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 1.6·~50 minIntermedio

Errores estándar robustos de Newey–West

Posición en la rutaMódulo 1 de 3 · Tema 6 de 8
1.6 Errores estándar robustos de Newey–West
—Puntuación del lab— / 100XP total—Racha—

Cuando los errores vecinos están ligados

Los errores estándar ordinarios suponen que cada observación aporta información nueva. Los datos financieros suelen romper eso. Los rendimientos medidos a tres meses y muestreados cada mes se solapan: cada observación comparte dos meses con su vecina y los errores se mueven juntos. Lo mismo ocurre cuando la volatilidad se agrupa. La solución conserva los coeficientes y cambia solo los errores estándar. El estimador de Newey–West, llamado también HAC por consistente con heterocedasticidad y autocorrelación, estima la varianza de largo plazo sumando las autocovarianzas rezagadas γℓ\gamma_\ellγℓ​ de los residuos, cada una multiplicada por un peso de Bartlett 1−ℓ/(L+1)1-\ell/(L+1)1−ℓ/(L+1) que baja a cero en el rezago de corte LLL. En statsmodels basta añadir cov_type='HAC' y cov_kwds={'maxlags': L} a .fit().

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)
Una serie de cinco númerosTomemos z=3,3,2,1,1z=3,3,2,1,1z=3,3,2,1,1 de media 222 y desviaciones 1,1,0,−1,−11,1,0,-1,-11,1,0,−1,−1. Entonces γ^0=4/5=0,8\hat\gamma_0=4/5=0{,}8γ^​0​=4/5=0,8 y 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, positivo porque los vecinos se parecen. Con L=1L=1L=1 el peso de Bartlett es 1−1/2=0,51-1/2=0{,}51−1/2=0,5, así que 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 y se=1,2/5=0,490\mathrm{se}=\sqrt{1{,}2/5}=0{,}490se=1,2/5​=0,490. El error estándar ordinario es 1/5=0,447\sqrt{1/5}=0{,}4471/5​=0,447 (con s2=SSE/(n−1)=1s^2=\mathrm{SSE}/(n-1)=1s2=SSE/(n−1)=1), así que el estadístico t de la media baja de 2/0,447=4,472/0{,}447=4{,}472/0,447=4,47 a 2/0,490=4,082/0{,}490=4{,}082/0,490=4,08. Cuando la autocorrelación es negativa, el error estándar disminuye en cambio.

Los datos reales muestran el tamaño del efecto. El rendimiento medio a 3 meses de SPY, muestreado cada mes, es 2,78%2{,}78\%2,78% con 256256256 observaciones solapadas. Los errores estándar ordinarios dan 0,456%0{,}456\%0,456% y t=6,10t=6{,}10t=6,10. Las autocorrelaciones de la serie centrada son 0,680{,}680,68, 0,350{,}350,35 y 0,080{,}080,08 en los rezagos 111, 222 y 333, el triángulo que crea un solapamiento de dos meses de tres. Con Newey–West a L=2L=2L=2 el error estándar es 0,664%0{,}664\%0,664% (t=4,18t=4{,}18t=4,18), a L=4L=4L=4 es 0,732%0{,}732\%0,732% (t=3,80t=3{,}80t=3,80) y a L=6L=6L=6 es 0,762%0{,}762\%0,762% (t=3,65t=3{,}65t=3,65), y los 868686 trimestres sin solapamiento dan t=3,55t=3{,}55t=3,55. En una regresión mensual de tres factores para Apple (319319319 meses) el cambio es menor pero real: el error estándar de la carga de valor sube de 0,1440{,}1440,144 a 0,1700{,}1700,170, así que su estadístico t pasa de −4,98-4{,}98−4,98 a −4,22-4{,}22−4,22.

  • Mismos coeficientes, nuevos errores estándar: HAC cambia solo la incertidumbre, nunca la estimación.
  • El solapamiento fija el rezago: con rendimientos a hhh meses muestreados cada mes, use al menos L=h−1L=h-1L=h−1 y a menudo unos cuantos más.
  • Informe el t honesto: un t de 6 puede ser un t de 4 cuando se tienen en cuenta los errores vecinos.

Lab: qué se califica

  • El término de varianza10 pts
  • La primera autocovarianza10 pts
  • La varianza de largo plazo15 pts
  • El error estándar HAC15 pts
  • El estadístico t robusto10 pts
  • La llamada de statsmodels10 pts
  • Emparejar el vocabulario10 pts
  • Por qué el t ordinario es demasiado grande20 pts
0/ 8 respondidos
Ejercicios
1Respuesta numérica10 ptsSin responder

Las desviaciones de la media son 1,1,0,−1,−11,1,0,-1,-11,1,0,−1,−1. ¿Cuánto vale γ^0=1n∑et2\hat\gamma_0=\frac1n\sum e_t^2γ^​0​=n1​∑et2​? Dé un decimal.

g0=g0 =g0=aceptado: ± 0.01
2Respuesta numérica10 ptsSin responder

Con las mismas desviaciones, ¿cuánto vale 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​? Dé un decimal.

g1=g1 =g1=aceptado: ± 0.01
3Respuesta numérica15 ptsSin responder

Con L=1L=1L=1 el peso de Bartlett es 0,50{,}50,5. Con γ^0=0,8\hat\gamma_0=0{,}8γ^​0​=0,8 y γ^1=0,4\hat\gamma_1=0{,}4γ^​1​=0,4, ¿cuánto vale 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​? Dé un decimal.

w=w =w=aceptado: ± 0.02
4Respuesta numérica15 ptsSin responder

Con ω^=1,2\hat\omega=1{,}2ω^=1,2 y n=5n=5n=5, ¿cuánto vale se(zˉ)=ω^/n\mathrm{se}(\bar z)=\sqrt{\hat\omega/n}se(zˉ)=ω^/n​? Use 0,24=0,4899\sqrt{0{,}24}=0{,}48990,24​=0,4899 y dé tres decimales.

se=se =se=aceptado: ± 0.004
5Respuesta numérica10 ptsSin responder

La media de la serie es 222 y su error estándar HAC es 0,4900{,}4900,490. ¿Cuánto vale el estadístico t? Dé dos decimales.

t=t =t=aceptado: ± 0.03
6Elección10 ptsSin responder

¿Qué llamada ajusta el modelo con errores estándar de Newey–West con 3 rezagos?

7Emparejar10 ptsSin responder

Empareje cada término con su significado.

Elige la pareja de cada elemento de la izquierda.

HAC
Peso de Bartlett
maxlags
Rendimientos solapados
8Explicar con palabras20 ptsSin responder

El rendimiento medio a 3 meses tiene t=6,10t=6{,}10t=6,10 con errores ordinarios y t=3,80t=3{,}80t=3,80 con Newey–West a L=4L=4L=4. En una o dos frases, explique por qué los rendimientos solapados hacen el ttt ordinario demasiado grande.

Modo matemáticasEntrada por teclado o LaTeXEjercicio 1 de 8 · Ctrl ⏎ para comprobar

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