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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SciPy-Skill›Modul 1 · Anpassen und finden›Thema 1.1·~45 Min.Mittelstufe

Verteilungen und Anpassung mit scipy.stats

Position in der SkillModul 1 von 3 · Thema 1 von 6
1.1 Verteilungen und Anpassung mit scipy.stats
—Lab-Punkte— / 100XP gesamt—Serie—

Ein Objekt für jede Verteilung

scipy.stats stellt jede Wahrscheinlichkeitsverteilung als ein Objekt bereit, zum Beispiel stats.norm, stats.t und stats.lognorm. Alle haben dieselben vier Methoden. pdf(x) ist die Dichte und sagt, wie wahrscheinlich Werte nahe xxx sind. cdf(x) ist die Wahrscheinlichkeit, höchstens xxx zu sein. ppf(p) ist die Umkehrung der cdf: Sie liefert den Wert xxx, unter dem die Wahrscheinlichkeit ppp liegt, ein Quantil. rvs(size) zieht Zufallszahlen. Jede Verteilung hat einen Ort (loc) und eine Skala (scale), ein Wert ist also loc + scale * Standardwert. Der Aufruf dist.fit(data) führt Maximum Likelihood aus, wählt also die Parameter, die Ihre Daten am wahrscheinlichsten machen. Bei der Normalverteilung ist der angepasste Mittelwert der Stichprobenmittelwert, und die angepasste Standardabweichung teilt durch nnn, nicht durch n−1n-1n−1.

Tagesrenditen haben dicke Ränder: Große Tage kommen viel häufiger vor, als eine Normalkurve sagt. Eine Student-t-Verteilung mit ν\nuν Freiheitsgraden hat dickere Ränder, und ein kleineres ν\nuν bedeutet dickere Ränder. Ihre Varianz ist ν/(ν−2)\nu/(\nu-2)ν/(ν−2) (es braucht ν>2\nu>2ν>2), um ihr also eine gewählte Standardabweichung σ\sigmaσ zu geben, nimmt man die Skala s=σ(ν−2)/νs=\sigma\sqrt{(\nu-2)/\nu}s=σ(ν−2)/ν​. Der Ein-Tages-Value-at-Risk (VaR) zu 99 % ist der Verlust, der nur an 1 % der Tage überschritten wird. Man erhält ihn aus dem 1-%-Quantil der Renditen.

VaR99=−(μ+σz0.01) with z0.01=−2.3263,VaR99t=−(μ+s t0.01,ν),s=σν−2ν\mathrm{VaR}_{99}=-(\mu+\sigma z_{0.01})\ \text{with}\ z_{0.01}=-2.3263,\qquad \mathrm{VaR}^{t}_{99}=-(\mu+s\,t_{0.01,\nu}),\quad s=\sigma\sqrt{\frac{\nu-2}{\nu}}VaR99​=−(μ+σz0.01​) with z0.01​=−2.3263,VaR99t​=−(μ+st0.01,ν​),s=σνν−2​​(1)
Ein 99-%-VaR auf zwei WegenNehmen Sie eine mittlere Tagesrendite von μ=0,05%\mu=0{,}05\%μ=0,05% und eine Standardabweichung von σ=1,2%\sigma=1{,}2\%σ=1,2%. Mit der Normalverteilung ist z0,01=−2,3263z_{0,01}=-2{,}3263z0,01​=−2,3263, also VaR=2,3263⋅1,2−0,05=2,74%\mathrm{VaR}=2{,}3263\cdot1{,}2-0{,}05=2{,}74\%VaR=2,3263⋅1,2−0,05=2,74%. Nun eine t-Verteilung mit ν=4\nu=4ν=4 und demselben σ\sigmaσ. Die Skala ist s=1,22/4=0,85s=1{,}2\sqrt{2/4}=0{,}85s=1,22/4​=0,85 und das 1-%-Quantil der Standard-t ist −3,7469-3{,}7469−3,7469, also VaR=3,7469⋅0,85−0,05=3,13%\mathrm{VaR}=3{,}7469\cdot0{,}85-0{,}05=3{,}13\%VaR=3,7469⋅0,85−0,05=3,13%. Die t-Kurve ergibt einen größeren Verlust, weil sie weit außen mehr Gewicht hat. Bei echten Daten hat SPY 5 4035\,4035403 Tagesrenditen mit Mittelwert 0,039%0{,}039\%0,039% und Standardabweichung 1,196%1{,}196\%1,196%. Die Normalanpassung setzt das 1-%-Quantil auf −2,74%-2{,}74\%−2,74%, das echte 1-%-Quantil liegt aber bei −3,52%-3{,}52\%−3,52%. Die Überschusskurtosis beträgt 14,614{,}614,6, und die beste t-Anpassung hat ν=2,45\nu=2{,}45ν=2,45. Ein Rückgang von mehr als 4%4\%4% trat an 424242 Tagen auf, wo die Normalverteilung etwa 222 erwartet.
  • Dieselben vier Methoden: pdf für die Dichte, cdf für die Wahrscheinlichkeit darunter, ppf für das Quantil und rvs für Zufallszüge.
  • Anpassen, dann prüfen: fit liefert die Maximum-Likelihood-Parameter (das Normal-Sigma teilt durch nnn), und man vergleicht weiterhin die Zahl extremer Tage mit den Daten.
  • Dicke Ränder zählen beim Risiko: Eine t-Verteilung mit kleinem ν\nuν ergibt einen größeren VaR als eine Normalverteilung mit gleicher Standardabweichung.

