Διάγραμμα 1: Χρονοςειρά Johnson

Transcript

1 Εμπειρικό παράδειγμα υποδείγματος ARIMA Στθν ενότθτα αυτι εφαρμόηεται θ μεκοδολογία των Box-Jenkins για τθ μελζτθ τθσ ςειράσ Jonhson για τθν περίοδο 1961:1-1980:4. Στο παρακάτω διάγραμμα παρουςιάηονται οι τιμζσ τθσ ςειράσ ςτο χρόνο. Βαςικό χαρακτθριςτικό τθσ ςειράσ είναι θ ανοδικι τάςθ, αλλά και θ αυξανόμενθ διακφμανςθ τθσ ςειράσ ςτο χρόνο, κυρίωσ ςτο διάςτθμα Διάγραμμα 1: Χρονοςειρά Johnson Πριν από τθν ανάλυςθ τθσ χρονολογικισ ςειράσ είναι αναγκαίοσ ο ζλεγχοσ ςταςιμότθτάσ τθσ. Σε μια ςτάςιμθ ςτοχαςτικι διαδικαςία (πχ χρονολογικι ςειρά), οι επιδράςεισ μιασ τυχαίασ διαταραχισ φκίνουν ςταδιακά με το πζραςμα του χρόνου, ενϊ ςε μία μθ ςτάςιμθ διαδικαςία, μια τυχαία διαταραχι επιφζρει μόνιμεσ επιδράςεισ ςτισ τιμζσ τθσ ςειράσ ςτο χρόνο, με αποτζλεςμα να μθν μπορεί να προβλεφκεί με ακρίβεια. Ο ζλεγχοσ ςταςιμότθτασ ζχει ωσ αρχικι υπόκεςθ Η 0 τθν υπόκεςθ φπαρξθσ μοναδιαίασ ρίηασ (μθ ςταςιμότθτασ), ζναντι τθσ εναλλακτικισ Η 1 περί ςτάςιμθσ χρονολογικισ ςειράσ. Από τα αποτελζςματα του ελζγχου ςταςιμότθτασ τθσ ςειράσ Johnson (J) παρατθροφμε ότι ςε επίπεδο ςτατιςτικισ ςθμαντικότθτασ α=0.05 δεν απορρίπτουμε τθν μθδενικι υπόκεςθ (p-value=1.00) και επομζνωσ θ ςειρά δεν είναι ςταςιμθ (Πίνακασ 1). Η φπαρξθ μοναδιαίασ ρίηασ (μθ ςταςιμότθτα) οφείλεται ςτο γεγονόσ ότι θ ςειρά παρουςιάηει ανοδικι τάςθ με αυξανόμενθ ςτο χρόνο διακφμανςθ. Για το λόγο αυτό είναι χριςιμο να μεταςχθματίςουμε τθν αρχικι μασ ςειρά χρθςιμοποιϊντασ λογαρικμικό μεταςχθματιςμό. Στο παρακάτω διαγραμμα

2 παρουςιάηεται θ μεταςχθματιςμζνθ χρονοςειρά του λογαρίκμου τθσ Johnson (LJ). Παρατθροφμε ότι θ ςειρά φαίνεται να παρουςιάηει ανοδικι τάςθ αλλά με ςχετικά ςτακερζσ αποκλίςεισ γφρω από τθν τάςθ αυτι. Πίνακασ 1: Ζλεγχοσ Σταςιμότθτασ τθσ χρονοςειράσ Johnson Null Hypohesis: J has a uni roo Exogenous: Consan, Linear Trend Lag Lengh: 3 (Auomaic based on SIC, MAXLAG=11) -Saisic Prob.* Augmened Dickey-Fuller es saisic Tes criical values: 1% level % level % level *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Διάγραμμα 2: Χρονοςειρά λογαρίκμου τθσ Johnson Ο ζλεγχοσ ςταςιμότθτασ τθσ μεταςχθματιςμζνθσ ςειράσ LJ (Πίνακασ 2) δείχνει ότι δεν απορρίπτουμε τθ μθδενικι υπόκεςθ (p-value=0.9311) και επομζνωσ θ ςειρά δεν είναι ςταςιμθ. Επομζνωσ είναι απαραίτθτο να χρθςιμοποιιςουμε τισ πρϊτεσ διαφορζσ του λογαρικμου τθσ Johnson προκείμζνου να δθμιουργιςουμε μια ςταςιμι ςειρά κατάλλθλθ για ανάλυςθ με τθ χριςθ τθσ διαδικαςίασ Box-Jenkins και των υποδειγμάτων ARMA.

