Apéndice A · Formulario de referencia rápida
Todas las fórmulas del curso, contrastadas con la literatura primaria, en una sola referencia.
Cómo usar este formulario. Este apéndice condensa en dos tablas densas —una por área— todas las fórmulas operativas del curso, con la notación exacta de los módulos 7 a 9. Cada fila da el concepto, la fórmula, los símbolos que conviene fijar antes de calcular y la precaución de uso; las fórmulas más consultadas aparecen además en bloque, fuera de la tabla, para copiarlas de un vistazo. Convenciones globales: pérdidas positivas salvo indicación; \(r_t\) = rendimiento logarítmico; \(\alpha\) = nivel de cola (0,01 para VaR 99 %); \(z_\alpha = \Phi^{-1}(1-\alpha)\); \(\varphi, \Phi\) = densidad y CDF de la normal estándar; \(w\) = pesos, \(\Sigma\) = covarianzas, \(\mathbf{1}\) = vector de unos. Y la regla de oro del curso: ninguna fórmula la ejecuta el LLM — el agente LangChain orquesta, explica y alerta; el número lo produce siempre una herramienta determinista.
13.1 Riesgo y desempeño
13.1.1 Tabla-formulario: VaR delta-normal/histórico/Monte Carlo, ES/CVaR (Rockafellar-Uryasev), volatilidad realizada, EWMA λ=0,94, GARCH(1,1), MDD, Sharpe/Sortino/Omega/Calmar/Sterling/Ulcer, beta, TE/IR + ley de Grinold, skew/kurtosis, Cornish-Fisher, Component/Marginal VaR (Euler), Kupiec/Christoffersen LR, PSR/DSR
Fórmulas destacadas para consulta rápida:
Tabla A.1 — Formulario de riesgo y desempeño: fórmula, símbolos clave y precauciones de uso
| Concepto | Fórmula | Símbolos clave | Uso/precaución |
|---|---|---|---|
| VaR delta-normal (cartera) | \(\mathrm{VaR}_{\alpha} = V\,z_{\alpha}\sqrt{w^{\top}\Sigma w}\); activo único: ver bloque | \(V\) valor, \(w\) pesos, \(\mu,\sigma\) diarios | Rápido y agregable; falla con colas gordas, asimetría y no-linealidades (opciones); la regla \(\sqrt{h}\) exige i.i.d. |
| VaR histórico (HS) | \(\mathrm{VaR}_{\alpha}^{\mathrm{HS}} = L_{(\lceil T(1-\alpha) \rceil)}\) | \(L_{(k)}\) = \(k\)-ésima peor pérdida de \(T\) P&L revaluados | Sin supuestos distribucionales; a 99 % con \(T=250\) solo ~2,5 obs. de cola; lento ante cambios de régimen |
| VaR Monte Carlo / FHS | \(\mathrm{VaR}_{\alpha}^{\mathrm{MC}} = \hat{F}^{-1}_{L,N}(1-\alpha)\) | \(\hat{F}_{L,N}\) = CDF empírica de \(N\) pérdidas simuladas | El riesgo se traslada al generador; FHS: remuestrear residuos \(z_t = r_t/\sigma_t\) de un GARCH; el MC gaussiano subestima colas |
| ES / CVaR | Ver bloque; empírico: media de las \(\lfloor T\alpha \rfloor\) peores pérdidas | \(\alpha\) cola; \(p=1-\alpha\) confianza | Coherente y subaditivo (el VaR no); FRTB: ES 97,5 % \(= 2{,}338\sigma \approx\) VaR 99 % \(= 2{,}326\sigma\) bajo normalidad |
| Rockafellar–Uryasev | \(\widehat{\mathrm{CVaR}}_{\beta} = \min_{c}\left\{ c + \frac{1}{1-\beta}\cdot\frac{1}{T}\sum_{t=1}^{T}(L_t - c)_{+} \right\}\) | \(c\) ≈ VaR; \((\cdot)_{+}\) parte positiva | Convierte la optimización CVaR en programación lineal (ideal con cvxpy) |
| Volatilidad realizada | \(RV_t = \sum_{i=1}^{M} r_{t,i}^{2}\), \(\mathrm{RVol}_t = \sqrt{RV_t}\) | \(M\) obs. intradía equiespaciadas | Estimador consistente de la variación cuadrática; con ruido de microestructura, muestrear a ~5 min |