Lab: Was bewertet wird

  • Ein Normal-VaR15 Pkt.
  • Das Maximum-Likelihood-Sigma15 Pkt.
  • Die Skala einer t-Verteilung10 Pkt.
  • Der VaR der t-Verteilung15 Pkt.
  • Die vier gemeinsamen Methoden10 Pkt.
  • Ein Randrisiko-Ablauf10 Pkt.
  • Warum die Normalverteilung den Verlust unterschätzt25 Pkt.
0/ 7 beantwortet
Aufgaben
1Numerische Antwort15 Pkt.Nicht beantwortet

Die Tagesrenditen haben Mittelwert μ=0,05%\mu=0{,}05\%μ=0,05% und Standardabweichung σ=1,2%\sigma=1{,}2\%σ=1,2%. Wie groß ist mit der Normalverteilung und z0,01=−2,3263z_{0,01}=-2{,}3263z0,01​=−2,3263 der 99-%-Ein-Tages-VaR =−(μ+σz0,01)=-(\mu+\sigma z_{0,01})=−(μ+σz0,01​) in Prozent? Zwei Dezimalstellen.

var=var =var=akzeptiert: ± 0.02
2Numerische Antwort15 Pkt.Nicht beantwortet

Fünf Tagesrenditen (in Prozent) sind −1, 3, 0, −2, 5-1,\ 3,\ 0,\ -2,\ 5−1, 3, 0, −2, 5. Ihr Mittelwert ist 111. Die von stats.norm.fit angepasste Standardabweichung teilt die Summe der quadrierten Abweichungen durch nnn. Wie groß ist sie? Zwei Dezimalstellen.

s=s =s=akzeptiert: ± 0.02
3Numerische Antwort10 Pkt.Nicht beantwortet

Sie wollen eine t-Verteilung mit ν=4\nu=4ν=4 Freiheitsgraden und Standardabweichung σ=1,2\sigma=1{,}2σ=1,2. Verwenden Sie s=σ(ν−2)/νs=\sigma\sqrt{(\nu-2)/\nu}s=σ(ν−2)/ν​. Wie groß ist die Skala sss? Zwei Dezimalstellen.

s=s =s=akzeptiert: ± 0.01
4Numerische Antwort15 Pkt.Nicht beantwortet

Mit μ=0,05%\mu=0{,}05\%μ=0,05%, der Skala s=0,85s=0{,}85s=0,85 und dem 1-%-Quantil der Standard-t mit ν=4\nu=4ν=4 gleich −3,7469-3{,}7469−3,7469: Wie groß ist der 99-%-VaR =−(μ+s⋅(−3,7469))=-(\mu+s\cdot(-3{,}7469))=−(μ+s⋅(−3,7469)) in Prozent? Zwei Dezimalstellen.

var=var =var=akzeptiert: ± 0.03
5Zuordnen10 Pkt.Nicht beantwortet

Ordnen Sie jeder Methode einer scipy.stats-Verteilung zu, was sie zurückgibt.

Wähle den Partner für jedes Element links.

pdf
cdf
ppf
rvs
6Schritte ordnen10 Pkt.Nicht beantwortet

Bringen Sie die Schritte zur Schätzung eines Tages-VaR aus Kursen in die richtige Reihenfolge.

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

  1. 1Das 1-%-Quantil mit ppf lesen
  2. 2Die Zahl extremer Tage mit den Daten vergleichen
  3. 3Kurse in Tagesrenditen umwandeln
  4. 4Eine Kandidatenverteilung mit fit anpassen
7In Worten erklären25 Pkt.Nicht beantwortet

Eine Normalanpassung setzt das 1-%-Quantil von SPY auf −2,74%-2{,}74\%−2,74%, das echte liegt bei −3,52%-3{,}52\%−3,52%. Erklären Sie in ein bis zwei Sätzen, warum die Normalanpassung den 1-%-Verlust unterschätzt.

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