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2022-05-11
英文标题:
《An Explicit Formula for Likelihood Function for Gaussian Vector
  Autoregressive Moving-Average Model Conditioned on Initial Observables with
  Application to Model Calibration》
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作者:
Du Nguyen
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最新提交年份:
2016
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英文摘要:
  We derive an explicit formula for likelihood function for Gaussian VARMA model conditioned on initial observables where the moving-average (MA) coefficients are scalar. For fixed MA coefficients the likelihood function is optimized in the autoregressive variables $\\Phi$\'s by a closed form formula generalizing regression calculation of the VAR model with the introduction of an inner product defined by MA coefficients. We show the assumption of scalar MA coefficients is not restrictive and this formulation of the VARMA model shares many nice features of VAR and MA model. The gradient and Hessian could be computed analytically. The likelihood function is preserved under the root invertion maps of the MA coefficients. We discuss constraints on the gradient of the likelihood function with moving average unit roots. With the help of FFT the likelihood function could be computed in $O((kp+1)^2T +ckT\\log(T))$ time. Numerical calibration is required for the scalar MA variables only. The approach can be generalized to include additional drifts as well as integrated components. We discuss a relationship with the Borodin-Okounkov formula and the case of infinite MA components.
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中文摘要:
我们推导了高斯VARMA模型在初始观测条件下的似然函数的显式公式,其中移动平均(MA)系数是标量。对于固定MA系数,自回归变量$\\Phi$中的似然函数通过一个封闭式公式进行优化,该公式推广了VAR模型的回归计算,并引入了由MA系数定义的内积。我们证明了标量MA系数的假设是不受限制的,并且VARMA模型的这种形式与VAR和MA模型有许多共同的优点。梯度和Hessian可以解析计算。似然函数保留在MA系数的根反转映射下。我们讨论了移动平均单位根似然函数梯度的约束条件。借助FFT,似然函数可以用$O((kp+1)^2T+ckT\\log(T))$时间计算。仅标量MA变量需要进行数值校准。该方法可以推广到包括附加漂移和集成组件。我们讨论了Borodin-Okonkov公式与无限MA分量的关系。
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分类信息:

一级分类:Quantitative Finance        数量金融学
二级分类:Statistical Finance        统计金融
分类描述:Statistical, econometric and econophysics analyses with applications to financial markets and economic data
统计、计量经济学和经济物理学分析及其在金融市场和经济数据中的应用
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2022-5-11 06:20:36
基于初始观测值的高斯向量自回归滑动平均模型似然函数的显式公式及其在模型标定中的应用。Du Nguyenstatical Alpha基金管理有限责任公司。nguyen@statisticalalpha.comSeptember10,2018Abstracts我们推导出了高斯范玛模型在初始观测值条件下的似然函数的显式公式,其中移动平均(MA)系数为标量。对于固定的MA系数,自回归变量Φ中的似然函数通过一个封闭式公式进行优化,该公式推广了VAR模型的回归计算,并引入了由MAcoe系数定义的内积。我们证明了标量MA系数的假设是不受限的,并且VARMA模型的这种表述与VAR和MA模型有许多相同的特点。梯度和Hessian可以解析计算。似然函数保存在MA系数的根反转映射下。我们讨论了移动平均单位根似然函数梯度的约束。借助FFT,似然函数可以在O((kp+1)T+ckT log(T))时间内计算。仅标量MA变量需要进行数值校准。该方法可以推广到包括附加漂移和集成组件。
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2022-5-11 06:20:41