| EWMA (RiskMetrics) | Ver bloque; forma expandida \(\sigma_t^2 = (1-\lambda)\sum_{i\ge1}\lambda^{i-1}r_{t-i}^2\) | \(\lambda=0{,}94\) diario, \(0{,}97\) mensual | Memoria efectiva \(\approx 1/(1-\lambda)\approx 17\) días; IGARCH sin reversión a la media |
| GARCH(1,1) | Ver bloque; largo plazo \(\bar\sigma^2 = \omega/(1-\alpha-\beta)\); predicción \(\mathbb{E}_t[\sigma_{t+k}^2] = \bar\sigma^2 + (\alpha+\beta)^{k-1}(\sigma_{t+1}^2-\bar\sigma^2)\) | \(\omega>0\), \(\alpha,\beta\ge0\), persistencia \(\alpha+\beta\) | Exige \(\alpha+\beta<1\) para estacionariedad; EWMA es el caso límite \(\omega=0\), \(\alpha+\beta=1\) |
| Drawdown máximo | \(\mathrm{MDD}_T = \min_{0\le t\le T}\frac{V_t - \overline{V}_t}{\overline{V}_t}\) | \(\overline{V}_t = \max_{s\le t}V_s\) (high-water mark) | Recuperación asimétrica: \(g = d/(1-d)\) (−50 % ⇒ +100 %); muy sensible a la ventana |
| Sharpe | Ver bloque | \(R_f\) libre de riesgo, \(\sigma_p\) del exceso | Anualizar con \(\sqrt{252}\) solo bajo i.i.d.; con autocorrelación puede inflarse hasta 65 % (Lo 2002) (Alpha Vantage) |
| Sortino | \(\mathrm{Sortino} = \frac{R_p - \tau}{\sigma_d}\), \(\sigma_d = \sqrt{\frac{1}{N}\sum_{i=1}^{N}\min(R_i-\tau,\,0)^2}\) | \(\tau\) = MAR (0 o \(R_f\)) | Penaliza solo volatilidad a la baja; sensible a la elección de \(\tau\) |
| Omega | \(\Omega(\theta) = \frac{\mathbb{E}[(R-\theta)^{+}]}{\mathbb{E}[(\theta-R)^{+}]}\) | \(\theta\) umbral; \((x)^{+}=\max(x,0)\) | Usa toda la distribución sin supuestos de momentos; sanity check: \(\Omega(\bar R)=1\) |
| Calmar | \(\mathrm{Calmar} = \mathrm{CAGR}/\lvert\mathrm{MDD}\rvert\) | Ventana típica: 36 meses | Un track record sin crisis lo infla artificialmente; variante MAR sobre todo el historial |
| Sterling | \(\mathrm{Sterling} = \frac{APR}{ALD + 10\%}\) | \(APR\) retorno anual, \(ALD\) media de máx. DD anuales | Convención \(\pm 10\%\) ambigua en la literatura: declarar la usada (Alpha Vantage) ; variante moderna: \((\mathrm{CAGR}-R_f)/\overline{\mathrm{MDD}}\) |
| Ulcer Index | \(R_i = 100\times\frac{P_i - \max_{j\le i}P_j}{\max_{j\le i}P_j}\), \(UI = \sqrt{\frac{1}{N}\sum_{i=1}^{N}R_i^2}\) | Drawdown % desde el pico previo | Penaliza profundidad y duración; UPI \(= (R_p - R_f)/UI\) |
| Beta | \(\beta_i = \frac{\mathrm{Cov}(R_i,R_m)}{\mathrm{Var}(R_m)} = \rho_{i,m}\,\frac{\sigma_i}{\sigma_m}\) | Pendiente de la regresión contra el mercado | Muy sensible a ventana, benchmark y frecuencia de datos |
| TE / IR + Grinold | \(TE = \sigma(R_p - R_b)\), \(IR = \frac{\mathbb{E}[R_p - R_b]}{TE}\), \(IR \approx IC\sqrt{BR}\) | \(IC\) coef. de información, \(BR\) amplitud | La ley de Grinold supone previsiones independientes; las restricciones reducen el IR alcanzable |
| Skew / kurtosis | \(\hat{S} = \hat\mu_3/\hat\sigma^3\), \(\hat{K} = \hat\mu_4/\hat\sigma^4\), \(K_{\mathrm{exceso}} = \hat K - 3\) | 3.er y 4.º momentos estandarizados | Equity típico: \(S<0\) y \(K_{\mathrm{exceso}}>0\) — el motivo directo de que el VaR normal subestime |
