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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Roteiro de SciPy›Módulo 3 · Matrizes, sinais e estrutura›Tópico 3.2·~55 minIntermediário

Monte Carlo correlacionado com Cholesky e VaR

Posição no roteiroMódulo 3 de 3 · Tópico 2 de 10
3.2 Monte Carlo correlacionado com Cholesky e VaR
—Nota do lab— / 100XP total—Sequência—

Do ruído independente a ativos correlacionados

Um gerador de números aleatórios dá sorteios independentes. Os ativos são correlacionados, então simular uma carteira exige sorteios com a matriz de covariância certa Σ. A fatoração de Cholesky acha uma matriz triangular inferior L com LLᵀ=Σ; então, se z é um vetor de normais padrão independentes, Lz tem exatamente a covariância L I Lᵀ=Σ. No NumPy os sorteios chegam em linhas, então calcula-se z @ L.T para um array z de forma (n, d). scipy.linalg.cholesky(cov, lower=True) faz a fatoração e levanta um erro se a matriz não é definida positiva, o que é útil: é o alarme de que sua matriz de covariância tem um problema. Semeie o gerador com np.random.default_rng(seed) e o experimento é repetível.

Com o simulador calculam-se números de risco. O retorno simulado da carteira em cada sorteio é draws @ w, e o valor em risco de um dia no nível α é menos o quantil α desses retornos (np.quantile). Para sorteios normais deve concordar com a fórmula variância–covariância -(wᵀμ+z_α√(wᵀΣw)), e com doze ativos concorda: 2,07% por simulação e 2,08% pela fórmula, contra 2,33% pela história, porque os retornos reais têm caudas mais gordas que qualquer modelo normal. Matrizes de covariância estimadas também podem falhar: se a correlação de dois ativos for fixada num impossível 1,2, o menor autovalor fica negativo (cerca de -6×10⁻⁵) e o Cholesky recusa a matriz. O reparo padrão usa scipy.linalg.eigh: subir ao piso todo autovalor abaixo de um piso pequeno, reconstruir a matriz e simetrizá-la. O resultado é definido positivo e difere do original em apenas cerca de 3×10⁻⁵.

  • Cholesky transforma ruído em correlação: z @ L.T tem covariância cov quando cov = L @ L.T.
  • Simulação e fórmula devem concordar para sorteios normais: a diferença para a história é o custo das caudas gordas.
  • Uma fatoração que falha é informação: repare uma matriz não definida positiva elevando seus autovalores pequenos ou negativos.

Lab: o que é avaliado

  • O fator de Cholesky10 pts
  • Sorteios correlacionados20 pts
  • Valor em risco Monte Carlo25 pts
  • O valor em risco paramétrico15 pts
  • Reparar uma matriz de covariância15 pts
  • O estudo dos doze ativos15 pts
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