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2022-5-9 07:55:35
ξTω,nLVDN的边(i,j)的权重是wtξω,ij=100Pk=0(dTω,k,ij)Pnj=1Pk=0(dTω,k,ij)!,i、 j=1,n、 式中,dTω,k,ij是dTω,nk的(i,j)项,因此dTω,n(L)=Pk=0DTω,k定义在(30)中。生成的网络是有方向和加权的,但不是稀疏的,也就是说,在2000-2013年2007-2008年的原则中,JPM摩根大通公司美国银行公司花旗集团公司USB美国银行美国银行公司JPM摩根大通公司APA ache公司摩根斯坦利WFC Wells FargoWFC Wells FargoCOP康菲石油公司PhillipsDVN Devon EnergyOXY西方石油公司高盛SachsDVN Devon EnergyXP美国运通公司SLB SchlumbergerCOF Capital OneFinancial Corp.MS Morgan StanleyUNH United Health Group Inc.表2:第50百分位数nωT在PCN中的特征向量中心性97。5THMAX2000-2013 0.02 0.13 0.20 0.29 0.48 4.292007-2008 0.17 0.71 1.00 1.28 1.76 4.53表3:ξTω的选定百分位数,nLVDN权重。145901 45 90145901 45 902000-2013 2007-2008图4:ξTω,n的LVDN,灰色第95百分位以下、蓝色第95百分位和97.5百分位之间、黄色第97.5百分位和红色第99百分位以上的权重。它的所有权重都可以不同于零。尽管如此,只有一小部分边的权重大于1,对应于大于1%的方差比例。特别是,在总数中(n- 1) =8010)在2000-2013年期间,只有0.4%的可能边缘的权重大于1%,而这一数字在2007-2008年期间大幅增加,高达5%。表3给出了选定的百分位数。图4显示了ξTω,nLVDN权重。检查发现,LVDN虽然不是稀疏的,但有许多条目接近于零。如第3节所述,阈值版本报告在图5的顶行。
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2022-5-9 07:55:39
结果图是高度s解析的,事实上,阈值参数τ的最佳值在2000-2013年期间为1.61,在2007-2008年期间为1.9 f。基于网络的支持材料中提供了τ的其他值的曲线图。在剩下的几个链接中,可以方便地将其可视化,相应的网络如图5所示。请注意,金融(黄色节点)和能源(蓝色节点)股票是相互关联最紧密的股票。在考虑整个样本时,几乎没有部门间的联系;然而,在大金融危机期间,金融部门与其他部门的互联程度大幅增加。这些发现可以通过(6)中定义的从和到度的计算进行量化。As145901 45 90145901 45 902000-2013 2007-2008图5:ξTω,n的阈值LVDN,红色非零权重。非阈值阈值2000-20132007-2008 2000-2013 2007-2008行业从tofrom到toConsumer Decreative 4.32 2.37 26.31 26.41 0.24 0.24 1.96 3.29消费必需品3.98 4.6527.47 22.65 0.00 0.44 2.80 1.36能源5.52 7.9221.91 33.72 1.90 1.54 4.01 6.10金融4.74 6.2224.42 35 0.77 0.77 5.23 6 6.692医疗保健5.02.5128.06 22.36 0.43工业4.4325.81 0.21 0.21 2.43 3.53信息技术5.03 4.8929.90 19.98 0.00 0.00 3.35 1.58材料3.24 4.6226.86 27.01 0.00 0.00 2.99 0.81电信服务6.50 7.2627.44 16.52 1.91 1.91 0.00 0.00公用事业5.15 8 8.7429.49 21.54 0.00 0.00 0.00 4.94 2.38总学位4.73 26.54 0.47 3.40表4:VDTωNLNωNLN中从和到学位的部门平均值。如第2节所述,from度衡量的是某一特定企业对来自所有其他企业的冲击的敞口,而to度衡量的是冲击对某一特定企业对其他企业的影响。
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2022-5-9 07:55:43