3 Πίνακασ 2: Ζλεγχοσ Σταςιμότθτασ τθσ χρονοςειράσ LJ Null Hypohesis: LJ has a uni roo Exogenous: Consan Lag Lengh: 3 (Auomaic based on SIC, MAXLAG=11) -Saisic Prob.* Augmened Dickey-Fuller es saisic Tes criical values: 1% level % level % level *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Στο παρακάτω διάγραμμα (Διαγραμμα 3) παρουςιάηεται θ ςειρά των πρϊτων διαφορϊν του λογαρίκμου των τιμϊν τθσ Johnson (DLJ) ςτο χρόνο. Παρατθροφμε ότι λόγω των πρϊτων διαφορϊν θ ςειρά κινείται γφρω από το μθδζν με ςχετικά ςτακερζσ αποκλίςεισ. Ο ζλεγχοσ ςταςιμότθτασ που παρουςιάηεται ςτον Πίνακα 3 δείχνει ότι θ ςειρά DLJ είναι ςταςιμθ, αφοφ απορρίπτουμε τθν μθδενικι υπόκεςθ τθσ μθ ςταςιμότθτασ (p-value=0.0001). Επομζνωσ, μποροφμε να αναλφςουμε τθν ςειρά των πρϊτων διαφορϊν του λογαρίκμου τθσ Johnson με ARMA υποδείγματα, εφαρμόηοντασ τθν διαδικαςία Box-Jenkins. Διάγραμμα 3: Χρονοςειρά των πρϊτων διαφορϊν του λογαρίκμου τθσ Johnson

4 Πίνακασ 3: Ζλεγχοσ Σταςιμότθτασ τθσ χρονοςειράσ DLJ Null Hypohesis: DLJ has a uni roo Exogenous: Consan Lag Lengh: 2 (Auomaic based on SIC, MAXLAG=11) -Saisic Prob.* Augmened Dickey-Fuller es saisic Tes criical values: 1% level % level % level *MacKinnon (1996) one-sided p-values. Το πρϊτο ςτάδιο τθσ διαδικαςίασ Box-Jenkins αφορά τθν ταυτοποίθςθ του υποδείγματοσ που προςαρμόηεται καλφτερα ςτθ ςειρά των πρϊτων διαφορϊν των λογαρικμικϊν τιμϊν τθσ Johnson (DLJ). Η ταυτοποίθςθ πραγματοποιείται με τθ μελζτθ των διαγραμμάτων τθσ ςυνάρτθςθσ αυτοςυςχζτιςθσ και μερικισ αυτοςυςχζτιςθσ. Εάν υπάρχει κάποια μορφισ εξάρτθςθ ςτθ χρονοςειρά μποροφμε να χρθςιμοποιιςουμε ζνα υπόδειγμα ARMA για τθν ανάλυςι τθσ. Συχνά οι χρθματοοικονομικζσ χρονοςειρζσ υποδειγματοποιοφνται μζςω ενόσ μικτοφ υποδείγματοσ που είναι ςυνδυαςμόσ μιασ αυτοπαλίνδρομθσ ςυνιςτϊςασ (ΑR) και ενόσ κινθτοφ μζςου όρου (MA). Aυτοπαλινδρομο υπόδειγμα βακμοφ p [AR(p)] χρθςιμοποιοφμε αν θ μερικι αυτοςυςχζτιςθ μθδενίηεται μετά από τθν p υςτζρθςθ και θ απλι ςυςχζτιςθ φκίνει γεωμετρικά. Υπόδειγμα κινθτϊν μζςων βακμοφ q [MA(q)] χρθςιμοποιοφμε αν θ αυτοςυςχζτιςθ μθδενίηεται μετά από τθν q υςτζρθςθ και θ μερικι αυτοςυςχζτιςθ φκίνει γεωμετρικά. Αν και οι δφο αυτοςυςχετίςεισ προςεγγίηουν το μθδζν χωρίσ κάποιο από τα προαναφερκζντα ςχιματα τότε μποροφμε να χρθςιμοποιιςουμε τον ςυνδυαςμό τουσ, δθλαδι υπόδειγμα ARMA Οι ςυντελεςτζσ αυτοςυςχζτιςθσ ρκ ςε χρονικι υςτζριςθ κ μασ δείχνουν ποια είναι θ ςυςχζτιςθ των παρατθριςεων τθσ ςειράσ που απζχουν κ περιόδουσ. Παίρνουν τιμζσ

