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 Time Series›Module 3 · Volatilité›Sujet 3.1·~50 minAvancé

Regroupement de volatilité et ARCH

Position dans le parcoursModule 3 sur 5 · Sujet 1 sur 3
3.1 Regroupement de volatilité et ARCH
—Score du lab— / 100XP total—Série—

Quand la variance n'est pas constante

Les rendements sont presque non corrélés, mais pas indépendants : la taille du mouvement d'aujourd'hui renseigne sur celle de demain. Les semaines calmes suivent les semaines calmes et les agitées les agitées. Le modèle ARCH d'Engle (1982) capte cela en faisant dépendre la variance du choc des chocs récents au carré : rt=μ+εtr_t=\mu+\varepsilon_trt​=μ+εt​, εt=σtzt\varepsilon_t=\sigma_tz_tεt​=σt​zt​ avec ztz_tzt​ normale centrée réduite, et σt2=ω+α1εt−12+⋯+αqεt−q2\sigma_t^{2}=\omega+\alpha_1\varepsilon_{t-1}^{2}+\dots+\alpha_q\varepsilon_{t-q}^{2}σt2​=ω+α1​εt−12​+⋯+αq​εt−q2​. Un grand choc hier augmente la variance aujourd'hui, et le choc lui-même n'a pas de mémoire dans son signe. La variance inconditionnelle d'un ARCH(1) vaut ω/(1−α)\omega/(1-\alpha)ω/(1−α) et exige α<1\alpha<1α<1.

σt2=ω+α εt−12,Var(εt)=ω1−α,LM=T R2∼χq2,σt2=λσt−12+(1−λ) rt−12\sigma_t^{2}=\omega+\alpha\,\varepsilon_{t-1}^{2},\qquad \mathrm{Var}(\varepsilon_t)=\frac{\omega}{1-\alpha},\qquad \mathrm{LM}=T\,R^{2}\sim\chi^{2}_{q},\qquad \sigma_t^{2}=\lambda\sigma_{t-1}^{2}+(1-\lambda)\,r_{t-1}^{2}σt2​=ω+αεt−12​,Var(εt​)=1−αω​,LM=TR2∼χq2​,σt2​=λσt−12​+(1−λ)rt−12​(1)

Même avec des chocs ztz_tzt​ normaux, un ARCH produit des rendements aux queues plus épaisses qu'une loi normale, car un épisode calme et un épisode agité sont mélangés dans un même échantillon. C'est pourquoi les histogrammes de rendements montrent un excès de kurtosis. Pour tester les effets ARCH, on prend les résidus ε^t\hat\varepsilon_tε^t​ d'un modèle de la moyenne, on régresse ε^t2\hat\varepsilon_t^{2}ε^t2​ sur ses qqq propres retards et on calcule la statistique d'Engle TR2T R^{2}TR2, de loi χq2\chi^{2}_qχq2​ sous l'hypothèse nulle d'absence d'ARCH. Une alternative simple sans ajustement est la moyenne mobile exponentielle, σt2=λσt−12+(1−λ)rt−12\sigma_t^{2}=\lambda\sigma_{t-1}^{2}+(1-\lambda)r_{t-1}^{2}σt2​=λσt−12​+(1−λ)rt−12​, avec λ=0,94\lambda=0{,}94λ=0,94 comme valeur RiskMetrics pour les données quotidiennes. Les rendements réels montrent aussi un effet de levier : une baisse augmente la variance suivante plus qu'une hausse de même taille, ce que l'ARCH simple ne représente pas. Reproduire la longue persistance de la volatilité demande beaucoup de retards ARCH ; GARCH, vu plus loin dans cette compétence, le fait avec peu de paramètres.