在表4中,我们显示了非稀疏LVDN和阈值LVDN计算时从和到度的部门平均值。我们还报告了(7)中定义的部门总连通性和整体总连通性。最后,通过一个机构在网络中的中心地位来全面衡量它的系统性。表5显示了在所考虑的两个perio DSN中,根据特征向量中心度的衡量标准对企业进行的排名(见Bonacich和Lloyd,2001)。在2000年至2013年期间,只有极少数股票与中央银行有关联并符合中央银行的资格。所有结果都充分表明,大金融危机极大地削弱了企业之间的联系。特别是,在考虑阈值LVDN版本时,金融股的冲击仍占危机期间总特质变量的近7%,而来自其他部门的冲击解释了约5%的金融部门内可变性(见表4的最后两列)。金融部门似乎是网络中最核心的,最容易受到来自所有其他部门的冲击,也是最系统的,因为金融股的冲击最有可能对整个小组产生强烈影响。与附录中的结果相关的其他几点意见是有序的。首先,当将h=20的结果与较短期限(h=5,10)的结果进行比较时,我们发现连通性随着预测期限的增加而显著增加,这表明2000-2013年2007-2008年AC美国银行(AC Bank of America Corp.)的影响。
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2022-5-9 07:55:47
BAC Bank of America Corp.JPM JP Morgan Chase&Co.AIG American International Group Inc.C Citigroup Inc.COF Capital One Financial Corp.WFC Wells FargoUSB US BancorpC Citigroup Inc.WFC Wells FargoCVX ChevronLOW LowesBA Bo eing Co.IBM International Business MachinesTable 5:ξTω,nThreshold LVDN中的特征向量中心性。冲击波的传播持续了很长一段时间。这一结果与金融数据中的波动性这一事实是一致的,尽管是平稳的,但往往具有长记忆性(关于这方面的详细分析,见Barigzzi和Hallin,2016)。第二,群套索和弹性网估计产生了质量上相似的结果。然而,尽管LGCN更稀疏,拉索耶尔德集团估计LVDN的连接比弹性网络更紧密。在危机期间尤其如此,当时金融和能源是最核心的,但医疗保健部门似乎也起着决定性的作用。综上所述,我们通过比较波动性面板ωtn与其特质成分ξTω的条件依赖性,提供了本文采用的“因子加稀疏VAR”方法的一些经验依据;n、 为此,我们考虑了部分光谱相干度(P SC),它类似于部分相关,但在光谱主成分中,与VAR表示的系数严格相关(定义见Davis et al.,2015)。根据LVDN定义的长期精神,由于波动性具有很强的持续性,我们首先考虑频率θ=0的P SCs,从而考察长期条件依赖性。ωtn和ξTω的PSC中心绝对值分布的选定百分位数;表6显示了它们差异的绝对值分布。
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2022-5-9 07:55:51
两个PSC都有许多小的(绝对值)条目,这与我们的稀疏性假设一致。两个P SCs显示在图6的前两个面板中,而在最右边的面板中,我们显示了它们差异的绝对值。对这些结果的检查清楚地表明:(i)在消除市场冲击后,特殊成分仍然包含重要的依赖性,以及(ii)我们的“因子加稀疏VAR”方法的重要益处,以揭示金融和能源部门之间和内部隐藏的依赖性。此外,当在其他频率(例如,θ=π/2,π)重复相同的分析时,两个P SCs之间没有显著差异;因此,从长远来看,我们的方法的好处主要是相关的。通过考虑光谱密度(不同频率下)和平方部分光谱相干性(所有频率上的平均值),可以得出类似的结论。考虑到面板中所有其他序列的(线性)影响后,当且仅当两个序列在所有超前和滞后处不相关时,该测量值为非零。结果在基于网络的支持材料中。第50百分位97。5thmax | pscωTn(θ=0)| 0.06 0.16 0.18 0.22 0.250.35 | pscξTω;n(θ=0)|0.06 0.16 0.19 0.22 0.250.34 | pscωTn(θ=0)- pscξTω;n(θ=0)|0.02 0.06 0.08 0.12 0.150.24表6:P SCs条目绝对值的分布。145901 45 90145901 45 90145901 45 90P SCωTn(θ=0)pscξTω;n(θ=0)| pscωTn(θ=0)- pscξTω;n(θ=0)|图6:频率θ=0时的PSC。左侧和中间面板:绝对值权重以灰色显示在第90百分位下方,高于第90百分位的权重以红色显示,低于第10百分位的权重以蓝色显示。
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2022-5-9 07:55:54
