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 1.5·~50 minIntermedio

Diagnóstico de residuos en código

Posición en la rutaMódulo 1 de 3 · Tema 5 de 10
1.5 Diagnóstico de residuos en código
—Puntuación del lab— / 100XP total—Racha—

No confíe en una tabla que no ha comprobado

Un resumen de regresión siempre parece autorizado, y statsmodels da las herramientas para comprobarlo. El factor de inflación de la varianza, variance_inflation_factor(matriz, i), mide cuánto se explica un regresor con los demás: vale 1/(1-Rⱼ²), valores por encima de 5 a 10 indican coeficientes inestables, y la matriz debe incluir la columna constante (el primer regresor está en la posición 1). durbin_watson(resid) es cercano a 2 cuando los errores no están correlacionados y cercano a 0 cuando se arrastran. het_breuschpagan(resid, exog) devuelve cuatro números cuyo segundo es el valor p de la prueba de varianza constante del error. jarque_bera(resid) devuelve el estadístico, el valor p, la asimetría y la curtosis, y acorr_ljungbox(resid, lags=[12]) devuelve un DataFrame con la columna lb_pvalue. En todos, un valor p pequeño es una advertencia.

Dos controles más completan el conjunto. La distancia de Cook, res.get_influence().cooks_distance[0], puntúa cada observación según cuánto se movería el ajuste si se quitara; los meses con valores mayores son los que gobiernan el resultado. Y la regresión espuria es la trampa clásica: regrese el log del precio de Home Depot sobre el de Lowe's y obtendrá R²=0,93 con un Durbin–Watson de 0,002, porque dos series con tendencia siempre parecen relacionadas. Un R² alto con un Durbin–Watson cercano a cero indica que se regresó un paseo aleatorio sobre otro. En la regresión de tres factores de Apple (258 meses) los VIF de los factores son 1,13, 1,13 y 1,02, el Durbin–Watson es 1,94, el valor p de Breusch–Pagan 0,21 y el de Jarque–Bera 0,015; añadir SPY junto al factor de mercado da VIF de 186 y 177; los meses más influyentes son septiembre de 2008, enero de 2022 y octubre de 2008.

  • Un número por preocupación: VIF para las copias, Durbin–Watson y Ljung–Box para la memoria, Breusch–Pagan para la dispersión, Jarque–Bera para la forma, distancia de Cook para meses sueltos.
  • Cuidado con la constante: el VIF necesita la matriz con su columna constante, y los regresores empiezan en la posición 1.
  • Un R² alto no prueba nada por sí solo: dos precios con tendencia se regresan de maravilla y el estadístico de Durbin–Watson delata la trampa.

Lab: qué se califica

  • MCO con la API de arreglos10 pts
  • Factores de inflación de la varianza20 pts
  • Cuatro pruebas de residuos20 pts
  • Meses influyentes15 pts
  • Una regresión espuria15 pts
  • El diagnóstico completo20 pts
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