我们讨论了ip与Boro-din-Okonkov公式的关系,以及有限MA组件的情况。1导言本文的主要结果如下:定理1 k维向量自回归滑动平均模型(VARMA)的条件对数似然函数Xt=u+Xt-1Φ+Xt-2Φ+··+Xt-pΦp+t+θt-1+··+θqt-q(1)以T+p观测值X的第一个p观测值(X,···,Xp,Xp+1,···XT+p为条件,用公式(θ,u,Φ,Ohm, Xp+1··XT+p |X··Xp)=-T klog(2π)-Tlog(det)(Ohm))- k/2对数(det(λ′λ+Iq))-Tr(Z′Θ-1′TK(θ,T)Θ-1TZOhm-1) (2)式中θ=1,θ=(θ,···,θq),Φ=(Φ,··,Φp),Ohm 是i.i.d.高斯随机变量i的协方差矩阵。这里:Z=X- u - LXΦ- ... - LpXΦpX=Xp+1··XT+p尺寸为T×k.LiX=Xp-i+1··XT+p-我ΘT=θ0 · · · 0 0 0θθ0 · · · 0 0..................θq-1θq-2····0 0θqθq-1θq-2··00θqθq-1· · · 0 0..................0 0 0 · · · 0 θ(3) 尺寸为T×T。λ = Θ-1TΘ*;T-q(4)的大小为T×q,其中Θ*=θqθq-1·····θ0θqθq-1···θ0 0θqθq-1· · · θ...............0 0····0θq(5) 大小为q×q和Θ*;T-q=Θ*T-q、 kK=KTK(θ,T)=IT- λ[λ′λ+Iq]-1λ′=(它+λ′)-1(6)在以下条件下获得最佳值:uΦΦ...Φpopt=(X′θ,lagKXθ,lag)-1X′θ,lagKXθ(7),其中:Xθ=Θ-1TX(8)Xθ,滞后=Θ-1Θ-1TXΘ-1TLX··Θ-1TLpX和Ohmopt(θ)=T[X′θKXθ- X′θKXθ,滞后(X′θ,滞后KXθ,滞后)-1X′θ,lagKXθ](9)Ohm无论样本值X和选择θ,optis都是正半定义。
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2022-5-11 06:20:44
使用Φoptand的这些值Ohmopt,(2)被减少到“L”(θ,Xp+1··XT+p | X··Xp)=-T klog(2π)-Tlog(det)(Ohmopt(θ)))-klog(det(λ′λ+Iq))-tk(10)进一步,设∑T=γγ··γq0··0γγ··γγ··γq··0。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。。0··0γq··γγγ0··0γq··γγγ(11) γl=(θl+θl+1+θl+2···+θq)-lθq)对于l=0,1,···,q0对于l>q(12),则∑-1T=Θ-1′TK(θ,T)Θ-1T(13)或∑T=ΘTK(θ,T)-1Θ′T(14)我们还有det(λ′λ+Iq)=det(σT)=det(K(θ,T))(15)∑这是研究MA(q)过程中与θ相关的著名集中协方差矩阵(标准化为噪声的标准偏差等于1)。我们注意到,这种似然函数仅在X的观测值上是有条件的,而不是在与典型的条件平方和(CSS)方法相反的初始误差估计上。特别是对于具有标量θ的VMA模型,该公式给出了一个精确的似然公式。对于标量MA模型,关于∑的生命函数公式与标准教科书中的公式相同,例如(Box and Jenkins 1970)或(Hamilton 1994)。∑Tin(15)的确定式是在强S zeg–o极限定理和Toeplitz算子理论中的Borodin-Okounkov行列式公式(Geronimo and C ase 1979;Borodin and Okounkov 2000;Basor and H.2000)中研究的。当我们使用Szeg–o极限理论以封闭形式表示行列式的大T极限时,我们不需要在本文中使用Fredholm行列式结果,只需提及文献中出现的(15)中的行列式的背景。λ和¨K的构造似乎是新的,但我们不能确定它没有出现在Borodin-Okounkov公式的多重证明中。
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2022-5-11 06:20:48
K与Borodin-Okounkov公式的第二个证明中的矩阵A有关(Basor和H.2000)。当T较大时,这种分解允许对似然函数进行更有效的计算。我们注意到(13)、(14)、(15)是纯代数的,只依赖于θ和T。手工验证θ和T是一个有趣的练习。例如,当q=1(15)时,∑Tis的行列式为1+θ+·θ2T,这是大多数时间序列教科书中众所周知的结果。使用∑T,我们可以重写:uΦΦ...Φpopt=(Xlag∑)-1TXlag)-1X′滞后∑-1TX(16)带XLAG=1 X LX··LpXOhmopt(θ)=T[X′∑-1TX- X′∑-1TXlag(X′滞后∑)-1TXlag)-1X′滞后∑-1TX](17)我们将使用符号:θ(L)=1+θL+·θqLqΦ(L)=1- ΦL- · · · - Φplqθ是标量的条件是不受限制的,在这个意义上,给定一个具有矩阵Θ(L)的系统,我们可以将其转化为具有相同传递函数和标量MA分量的系统。相反的情况,标量Φ已经众所周知(例如线性系统文献中的吉尔伯特实现——关于时间序列处理,请参见(Aoki 1987))第4章。让我们回顾一下那场辩论。如果N(L)和D(L)是两个平方矩阵多项式。我们可以写出T(L)=N(L)-1D(L)作为带有有理函数项tij的矩阵。假设所有条目tij(L)=ntij(L)/dtij(L)与ntijand dtij是相对素数。取所有分母多项式dtij的最小公倍数(lcm)多项式,称之为d(L)。d(L)T(L)=Φ(L)是一个多项式矩阵,我们证明了T可以用d标量和Φ多项式写成d(L)Φ(L)。或者,这就是我们将在模拟结果中使用的,写(L)=N(L)-1NA(L)-1NA(L)D(L)=(det(N(L))-1NA(L)D(L),其中NA(L)是N的辅助矩阵。最后一个表达式为所需形式,θ=deg(N(L))。
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2022-5-11 06:20:53
我们注意到如果deg(N)≥ deg(D)和D(L),N(L)来自最小实现(例如通过Kroneckerdex方法),然后deg(det(N))是过程的麦克米兰度δ(T)。我们将在稍后的校准部分中回到这一讨论。似然公式适用于任何样本量,对θ的根的位置没有限制。然而,对于可逆θ(L),Θ的项-1t随着T的增加而收敛。在这里,我们应用一个观察(Hansen和Sargent 1980),我们可以通过Blaschke乘积项调整传递函数,但仍然保留自协方差函数(这只是将θ的根替换为其逆的技巧)进一步的计算表明(Hamilton 1994),将一个根倒置,结果是∑乘以该根的平方。在第6节中,我们将研究上述定理中的不同分量如何在根倒置下变换,并验证上述似然函数在倒置任意数量根的操作下是不变量的。因此,我们可以将自己局限于只使用倒易θ的模型。使用上述似然公式进行模型校准有几个优点。首先,只需对q变量进行数值优化,即θ变量。其次,我们只需要“抛弃”第一个p观察值。这与典型MA模型的CSSME方法形成对比。如果优化路径的根θ(L)接近1,系数需要很长时间衰减,因此典型的CSS需要在预测变得稳定之前丢弃许多项。最后,它还可以与卡尔曼滤波器校准方法进行比较。在多变量情况下,校准通常要求以骰子为单位的kronecker达到红色uce秩,否则涉及的变量数为pk+q。
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