右面板:灰色90%以下、蓝色90%和95%之间以及红色95%以上的权重。6结论在本文中,我们将Diebold和Yilmaz(2014)发起的波动性面板互联性研究扩展到高维环境中,在高维环境中,数据可以假设因子结构。我们确定并量化了2000-2013年期间推动标准普尔100种股票波动性的不同变化来源。我们的分析强调了金融部门的关键作用,在这场巨大的金融危机中,金融部门显得尤为重要。能源等其他行业,在某些情况下还有医疗保健,似乎也发挥着重要作用。此外,我们还表明,与直接稀疏VAR方法相反,我们的“因子加稀疏VAR”方法可以揭示关键的部门间依赖关系,这对投资者在风险管理背景下的决策具有同等重要的意义。参考Abegaz,F.和E.Wit(2013)。重建基因网络的Spa rse时间序列链图形模型。生物统计学14586–599。D.阿塞莫格鲁、V.M.卡瓦略、A.奥兹达格拉尔和A.塔巴兹·萨利希(2012年)。GGRE门函数的网络起源。《计量经济学》801977-2016。Acemoglu,D.,A.Ozdaglar和A.Tahbaz Salehi(2015年)。金融网络中的系统性风险和稳定性。《经济杂志》125443–463。Acharya,V.,R.Engle和M.Richardson(2012年)。资本短缺:一种新的系统风险排序和监管方法。《美国经济评论》102,59-64。Adamic,L.A.和N.Glance(2005年)。政治博客圈和2004年美国大选:dividedthey blog。第三届链接发现国际研讨会论文集,第36-43页。ACM。Adrian,T.和M.K.Brunnermeier(2016)。《美国经济评论》,即将出版。安徒生、T.博勒斯列夫、F.迪博尔德和P。
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2022-5-9 07:55:59
拉比斯(2003年)。建模和预测实现了波动性。计量经济学71,57 9–625。Bai,J.和S.Ng(2002年)。确定近似因子模型中因子的数量。计量经济学70191–221。Barigo zzi,M.和C.Brownlees(2016年)。网络:时间序列的网络估计。可从SSRN获得:http://s srn。com/abstract=2249909。Barigo zzi,M.,G.Fagiolo和D.Garlaschelli(2010)。国际贸易的多重网络:商品特性分析。体检E 81046104。Barigo zzi,M.和M.Hallin(2016)。广义动态因素模型和波动性:恢复市场波动性冲击。《经济计量学杂志》19,33–60。巴苏、S.和G.米切利迪斯(2015)。稀疏高维时间序列模型中的正则化估计。《统计年鉴》431535-1567。鲍文斯,L.,S.劳伦特和J.V.K.罗姆博茨(2006)。多元GARCH模型:一项调查。应用计量经济学杂志21,79-109。比克尔,P.和E.莱维纳(2008)。通过阈值化进行协方差正则化。统计年鉴362577–2604。Billio,M.,M.Getmansky,A.Lo和L.Pellizzon(2012)。金融和保险行业连通性和系统性风险的计量经济学指标。《金融经济学杂志》104535–559。Bonacich,P.(1987年)。权力与中心:一系列衡量标准。《美国社会学杂志》,1170-1182。Bonacich,P.和P.Lloyd(2001年)。不对称关系的类特征向量中心性度量。社交网络23191–201。布里林格,D.R.(1981)。时间序列:数据分析和理论。霍尔顿日。蔡,T.和W.刘(2011)。s分析协方差矩阵的自适应阈值估计。美国统计协会杂志106672-684。张伯伦、G.和M.罗斯柴尔德(1983年)。大型资产市场上的套利、因子结构和均值-方差分析。计量经济学511281–304。Dahlhaus,R.和M.Eichler(2003年)。
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2022-5-9 07:56:03
时间序列的因果关系和图形模型。在P.Green、N.Hjort和S.Richardson(编辑)的《高度结构化随机系统》一书中,第115-13页7。牛津大学出版社。Davis,R.A.,P.臧和T.郑(2015)。稀疏向量自回归建模。《计算和图形统计杂志》,即将出版。De Mol,C.,D.Giannone和L.Reichlin(2008)。使用大量预测因子进行预测:贝叶斯收缩率是主成分的有效替代方案吗?计量经济学杂志146318–328。邓普斯特,A.P.(1972)。他当选了。生物特征28157-175。Diebold,F.和K.Yilmaz(2014年)。方差分解的网络拓扑:衡量金融企业的连通性。《计量经济学杂志》第182期,第119-134页。艾希勒,M.(2007年2月)。多元时间序列的格兰杰因果关系和路径图。《经济计量学杂志》137,334–353。Fagiolo,G.和G.Santoni(2015年)。人口流动网络、国家收入和劳动生产率。网络科学3377–407。法玛、E.F.和K.R.弗伦奇(1993年)。股票和债券回报中的常见风险因素。《金融经济学杂志》33,3-56。樊,J.,廖Y.和M.Mincheva(2013)。通过阈值化主正交补项进行大协方差估计。《皇家统计学会期刊》B辑75603–680。福尼、M、M.哈林、M.里皮和L.赖克林(2000年)。广义动态因素模型:识别和估计。经济学和统计学回顾82540–554。福尼、M.哈林、里皮和扎夫·阿罗尼(2015a)。具有有限维因子空间的动态因子模型:单边表示。计量经济学杂志185359–371。福尼、M.哈林、里皮和扎夫·阿罗尼(2015b)。具有有限维因子空间的动态因子模型:渐近分析。
