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
uantCraft AcademyFeuilles de routeParcours
Ctrl K
AO
+1,2 k apprenants
ConnexionRejoindre ↗
Feuilles de routeParcours
AO
+1,2 k apprenants
Connexion
  • English
  • Français
  • Español
  • العربية
  • Português
  • Deutsch
  • 日本語
  • 中文
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
uantCraft AcademyFeuilles de routeParcours
Ctrl K
AO
+1,2 k apprenants
ConnexionRejoindre ↗
Feuilles de routeParcours
AO
+1,2 k apprenants
Connexion
  • English
  • Français
  • Español
  • العربية
  • Português
  • Deutsch
  • 日本語
  • 中文
Parcours statsmodels›Module 1 · La régression et ses vérifications›Sujet 1.6·~50 minIntermédiaire

Erreurs standard robustes de Newey–West

Position dans le parcoursModule 1 sur 3 · Sujet 6 sur 8
1.6 Erreurs standard robustes de Newey–West
—Score du lab— / 100XP total—Série—

Quand les erreurs voisines sont liées

Les erreurs standard ordinaires supposent que chaque observation apporte une information nouvelle. Les données financières brisent souvent cela. Des rendements mesurés sur trois mois et échantillonnés chaque mois se chevauchent : chaque observation partage deux mois avec sa voisine et les erreurs bougent ensemble. Il en va de même quand la volatilité se regroupe. Le remède garde les coefficients et ne change que les erreurs standard. L'estimateur de Newey–West, appelé aussi HAC pour convergent en présence d'hétéroscédasticité et d'autocorrélation, estime la variance de long terme en ajoutant les autocovariances retardées γℓ\gamma_\ellγℓ​ des résidus, chacune multipliée par un poids de Bartlett 1−ℓ/(L+1)1-\ell/(L+1)1−ℓ/(L+1) qui tombe à zéro au retard de coupure LLL. Dans statsmodels il suffit d'ajouter cov_type='HAC' et cov_kwds={'maxlags': L} à .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)
Une série de cinq nombresPrenons z=3,3,2,1,1z=3,3,2,1,1z=3,3,2,1,1 de moyenne 222 et d'écarts 1,1,0,−1,−11,1,0,-1,-11,1,0,−1,−1. Alors γ^0=4/5=0,8\hat\gamma_0=4/5=0{,}8γ^​0​=4/5=0,8 et 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, positif car les voisins se ressemblent. Avec L=1L=1L=1 le poids de Bartlett vaut 1−1/2=0,51-1/2=0{,}51−1/2=0,5, donc 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 et se=1,2/5=0,490\mathrm{se}=\sqrt{1{,}2/5}=0{,}490se=1,2/5​=0,490. L'erreur standard ordinaire vaut 1/5=0,447\sqrt{1/5}=0{,}4471/5​=0,447 (avec s2=SSE/(n−1)=1s^2=\mathrm{SSE}/(n-1)=1s2=SSE/(n−1)=1), donc la statistique t de la moyenne passe de 2/0,447=4,472/0{,}447=4{,}472/0,447=4,47 à 2/0,490=4,082/0{,}490=4{,}082/0,490=4,08. Quand l'autocorrélation est négative, l'erreur standard diminue au contraire.

Les données réelles montrent l'ampleur de l'effet. Le rendement moyen sur 3 mois de SPY, échantillonné chaque mois, est de 2,78%2{,}78\%2,78% sur 256256256 observations qui se chevauchent. Les erreurs standard ordinaires donnent 0,456%0{,}456\%0,456% et t=6,10t=6{,}10t=6,10. Les autocorrélations de la série centrée sont 0,680{,}680,68, 0,350{,}350,35 et 0,080{,}080,08 aux retards 111, 222 et 333, le triangle que crée un chevauchement de deux mois sur trois. Avec Newey–West à L=2L=2L=2 l'erreur standard est 0,664%0{,}664\%0,664% (t=4,18t=4{,}18t=4,18), à L=4L=4L=4 elle est 0,732%0{,}732\%0,732% (t=3,80t=3{,}80t=3,80) et à L=6L=6L=6 elle est 0,762%0{,}762\%0,762% (t=3,65t=3{,}65t=3,65), et les 868686 trimestres sans chevauchement donnent t=3,55t=3{,}55t=3,55. Dans une régression mensuelle à trois facteurs pour Apple (319319319 mois) le changement est plus petit mais réel : l'erreur standard de l'exposition à la valeur passe de 0,1440{,}1440,144 à 0,1700{,}1700,170, donc sa statistique t de −4,98-4{,}98−4,98 à −4,22-4{,}22−4,22.

