • Sofortige Bewertung, XP und dein Platz auf der Skill
Konto erstellenAnmelden
ODER
Weiter mit GitHub