北京大学金融时间序列分析讲义第13章:线性时间序列案例学习—汽油价格

这一章用三个实例来详细讲解如何用R语言线性时间序列模型分析实际数据,
并展现线性时间序列模型的适用性与局限性。

数据为:

  • 1997-01-06到2010-09-27的美国普通汽油价格周数据;
  • 1880年1月到2010年8月全球温度异常值的月度数据;
  • 美国失业率月度数据,包括首次申领失业救济金人数的序列以及不包括的序列。

这些数据是持续更新的,
也反映了全球或美国经济的重要方面,
其建模问题有足够的代表性。

时间序列分析或者统计方法建模时,
最常遇到的困难是如何选取一个适当的模型。
当数据之间的动态相依性很复杂时,
模型的形式难以确定;
当有多个模型都表现很好时,
模型难以选择。

George Box教授关于建模问题有一句名言(Box 1976):

所有的模型都是错误的,但是其中有一些是有用的。

不同的研究目的可能偏向于不同的模型。

时间序列数据建模的一些指导原则:

  • 数据仅是可利用信息的一部分,
    专业知识、常识、历史事件等都是需要考虑的可利用信息。
  • 多个模型可能表现相近,
    这时并没有一个“正确的”模型,
    选择一个就可以。
  • 在预测时,可以结合多个模型来改善预测效果。
  • 建模的过程是从最简单的模型到逐步复杂,
    千万不能以为理论上越复杂、理解和掌握的人数越少的模型才是越好的模型。
  • 模型应尽可能选择更简洁的模型,
    如果两个模型的表现相近,
    一定要选择更简单的一个。
    这也是避免过度拟合的要求。
    过度拟合会导致模型的外推预测能力丧失。

13.1 数据读入与探索性分析

原油价格和汽油价格对美国经济的重要影响:

  • 20实际70年代初期石油危机展示了石油资源的战略意义。
  • 2008年汽油价格高涨影响了居民生活:
    • 交通成本上涨
    • 供热成本上涨
    • 食品,服务价格上涨==> 通货膨胀
    • 降低了消费者在其它消费项目上的可支配收入,可能导致经济萧条

研究美国汽油价格以及原油价格对其影响。
数据为美国普通石油价格周数据,从1997-01-06到2010-09-27。
时间是每周三, 共717个时间点;
美国原油价格周数据,从1997-01-03到2010-09-24。
时间是每周日。共717个时间点。
原油价格比汽油价格早3天发布。

读入数据:石油价格和汽油价格分成了两个输入文件。
石油价格的输入文件w-petroprice.txt又是一个用单个空格、多个空格、制表符、空格加制表符分隔的文件。
这种文件千万不要自己制造出来。
目前readr包还不支持这样的文件,
用R原来的read.table()函数来读入:

da1 <- read.table(
  "w-petroprice.txt", header=TRUE)
xts.petrol <- xts(
  da1[,-(1:3)], make_date(da1[["Year"]], da1[["Mon"]], da1[["Day"]]))
da2 <- read_table(
  "w-gasoline.txt", col_names="pgas",
  col_types=cols(.default=col_double())
)
xts.gasoline <- xts(da2[[1]], index(xts.petrol)+3)
xts.pgs <- log(xts.gasoline[,1]) # 美国普通汽油价格对数值序列
pgs <- coredata(xts.pgs)[,1]
xts.pus <- log(xts.petrol[,"US"]) # 美国原油价格对数值序列
pus <- coredata(xts.pus)[,1]
## 一阶差分序列
dpgs <- diff(pgs)
dpus <- diff(pus)

如果希望用readr包来读入,
最简单的解决办法是用文本编辑器编辑,将制表符都替换成单个空格;
下面的R程序用了R语言的文件操作和正则表达式进行替换:

la <- readLines("w-petroprice.txt")
la <- gsub("\\s+", " ", la)
la <- gsub("^\\s+|\\s$", "", la)
da1 <- read_table(
  paste(la, collapse="\n"),
  col_types=cols(.default=col_double())
)