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2022-5-9 07:56:06
EIEF工作文件16/07,罗马埃诺迪经济与金融研究所。Forni,M.和M.Lippi(2001年)。广义动态因素模型:表征理论。计量经济学理论171113–1141。Friedman,J.,T.Hastine和R.Tibshirani(2008)。《生物统计》9432–441中的稀疏逆协方差估计。Gabaix,X.(2011)。骨料流动的颗粒起源。计量经济学79733-772。盖珀,S.,I.威尔斯和C.克劳克斯(2016)。确定大型产品类别网络中的需求影响。零售杂志92,25-39。哈林,M.和M.里皮(2014)。高维时间序列中的因子模型。时间域方法。随机过程及其应用123、2678–2695。Hallin,M.和R.Liska(2007年)。确定通用动态因素模型中的因素数量。《美国统计协会杂志》102603–617。Hallin,M.和R.Liska(2011年)。块体存在时的动态因素。经济计量学杂志163,29–41。N.Hautsch、J.Schaumburg和M.Schienle(2014年)。预测金融网络中的系统性影响。《国际预测杂志》30,78 1–794。N.Hautsch、J.Schaumburg和M.Schienle(2015年)。金融网络系统性风险贡献。财务回顾19,685–738。许恩杰、洪厚禄和张永明(2008)。使用套索选择向量自回归过程的子集。计算统计与数据分析523645–3657。约万诺维奇,B。(1987). 微观冲击和总体风险。《经济学季刊》102395–409。科克、A.B.和L.卡洛特(2015)。高维向量a乌托回归的Oracle不等式。计量经济学杂志186325–344。Kolaczyk,E.D.(2009)。网络数据的统计分析:方法和模型。斯普林格科学与商业媒体。库普·G.、M·H·佩萨兰和S·M·波特(1996年)。
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2022-5-9 07:56:09
非线性多变量模型中的脉冲响应分析。经济计量学杂志74119-147。林振聪和姚智强(2012)。高维时间序列的因子建模:因子数量的推断。《统计年鉴》40694-726。N.梅恩豪森和P.Bühlmann(2006年)。高维图形和变量选择。《统计年鉴》341436-1462。纽曼,M.E.(2001)。科学合作网络的结构。美国国家科学院院刊98404-409。Nichols on,W.B.,J.B ie n和D.S.Matteson(2014)。层次向量自回归。ARXIV预印本1412.5250。帕金森,M.(1980)。估计收益率变化的极值法。《商业杂志》53,61-65。彭,J.,P.王,N.周和J.朱(20 09)。联合spar-se回归模型的偏相关估计。《美国统计协会杂志》104735–746。罗斯·S·A.(1976)。资本资产定价的套利理论。经济理论杂志13341–360。罗斯曼,A.J.,E.莱维纳和J。朱(2010)。具有协方差估计的稀疏多元回归。计算和图形统计杂志1947-962。塞拉诺,M.'A。和M.Bogu~ná(2003年)。世界贸易网的拓扑结构。体检E 68015101。西姆斯,C.A.(1980)。现实与宏观经济学。计量经济学48,1-48。斯托克、J.H.和M.W.沃森(2002年)。使用大量预测因子的主成分进行预测。《美国统计协会杂志》971167-1179。Swanson,N.R.和C.W.Granger(1997年)。脉冲响应函数基于向量自回归中剩余正交化的因果方法。《美国统计协会杂志》92,357–367。Tibshirani,R.(1996年)。通过套索进行回归收缩和选择。
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2022-5-9 07:56:12
《皇家统计学会杂志》B辑,267-288。瓦茨、D.J.和S.H.斯特罗加茨(1998年)。“小世界”网络的集体动力学。《自然》393440–442。袁、M.和Y.林(2006年)。用分组变量进行回归的模型选择和估计。《皇家统计学会杂志》B辑68,49–67。扎卡里,W.W.(1977)。针对小群体的冲突和交流的信息流模型。人类学研究杂志33452-473。邹浩(2006)。自适应la sso及其oracle属性。美国统计协会杂志1011418-1429。邹,H.和T.黑斯蒂(2005)。通过弹性网络进行正则化和变量选择。《theRoyal统计学会杂志》B辑67301–320。
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