Un choc et la variance suivantePrenons un ARCH(1) en unités de pourcentage avec ω=0,2\omega=0{,}2ω=0,2 et α=0,5\alpha=0{,}5α=0,5. La variance de long terme vaut 0,2/(1−0,5)=0,40{,}2/(1-0{,}5)=0{,}40,2/(1−0,5)=0,4, soit une volatilité quotidienne de 0,63%0{,}63\%0,63%. Après un jour calme avec ε=0,2\varepsilon=0{,}2ε=0,2, la variance suivante vaut 0,2+0,5⋅0,04=0,220{,}2+0{,}5\cdot0{,}04=0{,}220,2+0,5⋅0,04=0,22. Après un choc de ε=−2\varepsilon=-2ε=−2, elle vaut 0,2+0,5⋅4=2,20{,}2+0{,}5\cdot4=2{,}20,2+0,5⋅4=2,2, soit une volatilité de 1,48%1{,}48\%1,48%, plus du double du niveau de long terme. Un modèle utilisant toujours 0,40{,}40,4 sous-estimerait le risque juste après le choc.
  • ARCH(qqq) : la variance du choc du jour est une constante plus une somme pondérée des qqq derniers chocs au carré.
  • Test d'Engle : régresser les résidus au carré sur leurs retards et utiliser TR2∼χq2T R^{2}\sim\chi^{2}_qTR2∼χq2​.
  • EWMA avec λ=0,94\lambda=0{,}94λ=0,94 est une alternative sans ajustement ; levier : les baisses augmentent plus la volatilité que les hausses.

Lab : ce qui est noté

  • La variance de long terme15 pts
  • Variance après un choc15 pts
  • Une mise à jour EWMA15 pts
  • La statistique d'Engle15 pts
  • Les queues d'un modèle ARCH10 pts
  • Associer le vocabulaire15 pts
  • Le risque juste après un choc15 pts
0/ 7 traités
Exercices
1Réponse numérique15 ptsSans réponse

Un ARCH(1) a ω=0,2\omega=0{,}2ω=0,2 et α=0,5\alpha=0{,}5α=0,5 (en pourcent au carré). Quelle est sa variance inconditionnelle ω/(1−α)\omega/(1-\alpha)ω/(1−α) ?

v=v =v=accepté : ± 0.005
2Réponse numérique15 ptsSans réponse

Pour le même modèle, le choc d'hier valait εt−1=−2\varepsilon_{t-1}=-2εt−1​=−2. Quelle est la variance d'aujourd'hui σt2=ω+αεt−12\sigma_t^{2}=\omega+\alpha\varepsilon_{t-1}^{2}σt2​=ω+αεt−12​ ?

s2=s2 =s2=accepté : ± 0.01
3Réponse numérique15 ptsSans réponse

Avec λ=0,94\lambda=0{,}94λ=0,94, l'estimation de variance d'hier est 1,01{,}01,0 et le rendement d'hier était 2%2\%2%. Quelle est la variance EWMA d'aujourd'hui λσt−12+(1−λ)rt−12\lambda\sigma_{t-1}^{2}+(1-\lambda)r_{t-1}^{2}λσt−12​+(1−λ)rt−12​ ?

ew=ew =ew=accepté : ± 0.01
4Réponse numérique15 ptsSans réponse

La régression des résidus au carré sur un retard donne R2=0,04R^{2}=0{,}04R2=0,04 avec T=500T=500T=500 observations. Quelle est la statistique d'Engle TR2T R^{2}TR2 (à comparer à la valeur χ12\chi^{2}_1χ12​ à 5 % de 3,843{,}843,84) ?

lm=lm =lm=accepté : ± 0.1
5Choix10 ptsSans réponse

Un ARCH(1) à chocs ztz_tzt​ normaux engendre des rendements dont la loi inconditionnelle est

6Associer15 ptsSans réponse

Associez chaque terme à son sens.

Choisissez le partenaire de chaque élément de gauche.

Modèle ARCH
Variance EWMA
Effet de levier
Test LM d'Engle
7Expliquer avec des mots15 ptsSans réponse

En une ou deux phrases, expliquez pourquoi un modèle à variance constante sous-estime le risque juste après un grand choc.

Mode mathsSaisie au clavier ou en LaTeXExercice 1 sur 7 · 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