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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Ruta de Probability›Módulo 2 · Variables aleatorias y distribuciones›Tema 2.3·~55 minIntermedio

Distribuciones comunes

Posición en la rutaMódulo 2 de 5 · Tema 3 de 3
2.3 Distribuciones comunes
—Puntuación del lab— / 100XP total—Racha—

Un pequeño zoo de distribuciones

La distribución normal N(μ,σ2)N(\mu,\sigma^2)N(μ,σ2) es la campana descrita por su media y su varianza. Alrededor del 68 % de la probabilidad queda a menos de un σ\sigmaσ de la media, el 95 % a menos de 1,96 σ\sigmaσ y el 99,7 % a menos de tres. Estandarizar, Z=(X−μ)/σZ=(X-\mu)/\sigmaZ=(X−μ)/σ, convierte cualquier normal en N(0,1)N(0,1)N(0,1), cuya función de distribución Φ\PhiΦ está tabulada. Los rendimientos diarios suelen modelarse como normales, una primera aproximación útil pero imperfecta.

ln⁡S∼N(m,s2) ⇒ E[S]=em+s2/2,P(N=k)=λke−λk!\ln S\sim N(m,s^{2})\ \Rightarrow\ E[S]=e^{m+s^{2}/2},\qquad P(N=k)=\frac{\lambda^{k}e^{-\lambda}}{k!}lnS∼N(m,s2) ⇒ E[S]=em+s2/2,P(N=k)=k!λke−λ​(1)

Un precio no puede ser negativo, así que su logaritmo se modela como normal y el precio es lognormal: asimétrico a la derecha, con media em+s2/2e^{m+s^2/2}em+s2/2 mayor que la mediana eme^{m}em. Una variable de Poisson cuenta sucesos en un intervalo fijo cuando llegan de forma independiente a una tasa media constante λ\lambdaλ: operaciones por minuto, impagos por año. La t de Student se parece a una normal con colas más gruesas; sus grados de libertad ν\nuν controlan el grosor: un ν\nuν pequeño da muchos más valores extremos y ν→∞\nu\to\inftyν→∞ recupera la normal.

Números de cola y una media lognormalUn rendimiento diario es N(0,05 %, 1,2 %2)N(0{,}05\ \%,\ 1{,}2\ \%^2)N(0,05 %, 1,2 %2). Su valor en riesgo a un día al 95 % es la pérdida superada solo el 5 % de las veces: 1,645⋅1,2 %−0,05 %=1,924 %1{,}645\cdot1{,}2\ \%-0{,}05\ \%=1{,}924\ \%1,645⋅1,2 %−0,05 %=1,924 %. Para un logaritmo de precio N(0,05, 0,22)N(0{,}05,\ 0{,}2^2)N(0,05, 0,22) que parte de 1, el precio esperado es e0,05+0,02≈1,0725e^{0{,}05+0{,}02}\approx1{,}0725e0,05+0,02≈1,0725, por encima de la mediana e0,05≈1,0513e^{0{,}05}\approx1{,}0513e0,05≈1,0513. Con λ=3\lambda=3λ=3 operaciones por minuto, la probabilidad de un minuto tranquilo sin ninguna es e−3≈0,0498e^{-3}\approx0{,}0498e−3≈0,0498.
  • Normal: simétrica; use puntuaciones zzz. Buena para sumas, aproximada para un rendimiento aislado.
  • Lognormal: positiva y asimétrica a la derecha, para precios. Poisson: conteo de sucesos independientes.
  • t de Student: colas gruesas; ajusta los rendimientos mucho mejor que la normal en los extremos.
Por qué «una vez cada 10 000 años» sigue ocurriendoUn movimiento diario de cinco desviaciones típicas tiene probabilidad de unos 3×10−73\times10^{-7}3×10−7 bajo un modelo normal, una vez en unos 13 000 años de días bursátiles. Los mercados de acciones reales han producido varios de esos días en pocas décadas. La curva normal es mala guía para los días extremos, por eso los modelos de riesgo usan distribuciones de colas más gruesas como la t de Student.

Lab: qué se califica

  • Elegir la distribución20 pts
  • Una probabilidad normal10 pts
  • Un valor en riesgo15 pts
  • Una probabilidad de Poisson15 pts
  • Una media lognormal15 pts
  • Por qué la t de Student15 pts
  • Modelos normales y desplomes10 pts
0/ 7 respondidos
Ejercicios
1Emparejar20 ptsSin responder

Empareje cada magnitud con la distribución que mejor la modela.

Elige la pareja de cada elemento de la izquierda.

El número de operaciones que llegan en un minuto
El precio de una acción en una fecha futura
Rendimientos diarios con días extremos ocasionales
La suma de muchos efectos pequeños independientes
2Respuesta numérica10 ptsSin responder

Para una normal estándar ZZZ, ¿cuánto vale P(∣Z∣<1,96)P(|Z|<1{,}96)P(∣Z∣<1,96)?

P=P =P=aceptado: ± 0.005
3Respuesta numérica15 ptsSin responder

Un rendimiento diario es N(0,05 %, 1,2 %2)N(0{,}05\ \%,\ 1{,}2\ \%^2)N(0,05 %, 1,2 %2). Con el cuantil del 5 % z=−1,645z=-1{,}645z=−1,645, ¿qué pérdida (en porcentaje, número positivo) se supera solo el 5 % de las veces?

L=L =L=aceptado: ± 0.01
4Respuesta numérica15 ptsSin responder

Las operaciones llegan como un proceso de Poisson con λ=3\lambda=3λ=3 por minuto. ¿Cuál es la probabilidad de un minuto sin operaciones, P(N=0)P(N=0)P(N=0)? Dé cuatro decimales.

P(N=0)=P(N=0) =P(N=0)=aceptado: ± 0.0005
5Respuesta numérica15 ptsSin responder

Un precio parte de 1 y ln⁡S∼N(0,05, 0,22)\ln S\sim N(0{,}05,\ 0{,}2^2)lnS∼N(0,05, 0,22) en el horizonte. ¿Cuánto vale E[S]E[S]E[S]? Dé cuatro decimales.

E[S]=E[S] =E[S]=aceptado: ± 0.0005
6Elección15 ptsSin responder

¿Por qué una t de Student suele modelar mejor los rendimientos diarios que una normal?

7Explicar con palabras10 ptsSin responder

En dos frases, diga por qué un modelo normal subestima la probabilidad de un desplome del mercado.

Modo matemáticasEntrada por teclado o LaTeXEjercicio 1 de 7 · Ctrl ⏎ para comprobar

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