WWW.DISSERS.RU

БЕСПЛАТНАЯ ЭЛЕКТРОННАЯ БИБЛИОТЕКА

   Добро пожаловать!

Pages:     | 1 |   ...   | 59 | 60 || 62 | 63 |   ...   | 82 |

t t Учитывая, что E 2 - t |t-1 = 0 и информация T содержится в информаt ции t-1 при t > T, применяем правило повторного взятия математического ожидания:

2 p = E 2 |T = E T + |T.

T + Таким образом, фактически дисперсия прогноза xT + — это прогноз волатильности на шагов вперед.

Возьмем от обеих частей рекуррентного уравнения (16.3) для GARCH-процесса математическое ожидание, условное относительно T. Получим p q 2 E t |T = + jE t-j|T + jE 2 |T. (16.4) t-j j=1 j=16.3. Прогнозы и доверительные интервалы для модели GARCH Можно использовать эту рекуррентную формулу для расчета E t |T при t > T. При этом следует учесть, что E 2|T = 2 при t T, поскольку t t информация об t содержится в информационном множестве T, и по той же 2 причине E t |T = t при t T +1. Кроме того, как только что было доказано, E 2|T = E t |T при t >T.

t Таким образом, имеются все данные для того, чтобы с помощью формулы (16.4) рассчитать дисперсию ошибки прогноза для xT + в мод ели GARCH. При =можно сразу без применения (16.4) записать 2 2 dT (1) = E T +1|T = T +1, где T +1 рассчитывается по обычному правилу. В модели GARCH(1, 1) при >по формуле (16.4) 2 E T + |T = +(1 + 1)E T +-1|T, т.е.

2 dT ( ) = +(1 + 1)dT (-1).

Отсюда следует, что общее выражение для GARCH(1, 1), не подходящее только для случая 1 + 1 =1, имеет вид 1 - (1 + 1)-2 dT () = +(1 + 1) -1 T +1.

1 - 1 - В пределе при условии стационарности 1+1 < 1 условная дисперсия ошибки прогноза сходится к безусловной дисперсии процесса GARCH(1, 1):

lim dT () =.

1 - 1 - Хотя получено общее выражение для дисперсии ошибки прогноза, этого, вообще говоря, недостаточно для корректного построения доверительных интервалов, поскольку условное относительно T распределение T +, а следовательно, и распределение ошибки прогноза dT (), имеет более толстые хвосты, чем нормальное распределение. Чтобы обойти эту проблему, можно использовать, например, прогнозные интервалы в виде плюс/минус двух среднеквадратических ошибок прогноза без выяснения того, какой именно доверительной вероятности это соответствует4, т.е. xT () ± 2dT ().

Ясно, что для нормального распределения это примерно 95%-й двусторонний квантиль.

534 Модели с авторегрессионной условной...

20 40 60 80 Рис. 16.3. Иллюстрация интервальных прогнозов для процесса GARCH Чтобы проиллюстрировать зависимость доверительных интервалов прогнозов от предыстории, мы сгенерировали ряд GARCH(1, 1) длиной 100 наблюд енийспараметрами 1 =0.3 и 1 =0.3 и построили теоретические доверительные интервалы при T =20 и T =40. Прогноз везде равен нулю. Рисунок 16.3 показывает условные доверительные интервалы прогнозов для процесса GARCH(1, 1), а также сам ряд. Интервал для T =20 постепенно сужается, а для T =40 расширяется до уровня, соответствующего безусловной дисперсии. Такое поведение объясняется тем, что при T =21 волатильность (условная дисперсия) была относительно высокой, а при T = 41 — относительно низкой. Очевидна способность условных прогнозных интервалов приспосабливаться к изменениям в волатильности.

Примечательно то, что интервалы прогнозов могут сужаться с ростом горизонта прогнозов, если прогноз делается в момент, соответствующий высокому уровню волатильности. Это объясняется тем, что в будущем следует ожидать снижения (ожидаемого) уровня волатильности.

