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
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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
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Probability-Skill›Modul 3 · Grenzwertsätze und Transformationen›Thema 3.2·~45 Min.Mittelstufe

Zentraler Grenzwertsatz

Position in der SkillModul 3 von 5 · Thema 2 von 3
3.2 Zentraler Grenzwertsatz
—Lab-Punkte— / 100XP gesamt—Serie—

Warum Glockenkurven überall auftauchen

Das Gesetz der großen Zahlen sagt, dass sich der Durchschnitt nahe μ\muμ einpendelt. Der zentrale Grenzwertsatz sagt, wie der Restfehler aussieht: Für unabhängige Beobachtungen mit Mittelwert μ\muμ und endlicher Varianz σ2\sigma^2σ2 ist der standardisierte Durchschnitt Xˉn−μσ/n\dfrac{\bar X_n-\mu}{\sigma/\sqrt{n}}σ/n​Xˉn​−μ​ für großes nnn näherungsweise standardnormalverteilt, welche Form die Ausgangsverteilung auch hat. Summen und Mittel vieler kleiner unabhängiger Effekte sind normal, auch wenn die Bausteine es nicht sind.

Xˉn ≈ N ⁣(μ, σ2n),μ∈Xˉn±1.96 σn  (95%)\bar X_n\ \approx\ N\!\left(\mu,\ \frac{\sigma^{2}}{n}\right),\qquad \mu\in\bar X_n\pm1.96\,\frac{\sigma}{\sqrt{n}}\ \ (95\%)Xˉn​ ≈ N(μ, nσ2​),μ∈Xˉn​±1.96n​σ​  (95%)(1)

Deshalb ist ein 95-%-Konfidenzintervall für einen Mittelwert der Stichprobendurchschnitt plus/minus 1,96 Standardfehler, und deshalb lässt sich die Wahrscheinlichkeit, dass ein Durchschnitt weit von seinem Erwartungswert entfernt liegt, in der Normaltabelle ablesen. Eine Summe aus nnn unabhängigen Termen mit je Standardabweichung σ\sigmaσ hat die Standardabweichung σn\sigma\sqrt{n}σn​: Die Tagesvolatilität wird durch Multiplikation mit 252\sqrt{252}252​ zur Jahresvolatilität, derselbe Satz von der Summenseite gesehen.

Ein Konfidenzintervall und eine WahrscheinlichkeitTagesrenditen haben σ=3 %\sigma=3\,\%σ=3%. Der Durchschnitt von n=36n=36n=36 Tagen hat den Standardfehler 3 %/6=0,5 %3\,\%/6=0{,}5\,\%3%/6=0,5%, ein 95-%-Intervall für den wahren Mittelwert ist also der Stichprobendurchschnitt ±0,98 %\pm0{,}98\,\%±0,98%. Beträgt der Standardfehler dagegen 0,25 %0{,}25\,\%0,25%, ist die Wahrscheinlichkeit, dass der Stichprobenmittelwert den wahren um 0,5 %0{,}5\,\%0,5% übersteigt, P(Z>2)≈0,0228P(Z>2)\approx0{,}0228P(Z>2)≈0,0228. Und 25 unabhängige Tage mit 1 % Volatilität ergeben eine Standardabweichung von 1 %⋅25=5 %1\,\%\cdot\sqrt{25}=5\,\%1%⋅25​=5%.
  • ZGS: Mittel und Summen vieler unabhängiger Terme mit endlicher Varianz sind näherungsweise normal.
  • Konfidenzintervall: Durchschnitt ±1,96 σ/n\pm1{,}96\,\sigma/\sqrt{n}±1,96σ/n​ für etwa 95 %.
  • Wurzel-Zeit-Regel: unabhängige Tagesvolatilität skaliert auf TTT Tage mit T\sqrt{T}T​.
Wenn der Satz weniger hilftDie Normalapproximation betrifft die Mitte der Verteilung und braucht Unabhängigkeit und endliche Varianz. Bei Renditen mit schweren Rändern setzt sie langsam ein und sagt wenig über Extreme; bei Volatilitätsclustern sind die Beobachtungen nicht unabhängig, die effektive Stichprobe ist also kleiner als nnn. Prüfen Sie diese Annahmen, bevor Sie einem Intervall von 1,96 Standardfehlern trauen.

Lab: Was bewertet wird

  • Ein Standardfehler10 Pkt.
  • Eine Randwahrscheinlichkeit15 Pkt.
  • Ein Konfidenzintervall15 Pkt.
  • Was der Satz braucht15 Pkt.
  • Eine Summe über Tage10 Pkt.
  • Wenn die Näherung schlecht ist15 Pkt.
  • Schwere Ränder verlangsamen den Satz20 Pkt.
0/ 7 beantwortet
Aufgaben
1Numerische Antwort10 Pkt.Nicht beantwortet

Tagesrenditen haben σ=3 %\sigma=3\,\%σ=3%. Wie groß ist der Standardfehler des Durchschnitts von n=36n=36n=36 Tagen, in Prozent?

SE=SE =SE=akzeptiert: ± 0.005
2Numerische Antwort15 Pkt.Nicht beantwortet

Der Standardfehler eines Stichprobenmittels beträgt 0,25 %0{,}25\,\%0,25%. Wie groß ist nach dem ZGS die Wahrscheinlichkeit, dass es den wahren Mittelwert um mehr als 0,5 %0{,}5\,\%0,5% übersteigt? Verwenden Sie P(Z>2)P(Z>2)P(Z>2) und geben Sie vier Nachkommastellen an.

P=P =P=akzeptiert: ± 0.0005
3Numerische Antwort15 Pkt.Nicht beantwortet

Bei einem Standardfehler von 0,5 %0{,}5\,\%0,5%: Wie groß ist die halbe Breite des 95-%-Konfidenzintervalls für den Mittelwert, in Prozent? Verwenden Sie 1,96.

h=h =h=akzeptiert: ± 0.005
4Auswahl15 Pkt.Nicht beantwortet

Welche Bedingungen braucht der klassische ZGS?

5Numerische Antwort10 Pkt.Nicht beantwortet

25 unabhängige Tagesrenditen haben jeweils die Standardabweichung 1 %1\,\%1%. Wie groß ist die Standardabweichung ihrer Summe, in Prozent?

σsum=\sigma_{\text{sum}} =σsum​=akzeptiert: ± 0.005
6Auswahl15 Pkt.Nicht beantwortet

Wählen Sie alle Situationen, in denen die Normalapproximation des Stichprobenmittels schlecht ist.

7In Worten erklären20 Pkt.Nicht beantwortet

Erklären Sie in zwei Sätzen, warum Durchschnitte schwerrandiger Renditen mehr Beobachtungen brauchen, bevor sie normal aussehen.

Mathe-ModusEingabe per Tastatur oder LaTeXAufgabe 1 von 7 · Strg ⏎ zum Prüfen

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