  • Mêmes coefficients, nouvelles erreurs standard : HAC ne change que l'incertitude, jamais l'estimation.
  • Le chevauchement fixe le retard : avec des rendements sur hhh mois échantillonnés chaque mois, prenez au moins L=h−1L=h-1L=h−1 et souvent quelques-uns de plus.
  • Annoncez le vrai t : un t de 6 peut devenir un t de 4 une fois les erreurs voisines prises en compte.

Lab : ce qui est noté

  • Le terme de variance10 pts
  • La première autocovariance10 pts
  • La variance de long terme15 pts
  • L'erreur standard HAC15 pts
  • La statistique t robuste10 pts
  • L'appel statsmodels10 pts
  • Associer le vocabulaire10 pts
  • Pourquoi le t ordinaire est trop grand20 pts
0/ 8 traités
Exercices
1Réponse numérique10 ptsSans réponse

Les écarts à la moyenne sont 1,1,0,−1,−11,1,0,-1,-11,1,0,−1,−1. Que vaut γ^0=1n∑et2\hat\gamma_0=\frac1n\sum e_t^2γ^​0​=n1​∑et2​ ? Donnez une décimale.

g0=g0 =g0=accepté : ± 0.01
2Réponse numérique10 ptsSans réponse

Avec les mêmes écarts, que vaut 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​ ? Donnez une décimale.

g1=g1 =g1=accepté : ± 0.01
3Réponse numérique15 ptsSans réponse

Avec L=1L=1L=1 le poids de Bartlett vaut 0,50{,}50,5. Avec γ^0=0,8\hat\gamma_0=0{,}8γ^​0​=0,8 et γ^1=0,4\hat\gamma_1=0{,}4γ^​1​=0,4, que vaut 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​ ? Donnez une décimale.

w=w =w=accepté : ± 0.02
4Réponse numérique15 ptsSans réponse

Avec ω^=1,2\hat\omega=1{,}2ω^=1,2 et n=5n=5n=5, que vaut se(zˉ)=ω^/n\mathrm{se}(\bar z)=\sqrt{\hat\omega/n}se(zˉ)=ω^/n​ ? Utilisez 0,24=0,4899\sqrt{0{,}24}=0{,}48990,24​=0,4899 et donnez trois décimales.

se=se =se=accepté : ± 0.004
5Réponse numérique10 ptsSans réponse

La moyenne de la série est 222 et son erreur standard HAC est 0,4900{,}4900,490. Que vaut la statistique t ? Donnez deux décimales.

t=t =t=accepté : ± 0.03
6Choix10 ptsSans réponse

Quel appel ajuste le modèle avec des erreurs standard de Newey–West sur 3 retards ?

7Associer10 ptsSans réponse

Associez chaque terme à son sens.

Choisissez le partenaire de chaque élément de gauche.

HAC
Poids de Bartlett
maxlags
Rendements qui se chevauchent
8Expliquer avec des mots20 ptsSans réponse

Le rendement moyen sur 3 mois a t=6,10t=6{,}10t=6,10 avec les erreurs ordinaires et t=3,80t=3{,}80t=3,80 avec Newey–West à L=4L=4L=4. En une ou deux phrases, expliquez pourquoi des rendements qui se chevauchent rendent le ttt ordinaire trop grand.

Mode mathsSaisie au clavier ou en LaTeXExercice 1 sur 8 · Ctrl ⏎ pour vérifier

Connectez-vous pour exécuter votre code.

Tous les cours sont gratuits à lire. Créez un compte ou connectez-vous pour exécuter du code, lancer les tests et soumettre ce lab.

  • IDE dans le navigateur avec terminal bash — rien à installer
  • Correction instantanée, XP et votre place dans le parcours
Créer un compteSe connecter
OU
Continuer avec GitHub