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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Parcours Probability›Module 5 · Dépendance et queues réelles›Sujet 5.3·~1 h 20 minAvancé

Projet final : les lois de rendement face aux vraies queues

Position dans le parcoursModule 5 sur 5 · Sujet 3 sur 3
5.3 Projet final : les lois de rendement face aux vraies queues
—Score du lab— / 100XP total—Série—

Tester un modèle face aux données

Ce projet final transforme la compétence en test. Un modèle est une affirmation de probabilité sur les rendements, et les données peuvent la vérifier. Si les rendements quotidiens étaient normaux, la perte dépassée 1 % des jours serait la valeur à risque à 99 % -(μ+zσ) avec z=Φ⁻¹(0,01)≈-2,326. Compter combien de jours réels dépassent ce chiffre et comparer à 1 % de tous les jours est un test direct de la queue du modèle normal.

g₁=m₃/(m₂^(3/2)), g₂=m₄/m₂²-3, mₖ=1/nΣᵢ(rᵢ-r̄)^k

Deux nombres résument la forme. L'asymétrie est le troisième moment standardisé, nul pour une loi symétrique. Le kurtosis est le quatrième moment standardisé, 3 pour une normale : le kurtosis en excès (kurtosis moins 3) vaut 0 pour une normale et est positif quand les queues sont plus épaisses. Une loi de Student à ν degrés de liberté a un kurtosis en excès de 6/(ν-4) pour ν>4, ce qui lui permet d'imiter les queues des rendements. Pour la simuler avec une variance unité, on divise les tirages par √(ν/(ν-2)).

Ce que disent les vraies donnéesPour AAPL depuis 2010, la moyenne quotidienne est d'environ 0,11 % et l'écart type de 1,77 %, donc la VaR normale à 99 % est d'environ 4,0 %. Un modèle normal prédit environ 42 jours sous -4,0 % sur les 4 184 jours ; les données en comptent 70, soit environ 1,7 fois plus. Le kurtosis en excès est d'environ 6, là où une normale a 0. Le modèle normal n'est pas faux au centre de la distribution, il l'est dans la queue, précisément là où le risque compte.
  • Moments : moyenne, écart type, asymétrie et kurtosis en excès décrivent position, dispersion et forme.
  • Backtester une VaR : comptez les dépassements et comparez à (1-niveau)·n.
  • Student-t à variance unité est une alternative à queues plus épaisses, prête à remplacer la normale.
Un backtest est une question de probabilitéSoixante-dix dépassements pour 42 attendus ne sont pas un hasard : si le modèle était juste, le nombre serait proche d'une binomiale de moyenne 42 et d'écart type d'environ 6,4, donc 70 est plus de quatre écarts types trop haut. Demandez-vous toujours à quelle distance un résultat se trouve de ce que produirait le hasard, avec les outils de cette compétence, avant de conclure qu'un modèle échoue ou fonctionne.

Lab : ce qui est noté

  • Moments empiriques25 pts
  • Une valeur à risque normale15 pts
  • Compter les dépassements15 pts
  • Tirages de Student20 pts
  • Un rapport de queue sur de vrais rendements25 pts
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