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 statsmodels›Módulo 1 · La regresión y sus comprobaciones›Tema 1.7·~50 minIntermedio

Errores estándar de Newey–West a mano

Posición en la rutaMódulo 1 de 3 · Tema 7 de 10
1.7 Errores estándar de Newey–West a mano
—Puntuación del lab— / 100XP total—Racha—

Cuando los errores recuerdan

Los errores estándar ordinarios suponen que cada error es independiente de los demás. Los rendimientos solapados rompen eso: el rendimiento de enero a marzo y el de febrero a abril comparten dos meses, así que sus errores se mueven juntos. Los coeficientes siguen siendo correctos, pero sus errores estándar clásicos son demasiado pequeños y los estadísticos t demasiado grandes. La covarianza de Newey–West (HAC) lo corrige. Parte del «sándwich» habitual (XᵀX)⁻¹ S (XᵀX)⁻¹ y construye el centro con los productos xₜeₜ de cada fila y su residuo: S=Σₜeₜ²xₜxₜᵀ+ Σₖ₌₁^LwₖΣₜeₜeₜ₋ₖ (xₜxₜ₋ₖᵀ+ xₜ₋ₖxₜᵀ), donde los pesos de Bartlett wₖ=1-k/(L+1) reducen las autocovarianzas antiguas hacia cero y mantienen válida la matriz.

En statsmodels se obtiene la misma matriz con sm.OLS(y, X).fit(cov_type='HAC', cov_kwds={'maxlags': L}), y res.tvalues usa entonces los errores estándar robustos. Escribirla una vez a mano vale la pena: se ve que con cero rezagos se reduce a la covarianza robusta a la heterocedasticidad de White, que una autocorrelación positiva hace mayor la varianza robusta que la clásica, y que la elección de rezagos es un juicio (una regla común es aproximadamente la longitud del solapamiento). Para los rendimientos a tres meses de SPY, 256 observaciones solapadas de mayo de 2005 a agosto de 2026 promedian un 2,78% y el t clásico es 6,10. Con Newey–West baja a 4,18 con 2 rezagos y a 3,65 con 6 rezagos: sigue siendo significativo, pero la evidencia es más débil de lo que sugería el primer número.

  • Solapamiento significa memoria: los rendimientos solapados tienen errores autocorrelacionados, así que el estadístico t clásico sobrestima la evidencia.
  • El sándwich: Newey–West es (X'X)^-1 S (X'X)^-1 con S construida con x_t e_t y autocovarianzas ponderadas de Bartlett.
  • Compruebe la biblioteca con su fórmula: cuando una matriz hecha a mano iguala la de la biblioteca, usted entiende lo que hace la opción.

Lab: qué se califica

  • Rendimientos solapados10 pts
  • El estadístico t clásico10 pts
  • Pesos de Bartlett10 pts
  • Newey–West a mano25 pts
  • Estadísticos t HAC con statsmodels15 pts
  • El estudio de SPY30 pts
Explorador · lab-sx-13
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