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 Time Series›Módulo 2 · Modelos de la media›Tema 2.1·~55 minIntermedio

Modelos AR MA y ARMA

Posición en la rutaMódulo 2 de 5 · Tema 1 de 3
2.1 Modelos AR MA y ARMA
—Puntuación del lab— / 100XP total—Racha—

Los bloques de la media

Una autorregresión de orden ppp, AR(ppp), explica un valor por su propio pasado: xt=c+φ1xt−1+⋯+φpxt−p+εtx_t=c+\varphi_1x_{t-1}+\dots+\varphi_px_{t-p}+\varepsilon_txt​=c+φ1​xt−1​+⋯+φp​xt−p​+εt​. Es estacionaria cuando sus coeficientes impiden que explote, lo que en un AR(1) significa ∣φ∣<1|\varphi|<1∣φ∣<1, y su media es μ=c/(1−∑φi)\mu=c/(1-\sum\varphi_i)μ=c/(1−∑φi​). Una media móvil de orden qqq, MA(qqq), explica un valor por choques pasados: xt=μ+εt+θ1εt−1+⋯+θqεt−qx_t=\mu+\varepsilon_t+\theta_1\varepsilon_{t-1}+\dots+\theta_q\varepsilon_{t-q}xt​=μ+εt​+θ1​εt−1​+⋯+θq​εt−q​. Siempre es estacionaria y su memoria dura exactamente qqq pasos. Combinar ambas da ARMA(p,qp,qp,q), que a menudo describe una serie con menos parámetros que un AR o un MA puros.

μ=c1−φ,Var(xt)=σ21−φ2,x^T+h=μ+φh(xT−μ);ρMA(1)(1)=θ1+θ2,AIC=2k−2ln⁡L,BIC=kln⁡T−2ln⁡L\mu=\frac{c}{1-\varphi},\quad \mathrm{Var}(x_t)=\frac{\sigma^{2}}{1-\varphi^{2}},\quad \hat x_{T+h}=\mu+\varphi^{h}(x_T-\mu);\qquad \rho_{\mathrm{MA}(1)}(1)=\frac{\theta}{1+\theta^{2}},\qquad \mathrm{AIC}=2k-2\ln L,\quad \mathrm{BIC}=k\ln T-2\ln Lμ=1−φc​,Var(xt​)=1−φ2σ2​,x^T+h​=μ+φh(xT​−μ);ρMA(1)​(1)=1+θ2θ​,AIC=2k−2lnL,BIC=klnT−2lnL(1)

Los parámetros se estiman por máxima verosimilitud. Los órdenes se eligen comparando criterios de información, el AIC =2k−2ln⁡L=2k-2\ln L=2k−2lnL y el BIC =kln⁡T−2ln⁡L=k\ln T-2\ln L=klnT−2lnL, donde kkk es el número de parámetros y LLL la verosimilitud: menor es mejor, y la penalización sobre kkk evita añadir términos que solo ajustan ruido. El BIC penaliza más cuando T>7T>7T>7 y por eso elige modelos menores. Tras el ajuste, los residuos deben parecer ruido blanco, lo que comprueba la prueba de Ljung-Box. El pronóstico de un AR(1) estacionario vuelve a la media geométricamente, x^T+h=μ+φh(xT−μ)\hat x_{T+h}=\mu+\varphi^{h}(x_T-\mu)x^T+h​=μ+φh(xT​−μ), y el de un MA(qqq) iguala la media desde q+1q+1q+1 pasos. Los pronósticos lejanos de cualquier ARMA estacionario son simplemente la media: estos modelos sirven para los próximos pasos y no mejoran el promedio después.

Un pronóstico de AR(1)Sea xt=0,2+0,8 xt−1+εtx_t=0{,}2+0{,}8\,x_{t-1}+\varepsilon_txt​=0,2+0,8xt−1​+εt​ con choques de desviación típica 0,60{,}60,6. La media es μ=0,2/(1−0,8)=1,0\mu=0{,}2/(1-0{,}8)=1{,}0μ=0,2/(1−0,8)=1,0 y la varianza 0,36/(1−0,64)=1,00{,}36/(1-0{,}64)=1{,}00,36/(1−0,64)=1,0. Si el valor de hoy es xT=2x_T=2xT​=2, el pronóstico a un paso es 1+0,8⋅1=1,81+0{,}8\cdot1=1{,}81+0,8⋅1=1,8 y a dos pasos 1+0,64⋅1=1,641+0{,}64\cdot1=1{,}641+0,64⋅1=1,64. La distancia a la media se reduce por el factor 0,80{,}80,8 en cada paso, y tras diez pasos el pronóstico es 1,111{,}111,11, casi la media.
  • AR(ppp) depende de sus propios valores pasados; MA(qqq) de los últimos qqq choques; ARMA de ambos.
  • AIC y BIC premian el ajuste y castigan los parámetros; gana el modelo con el menor valor, y el BIC es más estricto.
  • Los pronósticos de un ARMA estacionario convergen a la media al crecer el horizonte.

Lab: qué se califica

  • La media de un AR(1)15 pts
  • Un pronóstico a dos pasos15 pts
  • Una autocorrelación de MA(1)15 pts
  • Un criterio de información15 pts
  • Un coeficiente no estacionario15 pts
  • Emparejar el vocabulario15 pts
  • Por qué los pronósticos lejanos llegan a la media10 pts
0/ 7 respondidos
Ejercicios
1Respuesta numérica15 ptsSin responder

Para xt=0,2+0,8 xt−1+εtx_t=0{,}2+0{,}8\,x_{t-1}+\varepsilon_txt​=0,2+0,8xt−1​+εt​, ¿cuál es la media de largo plazo μ=c/(1−φ)\mu=c/(1-\varphi)μ=c/(1−φ)?

mu=mu =mu=aceptado: ± 0.01
2Respuesta numérica15 ptsSin responder

El mismo modelo tiene μ=1\mu=1μ=1 y el valor de hoy es xT=2x_T=2xT​=2. ¿Cuál es el pronóstico a dos pasos μ+φ2(xT−μ)\mu+\varphi^{2}(x_T-\mu)μ+φ2(xT​−μ)?

f2=f2 =f2=aceptado: ± 0.01
3Respuesta numérica15 ptsSin responder

Para un MA(1) con θ=0,5\theta=0{,}5θ=0,5, ¿cuál es la autocorrelación de retardo uno θ/(1+θ2)\theta/(1+\theta^{2})θ/(1+θ2)?

rho=rho =rho=aceptado: ± 0.005
4Respuesta numérica15 ptsSin responder

Un modelo ARMA tiene k=3k=3k=3 parámetros y una log-verosimilitud maximizada ln⁡L=−120\ln L=-120lnL=−120. ¿Cuál es su AIC =2k−2ln⁡L=2k-2\ln L=2k−2lnL?

aic=aic =aic=aceptado: ± 0.5
5Elección15 ptsSin responder

¿Qué coeficiente φ\varphiφ de un AR(1) da una serie no estacionaria?

6Emparejar15 ptsSin responder

Empareje cada término con su significado.

Elige la pareja de cada elemento de la izquierda.

Modelo AR
Modelo MA
AIC
BIC
7Explicar con palabras10 ptsSin responder

En una o dos frases, explique por qué el pronóstico de un AR(1) estacionario se acerca a la media al crecer el horizonte.

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

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