5 μεταξφ -1 και 1, και μασ δείχνουν τθν εξάρτθςθ που υπάρχει μεταξφ των τιμϊν τθσ ςειράσ. Συγκεκριμζνα, Αν ρκ =0, δεν υπάρχει ςυςχζτιςθ Αν ρκ -> 1, υπάρχει κετικι ςυςχζτιςθ Αν ρκ -> -1, υπάρχει αρνθτικι ςυςχζτιςθ. Η ςτατιςτικι ςυνάρτθςθ Q χρθςιμοποιείται για τον ζλεγχο τθσ ςυνδυαςτικισ υπόκεςθσ ότι όλοι οι ςυντελεςτζσ αυτοςυςχζτιςθσ μεχρι και τθν υςτζρθςθ m είναι μθδζν και ορίηεται ωσ εξισ: Αν θ τιμι τθσ ςτατιςτικισ ςυνάρτθςθσ είναι μεγαλφτερθ από τθν κριςιμθ τιμι απορρίπτουμε τθν μθδενικι υπόκεςθ ότι όλοι οι ςυντελεςτζσ αυτοςυςχζτιςθσ είναι μθδζν. Q N m k1 2 k Με βάςθ τθ κεωρία που αναπτφξαμε παραπάνω και το διάγραμμα αυτοςυςχετίςεων που ακολουκεί (Διαγραμμα 4) παρατθροφμε ότι υπάρχει ςτατιςτικά ςθμαντικι αυτοςυςχζτιςθ ςε χρονικι υςτζριςθ ζνα (lag 1), το οποίο ςθμαίνει ότι μποροφμε να χρθςιμοποιιςουμε ζνα υπόδειγμα ΜΑ(1) για τθν ανάλυςθ τθσ ςειράσ DLJ. Αξίηει να ςθμειωκεί ότι υπάρχουν και ςε άλλεσ χρονικζσ υςτερίςεισ ςθμαντικζσ αυτοςυςχετίςεισ αλλά επιλζγουμε ζνα ΜΑ(1) υπόδειγμα λόγω τθσ ςθμαντικισ αυτοςυςχζτιςθσ ςε χρονικι υςτζριςθ ζνα.

6 Διάγραμμα 4: Διαγραμμα αυτοςυςχετίςεων και μερικϊν αυτοςυςχετίςεων των πρϊτων διαφορϊν του λογαρίκμου τθσ Johnson (DLJ) Auocorrelaion Parial Correlaion AC PAC Q-Sa Prob ****. **** ** ***. ***** *****. ** ***.. * * ** ****. * ** * ** *** ** * * ** * * * ** * *.. * * **. * * *..* **. * *.. * * * *. ** *

7 Το δζυτερο ςτάδιο τθσ διαδικαςίασ Box-Jenkins αφορά τθν εκτίμθςθ του υποδείγματοσ MA(1) με τθ μζκοδο ελαχίςτων τετραγϊνων (LS). Στον Πίνακα 4 παρουςιάηονται οι εκτιμιςεισ του υποδείγματοσ MA(1). Στθν πρϊτθ ςτιλθ του πίνακα περιγράφονται οι μεταβλθτζσ του υποδείγματοσ. Στθ δεφτερθ ςτιλθ δίνεται θ εκτίμθςθ των παραμζτρων του υποδείγματοσ (Coefficien), ενϊ ςτθν τρίτθ το τυπικό ςφάλμα (Sd. Error) των παραμζτρων. Πίνακασ 4: Εκτίμθςθ του υποδείγματοσ ΜΑ(1) τθσ ςειράσ DLJ Dependen Variable: DLJ Mehod: Leas Squares Sample (adjused): 1960Q2 1980Q4 Included observaions: 83 afer adjusmens Convergence achieved afer 8 ieraions MA Backcas: 1960Q1 Variable Coefficien Sd. Error -Saisic Prob. C MA(1) R-squared Mean dependen var Adjused R-squared S.D. dependen var S.E. of regression Akaike info crierion Sum squared resid Schwarz crierion Log likelihood Hannan-Quinn crier F-saisic Durbin-Wason sa Prob(F-saisic) Invered MA Roos.85 Διαιρϊντασ τθν εκτίμθςθ του ςυντελεςτι με το τυπικό του ςφάλμα λαμβάνουμε τθν τιμι τθσ ςτατιςτικισ που δίνεται ςτθν τζταρτθ ςτιλθ του πίνακα (-saisic = coefficien/sd.error). Οι τιμζσ τθσ ςυνάρτθςθσ χρθςιμεφουν ςτον ζλεγχο τθσ ςτατιςτικισ ςθμαντικότθτασ των ςυντελεςτϊν του υποδείγματοσ, δθλαδι ςτο κατά πόςο θ αλθκινι τιμι τθσ παραμζτρου ςτον πλθκυςμό διαφζρει ή όχι ςτατιςτικά ςημαντικά από το μηδζν. Η μθδενικι υπόκεςθ μθδζν κα απορρίπτεται αν θ απόλυτθ