汽油价格对数值的时间序列图:

plot(
  xts.pgs,
  main="ln Gasoline Price",
  major.ticks="years", minor.ticks=NULL, 
  grid.ticks.on="years",
  col="red"
)
汽油价格对数值序列

图13.1: 汽油价格对数值序列

原油价格对数值的时间序列图:

plot(
  xts.pus,
  main="ln Petrol Price",
  major.ticks="years", minor.ticks=NULL, 
  grid.ticks.on="years",
  col="black"
)
原油价格对数值序列

图13.2: 原油价格对数值序列

将对数汽油价格与对数原油价格同时绘制:

xts.pgs.pus <- xts(cbind(pgs, pus), index(xts.pgs))
plot(
  xts.pgs.pus, 
  main="ln Petrol Price and ln Gasoline Price",
  major.ticks="years", minor.ticks=NULL, 
  grid.ticks.on="years",
  col=c("red", "black")
)
汽油、原油价格对数值序列

图13.3: 汽油、原油价格对数值序列

为什么要用对数价格而不用原始价格?
请看原始价格的图形:

xts.orig.pgs.pus <- xts(cbind(exp(pgs), exp(pus)), index(xts.pgs))
plot(
  xts.orig.pgs.pus, 
  main="Petrol Price and Gasoline Price",
  major.ticks="years", minor.ticks=NULL, 
  grid.ticks.on="years",
  col=c("red", "black")
)
汽油、原油价格原始序列

图13.4: 汽油、原油价格原始序列

从图形可以看出,
原始价格随时间而振幅变大,
两个序列画在同一序列很难看出有同步变化。
对数变换是最常见的克服指数增长、将比例关系转换成线性关系的变换。

对数汽油价格对对数原油价格的散点图:

plot(pus, pgs, xlab="ln(Petrol Price)", ylab="ln(Gasoline Price)",
     pch=16, cex=0.3)
对数汽油对对数原油价格

图13.5: 对数汽油对对数原油价格

可以看出汽油价格与同期原油价格相关性很强,相关系数为:

## 
##  Pearson's product-moment correlation
## 
## data:  pus and pgs
## t = 143.56, df = 715, p-value < 2.2e-16
## alternative hypothesis: true correlation is not equal to 0
## 95 percent confidence interval:
##  0.9804472 0.9853826
## sample estimates:
##       cor 
## 0.9830925

相关系数为0.98。

因为对数价格呈现出缓慢增长随机趋势,
所以使用其差分值(价格的对数变化率)作为建模数据。

汽油价格对数增长率的时间序列图:

plot(
  diff(xts.pgs),
  main="Gasoline Price Log Increase Rate",
  major.ticks="years", minor.ticks=NULL, 
  grid.ticks.on="years",
  col="red"
)
汽油价格对数增长率序列

图13.6: 汽油价格对数增长率序列

汽油价格对数增长率的直方图:

hist(dpgs, xlab="Gasoline Price Log Increase Rate")
汽油价格对数增长率分布

图13.7: 汽油价格对数增长率分布

汽油价格对数增长率的ACF:

汽油价格对数增长率ACF

图13.8: 汽油价格对数增长率ACF

明显非白噪声,也不是低阶MA的典型形状。
ACF衰减很快,符合线性时间序列要求。

汽油价格对数增长率的PACF:

汽油价格对数增长率PACF

图13.9: 汽油价格对数增长率PACF

PACF在滞后1到5都是显著的,在滞后19处也比较显著。
用低阶AR有一定合理性。
PACF衰减很快,符合线性时间序列要求。

对数汽油价格序列的单位根检验:

fUnitRoots::adfTest(pgs, lags=5, type="c")
## 
## Title:
##  Augmented Dickey-Fuller Test
## 
## Test Results:
##   PARAMETER:
##     Lag Order: 5
##   STATISTIC:
##     Dickey-Fuller: -1.5863
##   P VALUE:
##     0.4678 
## 
## Description:
##  Wed Mar 23 07:34:19 2022 by user: Lenovo