На практике следует внести изменения в приведенные выше формулы, которые выведены в предположении, что истинные параметры процесса известны. Если параметры неизвестны, они заменяются соответствующими оценками. Можно также добавить к дисперсии прогноза поправку, связанную с тем, что при прогнозировании используются оценки a, а не истинные коэффициенты регрессии, которая примерно равна ZT +kvar(a)-1ZT +k.

Вместо неизвестной ковариационной матрицы оценок коэффициентов var(a) следует взять ее оценку, получаемую в методе максимального правдоподобия.

16.4. Разновидности моделей ARCH 16.4. Разновидности моделей ARCH Существует огромное количество модификаций классической модели GARCH.

Дадим обзор только важнейших направлений, в которых возможна модификация модели. Все эти модели включают в себя какие-либо авторегрессионно условно гетероскедастичные процессы. Формально процесс {t} с нулевым условным математическим ожиданием E(t|t) = 0 является авторегрессионно условно гетероскедастичным, если его условная относительно предыстории дисперсия t = E(2|t) =var(t|t) t нетривиальным образом зависит от предыстории t.

16.4.1. Функциональная форма динамики условной дисперсии Модели авторегрессионно условно гетероскедастичных процессов могут различаться тем, какой именно функцией задается зависимость условной дисперсии от своих лагов и лагов t. Например, в логарифмической GARCH-модели условная дисперсия задается уравнением p q 2 ln t = + j ln t-j + j ln 2.

t-j j=1 j=В такой модели условная дисперсия всегда положительна вне зависимости от значений коэффициентов.

Следующая нелинейная GARCH-модель включает в себя как частный случай обычную GARCH-модель:

p q t = + jt-j + j|t-j|.

j=1 j=Кроме того, логарифмическая GARCH-модель является предельным частным случаем этой модели (после небольших изменений) при 0.

В приведенных моделях условная дисперсия не зависит от знаков лагов t, а зависит только от их абсолютной величины. Это может быть серьезным ограничением, поскольку в реальных финансовых данных часто наблюдается эффект левереджа. Снижение рыночной стоимости акционерного капитала увеличивает отношение заемных средств к собственным и, следовательно, повышает рискованность вложений в фирму. Последнее проявляется в увеличении волатильности.

536 Модели с авторегрессионной условной...

В результате, будущие значения волатильности отрицательно коррелируют с текущей доходностью. Это дало толчок к развитию разного рода асимметричных по t моделей. Самой известной является экспоненциальная модель GARCH (EGARCH), предложенная Д. Нельсоном. Она имеет следующий вид:

t NID(0, 1), t = tt, p q 2 ln t = + j ln t-j + jg(t-j), j=1 j=g(t) =t + (|t| -E|t|).

В мод ели EGARCH логарифм условной дисперсии представляет собой процесс ARMA. Первая сумма в уравнении соответствует авторегрессии, а вторая — скользящему среднему. Функция g(·) построена так, что E(g(t)) = 0. Таким образом, в EGARCH t зависит и от величины, и от знака лагов t и t. Логарифм условной дисперсии ln t описывается процессом ARMA(p, q) с обычными для ARMA условиями стационарности.

Эффект левереджа можно также учесть в нелинейной GARCH-модели, введя дополнительный параметр сдвига :

p q t = + jt-j + j|t-j - |.

j=1 j=16.4.2. Отказ от нормальности Как уже говорилось, финансовые ряды обычно характеризуются большой величиной куртозиса. Модель GARCH частично учитывает это, поскольку в ней безусловное распределение GARCH-процесса имеет толстые хвосты. Это является результатом стохастического характера условной дисперсии. Однако, как показывает опыт, этот эффект не полностью улавливается моделью GARCH. Это проявляется в том, что нормированные остатки модели, соответствующие t = t/t, все еще характеризуются большой величиной куртозиса. Таким образом, не выполняется одно из предположений модели GARCH — о том, что t условно по предыстории имеет нормальное распределение.