8 τιμθ τισ ςτατιςτικισ ςυνάρτθςθσ που υπολογίηουμε είναι μεγαλφτερθ από τθν κριςιμθ τιμι ι αν το επίπεδο ςθμαντικότθτασ α είναι μεγαλφτερο από το παρατθροφμενο επίπεδο ςθμαντικότθτασ (p-value). Διάγραμμα 5: Διαγραμμα αυτοςυςχετίςεων και μερικϊν αυτοςυςχετίςεων των καταλοίπων του ΜΑ(1) υποδείγματοσ Auocorrelaion Parial Correlaion AC PAC Q-Sa Prob.*..* *..* *..* *****. ***** * *..* *.. * **** * * *..* ***.* * *..* * ** * * * ** * * * ** *..* *..* * * *..* **..*

9 Το τρίτο ςτάδιο τθσ μεκοδολογιασ Box-Jenkins αφορά τον διαγνωςτικό ζλεγχο καταλοίπων του υποδείγματοσ ΜΑ(1) που ζχει εκτιμθκεί ςτο δεφτερο ςτάδιο. Από το διάγραμμα 5, όπου παρουςιάηεται το διάγραμμα αυτοςυςχετίςεων των καταλοίπων παρατθροφμε ότι υπάρχει ςτατιςτικά ςθμαντικι αυτοςυςχζτιςθ και μερικι αυτοςυςχζτιςθ ςε χρονικι υςτζριςθ τζςςερα (lag 4), το οποίο οφείλεται ςτο ότι αναλφουμε τριμθνιαία δεδομζνα (φπαρξθ εποχικότθτασ) και επομζνωσ μποροφμε να χρθςιμοποιιςουμε ζνα υπόδειγμα ΜΑ(1)-AR(4) για τθν ανάλυςθ τθσ ςειράσ DLJ. Πίνακασ 5: Εκτίμθςθ του υποδείγματοσ ΜΑ(1)-AR(4) τθσ ςειράσ DLJ Dependen Variable: DLJ Mehod: Leas Squares Sample (adjused): 1961Q2 1980Q4 Included observaions: 79 afer adjusmens Convergence achieved afer 12 ieraions MA Backcas: 1961Q1 Variable Coefficien Sd. Error -Saisic Prob. C AR(4) MA(1) R-squared Mean dependen var Adjused R-squared S.D. dependen var S.E. of regression Akaike info crierion Sum squared resid Schwarz crierion Log likelihood Hannan-Quinn crier F-saisic Durbin-Wason sa Prob(F-saisic) Invered AR Roos i Invered MA Roos.86

10 Στον Πίνακα 5 παρουςιάηονται οι εκτιμιςεισ του υποδείγματοσ MA(1)-ΑR(4). Παρατθροφμε ότι οι παράμετροι του υποδζιγματοσ είναι ςτατιςτικά ςθμαντικοί. Ωςτόςο για να είναι αξιόπιςτοσ ο ζλεγχοσ υποκζςεων των παραμζτρων του υποδείγματοσ κα πρζπει να ιςχφουν οι υποκζςεισ που αφοροφν τα κατάλοιπα του υποδείματοσ ΜΑ(1)-AR(4) που εκτιμιςαμε. Δθλαδι, κα πρζπει τα κατάλοιπα να είναι αςυςχζτιςτα, ομοςκεδαςτικά και να ακολουκοφν κανονικι κατανομι. Παρακάτω παρουςιάηονται οι διαγνωςτικοί ζλεγχοι των καταλοίπων. Διάγραμμα 6: Διαγραμμα αυτοςυςχετίςεων και μερικϊν αυτοςυςχετίςεων των καταλοίπων του ΜΑ(1)-AR(4) υποδείγματοσ Auocorrelaion Parial Correlaion AC PAC Q-Sa Prob. *.. * *.. * *..* *..* *.. * * * * * * *..* * *..* * *.. *

