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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statsmodels-Skill›Modul 1 · Regression und ihre Prüfungen›Thema 1.6·~50 Min.Mittelstufe

Robuste Standardfehler nach Newey-West

Position in der SkillModul 1 von 3 · Thema 6 von 8
1.6 Robuste Standardfehler nach Newey-West
—Lab-Punkte— / 100XP gesamt—Serie—

Wenn benachbarte Fehler zusammenhängen

Gewöhnliche Standardfehler nehmen an, dass jede Beobachtung neue Information bringt. Finanzdaten brechen das oft. Über drei Monate gemessene und monatlich abgetastete Renditen überlappen sich: Jede Beobachtung teilt zwei Monate mit ihrer Nachbarin, und die Fehler bewegen sich gemeinsam. Dasselbe passiert, wenn sich die Volatilität häuft. Die Abhilfe behält die Koeffizienten und ändert nur die Standardfehler. Der Newey-West-Schätzer, auch HAC genannt (konsistent bei Heteroskedastie und Autokorrelation), schätzt die langfristige Varianz, indem er die verzögerten Autokovarianzen γℓ\gamma_\ellγℓ​ der Residuen addiert, jede mit einem Bartlett-Gewicht 1−ℓ/(L+1)1-\ell/(L+1)1−ℓ/(L+1), das bei der Abschneideverzögerung LLL auf null fällt. In statsmodels fügt man nur cov_type='HAC' und cov_kwds={'maxlags': L} zu .fit() hinzu.

ω^=γ^0+2∑ℓ=1L(1−ℓL+1)γ^ℓ,γ^ℓ=1n∑t=ℓ+1netet−ℓ,se(zˉ)=ω^/n,L≈⌊4(n100)2/9⌋\hat\omega=\hat\gamma_0+2\sum_{\ell=1}^{L}\Bigl(1-\frac{\ell}{L+1}\Bigr)\hat\gamma_\ell,\qquad \hat\gamma_\ell=\frac1n\sum_{t=\ell+1}^{n}e_te_{t-\ell},\qquad \mathrm{se}(\bar z)=\sqrt{\hat\omega/n},\qquad L\approx\Bigl\lfloor4\Bigl(\frac{n}{100}\Bigr)^{2/9}\Bigr\rfloorω^=γ^​0​+2ℓ=1∑L​(1−L+1ℓ​)γ^​ℓ​,γ^​ℓ​=n1​t=ℓ+1∑n​et​et−ℓ​,se(zˉ)=ω^/n​,L≈⌊4(100n​)2/9⌋(1)
Eine Reihe aus fünf ZahlenNehmen wir z=3,3,2,1,1z=3,3,2,1,1z=3,3,2,1,1 mit Mittelwert 222 und Abweichungen 1,1,0,−1,−11,1,0,-1,-11,1,0,−1,−1. Dann ist γ^0=4/5=0,8\hat\gamma_0=4/5=0{,}8γ^​0​=4/5=0,8 und γ^1=(1+0+0+1)/5=0,4\hat\gamma_1=(1+0+0+1)/5=0{,}4γ^​1​=(1+0+0+1)/5=0,4, positiv, weil Nachbarn sich ähneln. Mit L=1L=1L=1 ist das Bartlett-Gewicht 1−1/2=0,51-1/2=0{,}51−1/2=0,5, also ω^=0,8+2⋅0,5⋅0,4=1,2\hat\omega=0{,}8+2\cdot0{,}5\cdot0{,}4=1{,}2ω^=0,8+2⋅0,5⋅0,4=1,2 und se=1,2/5=0,490\mathrm{se}=\sqrt{1{,}2/5}=0{,}490se=1,2/5​=0,490. Der gewöhnliche Standardfehler ist 1/5=0,447\sqrt{1/5}=0{,}4471/5​=0,447 (mit s2=SSE/(n−1)=1s^2=\mathrm{SSE}/(n-1)=1s2=SSE/(n−1)=1), die t-Statistik des Mittelwerts sinkt also von 2/0,447=4,472/0{,}447=4{,}472/0,447=4,47 auf 2/0,490=4,082/0{,}490=4{,}082/0,490=4,08. Bei negativer Autokorrelation schrumpft der Standardfehler dagegen.