Это создает трудности при использовании метода максимального правдоподобия для оценивания модели. Допустим, на самом деле ошибки распределены не нормально, но мы максимизируем функцию правдоподобия, основывающуюся на нормальности, т.е. используем так называемый методквазимаксимального правдоподобия. Что при этом произойдет Во-первых, при нарушении предположения 16.4. Разновидности моделей ARCH о нормальности оценки хотя и будут состоятельными, но не будут асимптотически эффективными (т.е. наиболее точными в пределе). Во-вторых, стандартные методы оценивания ковариационной матрицы оценок максимального правдоподобия не годятся, — требуется скорректированная оценка ковариационной матрицы.

Альтернативой методу квазимаксимального правдоподобия служат модели, в которых в явном виде делается предположение о том, что t = t/t имеет распределение, отличающееся от нормального. Наиболее часто используется t-распределение Стьюдента, поскольку это распределение при малых степенях свободы имеет большой куртозис (см. Приложение A.3.2). При этом количество степеней свободы рассматривается как неизвестный параметр, причем непрерывный (формула плотности t-распределения подходит и в случае, когда берется нецелое количество степеней свободы). Можно использовать и другие распределения, например, так называемое обобщенное распределение ошибки (GED).

Часто распределение t является скошенным вправо. Для учета этой ситуации следует использовать асимметричные распределения с толстыми хвостами. Например, можно использовать нецентральное t-распределение, известное из статистики. Другой вариант, более простой в использовании, — так называемое скошенное t-распределение, которое «склеивается» из двух половинок t-распределений, поразному масштабированных.

16.4.3. GARCH-M В модели GARCH-M непосредственно в уравнение регрессии добавляется условная дисперсия:

xt = Zt + g(t ) +t, где g(·) — некоторая возрастающая функция. Эта новая компонента вводится для отражения влияния волатильности временного ряда на зависимую переменную, поскольку из многих финансовых моделей следует, что доходность актива должна быть положительно связана с рискованностью этого актива.

2 2 2 В качестве g(·) обычно используют g(t ) = t, g(t ) = t = t или 2 g(t ) =ln t.

16.4.4. Стохастическая волатильность В рассмотренных моделях с авторегрессионной гетероскедастичностью условная дисперсия однозначно определяется предысторией. Это не оставляет места для случайных влияний на волатильность, помимо влияний лагов самого процесса. Однако авторегрессионная гетероскедастичность может возникнуть по-другому. При538 Модели с авторегрессионной условной...

мером является модель авторегрессионной стохастической волатильности, в которой логарифм условной дисперсии описывается авторегрессионным процессом.

Модель авторегрессионной стохастической волатильности первого порядка имеет следующий вид:

t NID(0, 1), t NID(0, ), t = tt, 2 ln t = + ln t-1 + t.

Эта модель по структуре проще, чем модель GARCH, и лучше обоснована теоретически, с точки зрения финансовых моделей, однако ее широкому использованию мешает сложность эффективного оценивания. Проблема состоит в том, что для нее, в отличие от моделей типа GARCH, невозможно в явном виде выписать функцию правдоподобия. Таким образом, в случае применения модели стохастической волатильности возникает дилемма: либо использовать алгоритмы, которые дают состоятельные, но неэффективные оценки, например, метод моментов, либо применять алгоритмы, требующие сложных расчетов, например, алгоритмы, использующие метод Монте-Карло для интегрирования многомерной плотности.

Несложно придумать модели, которые бы объединяли черты моделей типа GARCH и моделей стохастической волатильности. Однако подобные модели наследуют описанные выше проблемы оценивания.