11 Διάγραμμα 7: Διαγραμμα αυτοςυςχετίςεων και μερικϊν αυτοςυςχετίςεων των τετραγϊνων των καταλοίπων του ΜΑ(1)-AR(4) υποδείγματοσ Auocorrelaion Parial Correlaion AC PAC Q-Sa Prob *.. * *.. * *..* * *.. * *.. * * * *..* *.. * * *..* * *..* * *..* Με βάςθ τα διαγράμματα 6 και 7, όπου παρουςιάηεται το διάγραμμα αυτοςυςχετίςεων των καταλοίπων (διάγραμμα 6) και το διάγραμμα αυτοςυςχετίςεων των τετραγϊνων των καταλοίπων (διαγραμμα 7) παρατθροφμε ότι δεν υπάρχει αυτοςυςχζτιςθ ςτα κατάλοιπα του υποδείγματοσ, όπωσ επίςθσ δεν υπάρχει και αυτοςυςχζτιςθ ςτα τετράγωνα των καταλοίπων, και επομζνωσ δεν υπάρχει πρόβλθμα ετεροςκεδαςτικότθτασ ςτα κατάλοιπα. Τζλοσ, ο ζλεγχοσ τθσ κανονικότθτασ των καταλοίπων μπορεί να πραγματοποιθκεί με τθν ςτατιςτικι των Jarque and Bera (JB-saisic):

12 SK JB n 6 2 ( KU 3) 24 2 όπου SK είναι ο ςυντελεςτισ αςυμμετρίασ και KU είναι ο ςυντελεςτισ κφρτωςθσ. Η ςτατιςτικι JB ακολουκεί τθν κατανομι χ2 με 2 βακμοφσ ελευκερίασ. Μεγάλεσ τιμζσ του ςτατιςτικοφ JB οδειγοφν ςτο ςυμπζραςμα ότι απορρίπτουμε τθ μθδενικι υπόκεςθ τθσ κανονικότθτασ. Από το διάγραμμα 8 παρατθροφμε ότι θ τιμι τθσ ςυνάρτθςθσ JB είναι ςχετικά μικρι (0.159), και το αντίςτοιχο p-value του ελζγχου είναι Άρα θ μθδενικι υπόκεςθ τθσ κανονικότθτασ δεν απορρίπτεται. Οπότε τα κατάλοιπα του ΜΑ(1)-AR(4) υποδείγματοσ είναι αςυςχζτιςτα, ομοςκεδαςτικά και κανονικά και επομζνωσ το υπόδειγμα ςτο οποίο καταλιξαμε είναι ζνα αξιόπιςτο υπόδειγμα για να προςαρμόςουμε ςτα δεδομζνα που αναλφουμε. Διάγραμμα 8: Ζλεγχοσ κανονικότθτασ των καταλοίπων του ΜΑ(1)-AR(4) υποδείγματοσ Με βάςθ τα αποτελζςματα του Πίνακα 5, το υπόδειγμα ΜΑ(1)-AR(4) που εκτιμικθκε μπορεί να γραφεί ςτθ μορφι: DLJ u u u ι

13 DLJ u u u Όπωσ παρατθροφμε επό τον Πίνακα 5, οι παράμετροι του υποδείγματοσ είναι ςτατιςτικά ςθμαντικοί και ο ςυντελεςτισ προςδιοριςμοφ (R-squared) είναι αρκετά υψθλόσ (0.8177), που ςθμαίνει ότι το 81.77% τθσ μεταβλθτότθτασ τθσ εξαρτθμζνθσ μεταβλθτισ (DLJ) ερμθνεφεται από το υπόδειγμα ΜΑ(1)-ΑR(4). Στθν εργαςία αυτι παρουςιάςτθκαν οι βαςικζσ αρχζσ τθσ ανάλυςθσ χρονοςειρϊν με βάςθ τθν μεκοδολογία Box-Jenkins και ζγινε πρακτικι εφαρμογι τθσ μεκοδολογίασ αυτισ ςε πραγ,ατικά δεδομζνα που αφοροφν τθν χρονοςειρά Johnson.. 4