Echte Daten zeigen die Größe des Effekts. Die durchschnittliche 3-Monats-Rendite von SPY, monatlich abgetastet, beträgt 2,78%2{,}78\%2,78% bei 256256256 überlappenden Beobachtungen. Gewöhnliche Standardfehler geben 0,456%0{,}456\%0,456% und t=6,10t=6{,}10t=6,10. Die Autokorrelationen der zentrierten Reihe sind 0,680{,}680,68, 0,350{,}350,35 und 0,080{,}080,08 bei den Verzögerungen 111, 222 und 333, das Dreieck, das die Überlappung von zwei Monaten aus drei erzeugt. Mit Newey-West bei L=2L=2L=2 ist der Standardfehler 0,664%0{,}664\%0,664% (t=4,18t=4{,}18t=4,18), bei L=4L=4L=4 beträgt er 0,732%0{,}732\%0,732% (t=3,80t=3{,}80t=3,80) und bei L=6L=6L=6 0,762%0{,}762\%0,762% (t=3,65t=3{,}65t=3,65), und die 868686 überlappungsfreien Quartale ergeben t=3,55t=3{,}55t=3,55. In einer monatlichen Dreifaktor-Regression für Apple (319319319 Monate) ist die Änderung kleiner, aber echt: Der Standardfehler der Wert-Ladung steigt von 0,1440{,}1440,144 auf 0,1700{,}1700,170, ihre t-Statistik wandert also von −4,98-4{,}98−4,98 auf −4,22-4{,}22−4,22.

  • Gleiche Koeffizienten, neue Standardfehler: HAC ändert nur die Unsicherheit, nie die Schätzung.
  • Die Überlappung bestimmt die Verzögerung: Bei monatlich abgetasteten hhh-Monats-Renditen nimmt man mindestens L=h−1L=h-1L=h−1 und oft einige mehr.
  • Das ehrliche t angeben: Ein t von 6 kann ein t von 4 werden, sobald benachbarte Fehler berücksichtigt sind.

Lab: Was bewertet wird

  • Der Varianzterm10 Pkt.
  • Die erste Autokovarianz10 Pkt.
  • Die langfristige Varianz15 Pkt.
  • Der HAC-Standardfehler15 Pkt.
  • Die robuste t-Statistik10 Pkt.
  • Der statsmodels-Aufruf10 Pkt.
  • Begriffe zuordnen10 Pkt.
  • Warum das gewöhnliche t zu groß ist20 Pkt.
0/ 8 beantwortet
Aufgaben
1Numerische Antwort10 Pkt.Nicht beantwortet

Die Abweichungen vom Mittelwert sind 1,1,0,−1,−11,1,0,-1,-11,1,0,−1,−1. Wie groß ist γ^0=1n∑et2\hat\gamma_0=\frac1n\sum e_t^2γ^​0​=n1​∑et2​? Eine Dezimalstelle.

g0=g0 =g0=akzeptiert: ± 0.01
2Numerische Antwort10 Pkt.Nicht beantwortet

Mit denselben Abweichungen: Wie groß ist γ^1=1n∑t=2netet−1\hat\gamma_1=\frac1n\sum_{t=2}^{n}e_te_{t-1}γ^​1​=n1​∑t=2n​et​et−1​? Eine Dezimalstelle.

g1=g1 =g1=akzeptiert: ± 0.01
3Numerische Antwort15 Pkt.Nicht beantwortet

Mit L=1L=1L=1 ist das Bartlett-Gewicht 0,50{,}50,5. Mit γ^0=0,8\hat\gamma_0=0{,}8γ^​0​=0,8 und γ^1=0,4\hat\gamma_1=0{,}4γ^​1​=0,4: Wie groß ist ω^=γ^0+2⋅0,5⋅γ^1\hat\omega=\hat\gamma_0+2\cdot0{,}5\cdot\hat\gamma_1ω^=γ^​0​+2⋅0,5⋅γ^​1​? Eine Dezimalstelle.

w=w =w=akzeptiert: ± 0.02
4Numerische Antwort15 Pkt.Nicht beantwortet

Mit ω^=1,2\hat\omega=1{,}2ω^=1,2 und n=5n=5n=5: Wie groß ist se(zˉ)=ω^/n\mathrm{se}(\bar z)=\sqrt{\hat\omega/n}se(zˉ)=ω^/n​? Verwenden Sie 0,24=0,4899\sqrt{0{,}24}=0{,}48990,24​=0,4899 und geben Sie drei Dezimalstellen an.

se=se =se=akzeptiert: ± 0.004
5Numerische Antwort10 Pkt.Nicht beantwortet

Der Mittelwert der Reihe ist 222, sein HAC-Standardfehler 0,4900{,}4900,490. Wie groß ist die t-Statistik? Zwei Dezimalstellen.

t=t =t=akzeptiert: ± 0.03
6Auswahl10 Pkt.Nicht beantwortet

Welcher Aufruf passt das Modell mit Newey-West-Standardfehlern bei 3 Verzögerungen an?

7Zuordnen10 Pkt.Nicht beantwortet

Ordnen Sie jedem Begriff seine Bedeutung zu.

Wähle den Partner für jedes Element links.

HAC
Bartlett-Gewicht
maxlags
Überlappende Renditen
8In Worten erklären20 Pkt.Nicht beantwortet

Die mittlere 3-Monats-Rendite hat t=6,10t=6{,}10t=6,10 mit gewöhnlichen Fehlern und t=3,80t=3{,}80t=3,80 mit Newey-West bei L=4L=4L=4. Erklären Sie in ein bis zwei Sätzen, warum überlappende Renditen das gewöhnliche ttt zu groß machen.

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

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