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 2 · Modelos de séries temporais›Tópico 2.3·~55 minAvançado

VAR e causalidade de Granger

Posição no roteiroMódulo 2 de 3 · Tópico 3 de 5
2.3 VAR e causalidade de Granger
—Nota do lab— / 100XP total—Sequência—

Variáveis que se preveem mutuamente

Uma autorregressão vetorial, VAR, modela várias séries juntas. Cada variável é regredida nos valores passados de todas, então para duas séries xxx e yyy e uma defasagem, yt=c+A yt−1+uty_t=c+A\,y_{t-1}+u_tyt​=c+Ayt−1​+ut​ com yt=(xt,yt)⊤y_t=(x_t,y_t)^\topyt​=(xt​,yt​)⊤ e uma matriz AAA de 2×22\times22×2. Cada equação é ajustada por mínimos quadrados ordinários, e no statsmodels VAR(data).fit(p) faz todas de uma vez. O modelo é estável quando todos os autovalores de AAA ficam dentro do círculo unitário, o que significa que os choques se apagam em vez de explodir. As previsões saem por multiplicações repetidas. Para escolher a ordem ppp comparam-se critérios de informação como AIC e BIC, que premiam o ajuste e penalizam coeficientes extras.

A causalidade de Granger faz uma pergunta estreita: os valores passados de yyy ajudam a prever xxx depois de conhecidos os valores passados do próprio xxx? Ajusta-se a equação de xxx duas vezes, com as defasagens de yyy (irrestrita, soma dos quadrados dos resíduos RSSu\mathrm{RSS}_uRSSu​) e sem elas (restrita, RSSr\mathrm{RSS}_rRSSr​), e compara-se com uma estatística F. Um resultado significativo diz que yyy antecede xxx no tempo. Não prova que yyy causa xxx: uma terceira variável, ou investidores que antecipam, podem produzir o mesmo padrão.

yt=c+A1yt−1+⋯+Apyt−p+ut,F=(RSSr−RSSu)/qRSSu/(n−k),∣λi(A)∣<1y_t=c+A_1y_{t-1}+\cdots+A_py_{t-p}+u_t,\qquad F=\frac{(\mathrm{RSS}_r-\mathrm{RSS}_u)/q}{\mathrm{RSS}_u/(n-k)},\qquad |\lambda_i(A)|<1yt​=c+A1​yt−1​+⋯+Ap​yt−p​+ut​,F=RSSu​/(n−k)(RSSr​−RSSu​)/q​,∣λi​(A)∣<1(1)
Um VAR de duas variáveis à mãoSeja A=(0,50,20,10,6)A=\begin{pmatrix}0{,}5&0{,}2\\0{,}1&0{,}6\end{pmatrix}A=(0,50,1​0,20,6​) e comecemos em (x,y)=(1,2)(x,y)=(1,2)(x,y)=(1,2). Um passo à frente dá (0,5⋅1+0,2⋅2;  0,1⋅1+0,6⋅2)=(0,9;1,3)(0{,}5\cdot1+0{,}2\cdot2;\;0{,}1\cdot1+0{,}6\cdot2)=(0{,}9;1{,}3)(0,5⋅1+0,2⋅2;0,1⋅1+0,6⋅2)=(0,9;1,3) e dois passos (0,5⋅0,9+0,2⋅1,3;  0,1⋅0,9+0,6⋅1,3)=(0,71;0,87)(0{,}5\cdot0{,}9+0{,}2\cdot1{,}3;\;0{,}1\cdot0{,}9+0{,}6\cdot1{,}3)=(0{,}71;0{,}87)(0,5⋅0,9+0,2⋅1,3;0,1⋅0,9+0,6⋅1,3)=(0,71;0,87). O traço é 1,11{,}11,1 e o determinante 0,5⋅0,6−0,2⋅0,1=0,280{,}5\cdot0{,}6-0{,}2\cdot0{,}1=0{,}280,5⋅0,6−0,2⋅0,1=0,28, então os autovalores resolvem λ2−1,1λ+0,28=0\lambda^2-1{,}1\lambda+0{,}28=0λ2−1,1λ+0,28=0 e valem 0,70{,}70,7 e 0,40{,}40,4: ambos dentro do círculo unitário, o sistema é estável. Para o teste F, se retirar as defasagens de yyy eleva a soma dos quadrados de RSSu=10\mathrm{RSS}_u=10RSSu​=10 para RSSr=12\mathrm{RSS}_r=12RSSr​=12, com q=2q=2q=2 restrições e n−k=40n-k=40n−k=40, então F=(12−10)/210/40=4,0F=\frac{(12-10)/2}{10/40}=4{,}0F=10/40(12−10)/2​=4,0, acima do valor crítico de 5 % de 3,233{,}233,23.

