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 statsmodels›Módulo 1 · A regressão e suas verificações›Tópico 1.7·~50 minIntermediário

Erros padrão de Newey–West à mão

Posição no roteiroMódulo 1 de 3 · Tópico 7 de 10
1.7 Erros padrão de Newey–West à mão
—Nota do lab— / 100XP total—Sequência—

Quando os erros lembram

Os erros padrão comuns supõem que cada erro é independente dos outros. Retornos sobrepostos quebram isso: o retorno de janeiro a março e o de fevereiro a abril compartilham dois meses, então seus erros andam juntos. Os coeficientes continuam bons, mas seus erros padrão clássicos ficam pequenos demais e as estatísticas t grandes demais. A covariância de Newey–West (HAC) corrige isso. Ela parte do «sanduíche» habitual (XᵀX)⁻¹ S (XᵀX)⁻¹ e monta o meio com os produtos xₜeₜ de cada linha e seu resíduo: S=Σₜeₜ²xₜxₜᵀ+ Σₖ₌₁^LwₖΣₜeₜeₜ₋ₖ (xₜxₜ₋ₖᵀ+ xₜ₋ₖxₜᵀ), em que os pesos de Bartlett wₖ=1-k/(L+1) reduzem as autocovariâncias antigas a zero e mantêm a matriz válida.

No statsmodels obtém-se a mesma matriz com sm.OLS(y, X).fit(cov_type='HAC', cov_kwds={'maxlags': L}), e res.tvalues passa a usar os erros padrão robustos. Escrevê-la uma vez à mão compensa: vê-se que com zero defasagens ela se reduz à covariância robusta à heterocedasticidade de White, que autocorrelação positiva torna a variância robusta maior que a clássica, e que a escolha das defasagens é um julgamento (uma regra comum é cerca do comprimento da sobreposição). Para os retornos de três meses do SPY, 256 observações sobrepostas de maio de 2005 a agosto de 2026 têm média de 2,78% e o t clássico é 6,10. Com Newey–West cai para 4,18 com 2 defasagens e para 3,65 com 6 defasagens: ainda significativo, mas a evidência é mais fraca do que o primeiro número sugeria.

  • Sobreposição significa memória: retornos sobrepostos têm erros autocorrelacionados, então a estatística t clássica superestima a evidência.
  • O sanduíche: Newey–West é (X'X)^-1 S (X'X)^-1 com S montada a partir de x_t e_t e autocovariâncias ponderadas de Bartlett.
  • Confira a biblioteca com a sua fórmula: quando uma matriz feita à mão iguala a da biblioteca, você entende o que a opção faz.

Lab: o que é avaliado

  • Retornos sobrepostos10 pts
  • A estatística t clássica10 pts
  • Pesos de Bartlett10 pts
  • Newey–West à mão25 pts
  • Estatísticas t HAC com statsmodels15 pts
  • O estudo do SPY30 pts
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