| Cornish–Fisher | Ver bloque; \(\mathrm{VaR}_{\mathrm{mod}} = V\left[z_{CF}\,\sigma\sqrt{h} - \mu h\right]\) | \(S\), \(K_{\mathrm{exceso}}\) muestrales | VaR no-gaussiano barato; inválido si \(\lvert S\rvert\gtrsim 2\) o \(K\gtrsim 6\) (cuantiles no monótonos): verificar antes de reportar |
| Marginal / Component VaR (Euler) | \(\mathrm{MVaR}_i = z_\alpha\,\frac{(\Sigma x)_i}{\sigma_p}\), \(\mathrm{CVaR}_i = x_i\,\mathrm{MVaR}_i = \mathrm{VaR}_i\,\rho_{i,p}\) | \(x_i\) posición monetaria, \(\rho_{i,p}\) correlación con la cartera | Agregación exacta: \(\sum_i \mathrm{CVaR}_i = \mathrm{VaR}_p\); base matemática de la VaR attribution narrativa |
| Kupiec POF | Ver bloque | \(N\) excepciones en \(T\) días, \(p\) tasa nominal | Solo frecuencia incondicional; potencia baja con \(T\) pequeño (250 días ⇒ ~12,5 excepciones esperadas al 95 %) |
| Christoffersen | \(LR_{cc} = LR_{uc} + LR_{ind} \sim \chi^2_2\) | \(\hat\pi_{01} = \frac{n_{01}}{n_{00}+n_{01}}\), \(\hat\pi_{11} = \frac{n_{11}}{n_{10}+n_{11}}\) | Detecta clusters de excepciones (independencia); exigido en marcos Basel de modelos internos |
| PSR / DSR | Ver bloque; \(\widehat{DSR} = \widehat{PSR}(SR_0)\) | \(\hat\gamma_3,\hat\gamma_4\) muestrales; \(\gamma_{EM}\approx 0{,}5772\); \(N\) trials | Regla operativa: exigir DSR > 0,95 (PyPI) ; un Sharpe de backtest sin \(N\) de trials declarado no es evidencia |
Notas de uso — riesgo y desempeño. Cuándo falla cada fórmula: el VaR delta-normal subestima sistemáticamente el riesgo con colas gordas y asimetría negativa (\(S<0\), \(K_{\mathrm{exceso}}>0\) en equity) y no captura las no-linealidades de derivados; el histórico depende de una única trayectoria y a 99 % con 250 días solo tiene ~2,5 observaciones de cola; Monte Carlo traslada el riesgo al generador estocástico — la evidencia comparada muestra que el MC gaussiano subestima las colas frente a la simulación histórica filtrada. La regla \(\sqrt{h}\) y la anualización del Sharpe con \(\sqrt{252}\) solo son válidas bajo rendimientos i.i.d.: con autocorrelación serial, Lo (2002) documenta Sharpe anualizados sobreestimados hasta un 65 % (Alpha Vantage) . Convenciones fijas del curso: \(\lambda=0{,}94\) diario (0,97 mensual; memoria efectiva ≈ 17 días), según el RiskMetrics Technical Document (Godel Discount) ; EWMA no revierte a la media — si se necesita reversión, usar GARCH(1,1) con \(\alpha+\beta<1\). Sterling es la fórmula peor estandarizada de la literatura: la versión original suma 10 % al denominador, pero circulan variantes con \(-10\%\) o con \(R_f\); declarar siempre la convención usada (tolerancia ±10 %) (Alpha Vantage) . Cornish-Fisher deja de ser monótona con \(\lvert S\rvert\gtrsim 2\) o \(K\gtrsim 6\): verificar la monotonía de \(z_{CF}\) en \(\alpha\) antes de reportar. Kupiec tiene poca potencia con \(T\) pequeño y no detecta agrupamiento temporal — por eso se complementa con Christoffersen. Calmar y MDD dependen de la ventana: un historial sin crisis los infla. Y ningún Sharpe de backtest es evidencia sin DSR > 0,95 tras declarar los \(N\) trials (PyPI) .