16.4.5. ARCH-процессы с долгосрочной памятью p q Для многих финансовых данных оценка j + j, оказывается очень близj=1 j=кой к единице. Это дает эмпирическое обоснование для так называемой интегрированной модели GARCH, сокращенно IGARCH. Это обычные модели GARCH, вкоторых характеристическое уравнение для условной дисперсии имеет корень равный p q единице, и, следовательно, j + j =1. В частности, процесс IGARCH(1, 1) j=1 j=можно записать следующим образом:

2 t = +(1- )t-1 + 2.

t-IGARCH-процессы могут быть строго стационарны, однако не имеют ограниченной безусловной дисперсии и поэтому не являются слабо стационарными.

Вмод елиIGARCH(1, 1) прогноз волатильности на шагов вперед(или, что то же самое, дисперсия прогноза самого процесса на шагов вперед) равен 2 E(T + |T ) =d2 = (k - 1) + T +1.

() T 16.4. Разновидности моделей ARCH Следовательно, шок условной дисперсии инерционен в том смысле, что он влияет на будущие прогнозы всех горизонтов.

В последние годы получило распространение понятие так называемой дробной интегрированности. Дробно-интегрированный процесс (ARFIMA) с параметром интегрированности d (0, 1) занимает промежуточное положение между стационарными процессами ARMA ( d = 0) и интегрированными ( d = 1). Такие процессы имеют автокорреляционную функцию, которая затухает гиперболически, в то время как автокорреляционная функция стационарного процесса ARMA затухает экспоненциально, т.е. более быстро. В связи с этим принято говорить, что дробно-интегрированные процессы характеризуются долгосрочной памятью. Это явление было обнаружено как в уровнях, так и в дисперсиях многих финансовых рядов. В связи с этим появились модели дробно-интегрированных ARCH-процессов, такие как FIGARCH, HYGARCH.

16.4.6. Многомерные модели волатильности Часто из экономической теории следует, что финансовые временные ряды должны быть взаимосвязаны, в том числе и через волатильность: краткосрочные и долгосрочные процентные ставки; валютные курсы двух валют, выраженные в одной и той же третьей валюте; курсы акций фирм, зависящих от одного и того же рынка, и т.п. Кроме того, условные взаимные ковариации таких финансовых показателей могут меняться со временем. Ковариация между финансовыми активами играет существенную роль в моделях поиска оптимального инвестиционного портфеля. С этой точки зрения многомерные модели авторегрессионной условной гетероскедастичности являются естественным расширением одномерных моделей.

Общее определение многомерного ARCH-процесса не представляет никакой теоретической сложности: рассматривается m-мерный наблюдаемый случайный вектор xt, m-мерный вектор его условного математического ожидания, условная ковариационная матрица размерностью m m. В современной литературе предложено множество подобных моделей разной степени сложности. Оценивание многомерной ARCH-модели, однако, сопряжено со значительными трудностями. В частности, эти трудности связаны с необходимостью максимизации по большому количеству неизвестных параметров. Поэтому в прикладных исследованиях отдается предпочтение таким многомерным моделям волатильности, в которых количество параметров мало. В то же время для таких компактных моделей (например, для факторных моделей волатильности) может не существовать явной формулы для функции правдоподобия, что создает дополнительные трудности при оценивании.

540 Модели с авторегрессионной условной...

16.5. Упражнения и задачи Упражнение Сгенерируйте ряд длиной 1000 наблюдений в соответствии с моделью ARCH(4) по уравнению: t =1+0.32 +0.252 +0.152 +0.12. (Вместо начальных t-1 t-2 t-2 t-значений квадратов ошибок возьмите безусловную дисперсию.) В действительности мы имеем только ряд наблюдений, а вид и параметры модели неизвестны.

Pages:     | 1 |   ...   | 59 | 60 || 62 | 63 |   ...   | 82 |



© 2011 www.dissers.ru - «Бесплатная электронная библиотека»

Материалы этого сайта размещены для ознакомления, все права принадлежат их авторам.
Если Вы не согласны с тем, что Ваш материал размещён на этом сайте, пожалуйста, напишите нам, мы в течении 1-2 рабочих дней удалим его.