Em dados mensais reais, 258258258 meses desde março de 2005, tome o retorno do SPY em percentual e o diferencial do Tesouro de 10 anos menos 2 anos. O AIC escolhe 333 defasagens e o BIC 111, e um VAR(2) é estável, com a raiz mais próxima em 1,021{,}021,02 porque o diferencial é muito persistente (suas próprias defasagens somam 0,980{,}980,98). O teste de Granger de se o diferencial ajuda a prever os retornos dá F=0,22F=0{,}22F=0,22 (p=0,81p=0{,}81p=0,81), e de se os retornos ajudam a prever o diferencial dá F=1,88F=1{,}88F=1,88 (p=0,15p=0{,}15p=0,15). Nenhuma direção é significativa: conhecer a inclinação da curva não acrescenta nada a uma previsão mensal do SPY.

Lab: o que é avaliado

  • Um passo à frente10 pts
  • Dois passos à frente15 pts
  • O maior autovalor15 pts
  • Uma estatística F de Granger15 pts
  • Contar coeficientes15 pts
  • Ler um teste de Granger10 pts
  • Prever não é causar20 pts
0/ 7 respondidas
Tarefas
1Resposta numérica10 ptsSem resposta

Com A=(0,50,20,10,6)A=\begin{pmatrix}0{,}5&0{,}2\\0{,}1&0{,}6\end{pmatrix}A=(0,50,1​0,20,6​) e valores atuais (x,y)=(1,2)(x,y)=(1,2)(x,y)=(1,2), quanto vale a previsão a um passo de xxx, 0,5x+0,2y0{,}5x+0{,}2y0,5x+0,2y?

h1=h1 =h1=aceito: ± 0.01
2Resposta numérica15 ptsSem resposta

A previsão a um passo é (0,9;1,3)(0{,}9;1{,}3)(0,9;1,3). Quanto vale a previsão a dois passos de yyy, 0,1⋅0,9+0,6⋅1,30{,}1\cdot0{,}9+0{,}6\cdot1{,}30,1⋅0,9+0,6⋅1,3? Dê duas casas decimais.

h2=h2 =h2=aceito: ± 0.01
3Resposta numérica15 ptsSem resposta

Os autovalores resolvem λ2−1,1λ+0,28=0\lambda^2-1{,}1\lambda+0{,}28=0λ2−1,1λ+0,28=0, com traço 1,11{,}11,1 e determinante 0,280{,}280,28. Qual é a maior raiz? Use 1,12−4⋅0,28=0,3\sqrt{1{,}1^2-4\cdot0{,}28}=0{,}31,12−4⋅0,28​=0,3 e dê uma casa decimal.

l=l =l=aceito: ± 0.01
4Resposta numérica15 ptsSem resposta

Retirar as defasagens de yyy eleva a soma dos quadrados dos resíduos de RSSu=10\mathrm{RSS}_u=10RSSu​=10 para RSSr=12\mathrm{RSS}_r=12RSSr​=12. Com q=2q=2q=2 restrições e n−k=40n-k=40n−k=40, quanto vale F=(RSSr−RSSu)/qRSSu/(n−k)F=\frac{(\mathrm{RSS}_r-\mathrm{RSS}_u)/q}{\mathrm{RSS}_u/(n-k)}F=RSSu​/(n−k)(RSSr​−RSSu​)/q​?

F=F =F=aceito: ± 0.05
5Resposta numérica15 ptsSem resposta

Um VAR(2) tem 333 variáveis. Cada uma de suas 333 equações tem uma constante mais 222 defasagens de cada uma das 333 variáveis. Quantos coeficientes o modelo inteiro tem?

n=n =n=aceito: ± 0.1
6Escolha10 ptsSem resposta

O teste de se o diferencial de rendimento causa no sentido de Granger os retornos mensais do SPY dá F = 0,22 com p = 0,81. O que ele diz?

7Explicar com palavras20 ptsSem resposta

Suponha que yyy cause xxx no sentido de Granger com um valor p muito pequeno. Em uma ou duas frases, explique por que isso ainda não prova que yyy move xxx.

Modo matemáticaEntrada por teclado ou LaTeXTarefa 1 de 7 · Ctrl ⏎ para verificar

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