13.2 Carteras y ejecución
13.2.1 Tabla-formulario: Markowitz MVO + GMV + tangente, CAPM, FF3/FF5, Black-Litterman (π=δΣw, posterior, Idzorek ω), Kelly (discreto/continuo/fraccionado), ERC (Spinu), Ledoit-Wolf δ*, HRP, Almgren-Chriss (trayectoria, κ, E(X), V(X)), square-root law, z-score cross-sectional de señal
Fórmulas destacadas para consulta rápida:
Tabla A.2 — Formulario de carteras y ejecución: fórmula, símbolos clave y precauciones de uso
| Concepto | Fórmula | Símbolos clave | Uso/precaución |
|---|---|---|---|
| MVO (Markowitz) | \(\min_w w^{\top}\Sigma w\) s.a. \(w^{\top}\mu = \bar\mu\), \(w^{\top}\mathbf{1} = 1\); dual: \(\mathbf{w}^{*} = \frac{1}{\lambda}\Sigma^{-1}\mu\) | \(\lambda\) aversión al riesgo | "Maximizador de error" (Michaud): errores en \(\mu\) pesan ~11× los de varianzas; nunca con \(\Sigma\) muestral cruda |
| GMV | Ver bloque; \(\sigma_{\mathrm{GMV}}^2 = 1/(\mathbf{1}^{\top}\Sigma^{-1}\mathbf{1})\) | No usa \(\mu\) | La más robusta fuera de muestra; long-only + cotas = shrinkage implícito (Jagannathan–Ma) |
| Tangente (máx. Sharpe) | Ver bloque; \(SR_{\mathrm{tan}} = \sqrt{(\mu - r_f\mathbf{1})^{\top}\Sigma^{-1}(\mu - r_f\mathbf{1})}\) | Con \(r_f\); punto de tangencia de la CML | Sensibleísima a \(\hat\mu\); Kelly multivariado = tangente sin normalizar (\(\lambda=1\)) |
| CAPM | \(\mathbb{E}[R_i] = r_f + \beta_i\big(\mathbb{E}[R_m] - r_f\big)\) | \(\beta_i\) de la fila anterior; equilibrio | Base del prior de Black-Litterman; SML: activos por encima, infravalorados |
| FF3 / FF5 | \(R_{i,t} - r_{f,t} = \alpha_i + \beta_M MKT_t + \beta_{SMB}SMB_t + \beta_{HML}HML_t\,(+\beta_{RMW}RMW_t + \beta_{CMA}CMA_t) + \varepsilon_{i,t}\) | Factores tamaño, valor (+ rentabilidad, inversión) | Atribución factorial del alpha; Carhart añade \(WML\) (momentum); datos: Ken French Data Library |
| Black-Litterman | Ver bloque; Idzorek: \(\omega_k = \tau\,\mathbf{p}_k\,\Sigma\,\mathbf{p}_k^{\top}\); \(\Sigma_{BL} = \Sigma + M\) | \(\delta\approx 2{,}5\!-\!3{,}5\); \(\tau\) escala del prior; \(P,\mathbf{q},\Omega\) vistas | \(\tau \in [0{,}025,\ 0{,}05]\) o \(\tau = 1/T\) (Github) ; las vistas son el punto de entrada auditable de señales (incl. LLM) |
| Kelly discreto | Ver bloque | \(b\) odds netos, \(p\) prob. de ganar, \(q=1-p\) | Fracción de capital óptima en crecimiento; a pleno Kelly los drawdowns son intolerables |
| Kelly continuo / multivariado | Ver bloque | Maximiza \(\mathbb{E}[\ln W]\) (utilidad log) | \(\mathbf{f}^{*} = \Sigma^{-1}(\mu - r_f\mathbf{1})\) coincide con la tangente sin normalizar |
| Kelly fraccionado | \(\hat f = c\cdot f^{*}\), \(c\in(0,1)\) | \(c = 1/2\) o \(1/4\) en práctica | 1/2-Kelly ≈ 75 % del crecimiento con ~50 % de la volatilidad (Github) ; protege contra edge sobreestimado |
| ERC (risk parity, Spinu) | Ver bloque; \(\mathbf{w}_{ERC} = \arg\min \sum_{i,j}\big(w_i(\Sigma w)_i - w_j(\Sigma w)_j\big)^2\) s.a. \(w^{\top}\mathbf{1}=1\), \(w_i\ge0\) | \(RC_i\) contribución al riesgo | Sin solución cerrada general; queda entre \(1/N\) y GMV en el espectro diversificación-riesgo |
| Ledoit–Wolf | \(\widehat{\Sigma}_{LW} = \delta^{*}F + (1-\delta^{*})S\), \(\delta^{*} = \frac{\sum_{i\ne j}\widehat{\mathrm{Var}}(s_{ij})}{\sum_{i\ne j}(s_{ij}-f_{ij})^2}\) | \(S\) muestral; \(F\) objetivo (correlación cte. o \(\frac{\mathrm{Tr}(S)}{n}I\)) | \(\delta^{*}\) cerrado, sin parámetros libres; estándar obligado antes de invertir \(\Sigma\) con 10+ activos |
| HRP | \(d_{ij} = \sqrt{\tfrac{1}{2}(1-\rho_{ij})}\); reparto \(\alpha_1 = 1 - \frac{V_1}{V_1+V_2}\), \(\alpha_2 = 1-\alpha_1\) | Clustering + seriation + bisección recursiva; \(V_c\) varianza intra-cluster | Diversifica sin invertir \(\Sigma\): robusto al mal condicionamiento |
| Almgren–Chriss | Ver bloque; \(E(x) = \tfrac{1}{2}\gamma X^2 + \varepsilon\sum_j\lvert n_j\rvert + \frac{\tilde\eta}{\tau}\sum_j n_j^2\), \(\tilde\eta = \eta - \tfrac{1}{2}\gamma\tau\); \(V(x) = \sigma^2\tau\sum_j x_j^2\) | \(\gamma\) impacto permanente, \(\eta\) temporal, \(\lambda\) aversión, \(\tau=T/N\) | \(\kappa T\ll1\) ⇒ ≈TWAP; \(\kappa T\gg1\) ⇒ front-loaded con vida media \(1/\kappa\); la naive (\(\lambda=0\)) nunca es óptima (Blockchain News) |
| Square-root law | Ver bloque; práctico: \(C_{\mathrm{impacto}} \approx 0{,}1\times\text{spread} + Y\sigma_D\sqrt{Q/V_D}\) | \(Q\) metaorden, \(V_D\) volumen diario, \(\sigma_D\) vol. diaria | Cóncava en \(Q\): define la capacidad de la estrategia; Almgren et al. proponen exponente 3/5 en bloques (🦜️🔗 LangChain) |
| Z-score cross-sectional | \(z_{i,t} = \dfrac{s_{i,t} - \bar{s}_t}{\sigma_t(s)}\) | \(s\) señal (p. ej. score LLM), media y desviación por fecha \(t\) | Winsorizar antes de estandarizar; base del ranking long-short y de pesos \(\propto z\); tratar la masa puntual en "neutral" |
Notas de uso — carteras y ejecución. El eslabón débil del MVO no es el QP sino \(\mu\): los errores en medias pesan ~11× los de varianzas (Chopra–Ziemba) y el optimizador los maximiza sistemáticamente (Michaud); por eso GMV, ERC y HRP —que no usan \(\mu\) o no invierten \(\Sigma\)— suelen ganar fuera de muestra, y las restricciones long-only con cotas actúan como shrinkage implícito (Jagannathan–Ma). En producción, nunca alimentar la \(\Sigma\) muestral cruda: Ledoit–Wolf con \(\delta^{*}\) cerrado es el estándar antes de cualquier \(\Sigma^{-1}\). En Black-Litterman, \(\tau\) escala la confianza en el prior de equilibrio: práctica institucional \(\tau\in[0{,}025,\ 0{,}05]\) o \(\tau = 1/T\), con \(\Omega\) calibrada por Idzorek (Github) ; las vistas \((P,\mathbf{q},\Omega)\) son el punto de entrada auditable de señales, incluidas las generadas por LLM. Kelly pleno maximiza el crecimiento pero con drawdowns intolerables: en práctica se opera fraccionado a 1/4–1/2 — media Kelly retiene ≈ 75 % del crecimiento con ~50 % de la volatilidad (Github) . En ejecución: \(\kappa T\ll1\) reproduce el TWAP; \(\kappa T\gg1\) liquida front-loaded con vida media \(1/\kappa\), y la estrategia naive (\(\lambda=0\)) nunca es óptima para un trader averso al riesgo (Blockchain News) . La square-root law es cóncava en \(Q\) — "cuesta ~1 día de volatilidad mover 1 día de volumen" (🦜️🔗 LangChain) : liquidar \(X = 1{,}000{,}000\) acciones con \(Q/V_D = 0{,}25\), \(\sigma_D = 2\%\) e \(Y=0{,}6\) cuesta \(\approx 0{,}6\times2\%\times0{,}5 = 60\) pb. El z-score cross-sectional exige winsorizar la señal por fecha antes de rankear; con señales LLM, tratar explícitamente la masa puntual en la clase neutral.
Apéndice A de 3 — LangChain para Trading Cuantitativo. Datos y versiones verificados a julio de 2026; precios y cifras de mercado sujetos a cambio. LangChain 1.3.14 / langchain-core 1.5.2.