检验结果是有单位根。
但是,
如果扣除一个非随机线性趋势项检验,就没有单位根:

fUnitRoots::adfTest(pgs, lags=5, type="ct")
## 
## Title:
##  Augmented Dickey-Fuller Test
## 
## Test Results:
##   PARAMETER:
##     Lag Order: 5
##   STATISTIC:
##     Dickey-Fuller: -3.7307
##   P VALUE:
##     0.02246 
## 
## Description:
##  Wed Mar 23 07:34:19 2022 by user: Lenovo

下面还是按照对数汽油价格是单位根序列来建模。

13.2 AR(5)模型

记汽油价格对数增长率为xt
从时间序列图13.6来看,
xt在2005年有一个高涨:

plot(
  diff(xts.pgs)["2005"],
  main="Gasoline Price Log Increase Rate",
  major.ticks="month", minor.ticks=NULL, 
  grid.ticks.on="months",
  col="red"
)
汽油价格对数增长率序列2005年

图13.10: 汽油价格对数增长率序列2005年

在2008年有一个大跌:

plot(
  diff(xts.pgs)["2008"],
  main="Gasoline Price Log Increase Rate",
  major.ticks="month", minor.ticks=NULL, 
  grid.ticks.on="months",
  col="red"
)
汽油价格对数增长率序列2008年

图13.11: 汽油价格对数增长率序列2008年

这些极端值为建模增加了困难。

xt的ACF和PACF来看,
都是快速衰减,
比较符合线性时间序列特征。

使用AIC对AR模型定阶:

## 
## Call:
## ar(x = dpgs, method = "mle")
## 
## Coefficients:
##       1        2        3        4        5  
##  0.5068   0.0786   0.1352  -0.0362  -0.0869  
## 
## Order selected 5  sigma^2 estimated as  0.000326

AIC选择5阶,
这也与PACF的观察结果吻合。

先建立一个含有常数项的AR(5)模型,
再考虑常数项是否需要:

arima(dpgs, order=c(5,0,0), include.mean=TRUE)
## 
## Call:
## arima(x = dpgs, order = c(5, 0, 0), include.mean = TRUE)
## 
## Coefficients:
##          ar1     ar2     ar3      ar4      ar5  intercept
##       0.5067  0.0786  0.1352  -0.0362  -0.0867     0.0011
## s.e.  0.0372  0.0417  0.0415   0.0417   0.0372     0.0017
## 
## sigma^2 estimated as 0.000326:  log likelihood = 1858.07,  aic = -3702.14

从intercept的估计值与SE的比较来看,
均值是不显著的。
(如果估计值落入正负二倍SE范围就不显著)。
所以改为一个不含常数项的AR(5)模型:

resm3 <- arima(dpgs, order=c(5,0,0), include.mean=FALSE); resm3
## 
## Call:
## arima(x = dpgs, order = c(5, 0, 0), include.mean = FALSE)
## 
## Coefficients:
##          ar1     ar2     ar3      ar4      ar5
##       0.5073  0.0788  0.1355  -0.0360  -0.0862
## s.e.  0.0372  0.0417  0.0415   0.0417   0.0372
## 
## sigma^2 estimated as 0.0003262:  log likelihood = 1857.85,  aic = -3703.71

以上模型为

xt=0.5073xt−1+0.0788xt−2+0.1355xt−3−0.0360xt−4−0.0862xt−5+εt, Var(εt)=0.0003262

逐个看AR系数的显著性,
可以发现ar4明显地不显著,
ar2也接近于不显著。
删除第4个AR系数:

resm4 <- arima(
  dpgs, order=c(5,0,0), fixed=c(NA, NA, NA, 0, NA), 
  include.mean=FALSE); resm4
## Warning in arima(dpgs, order = c(5, 0, 0), fixed = c(NA, NA, NA, 0, NA), : some
## AR parameters were fixed: setting transform.pars = FALSE
## 
## Call:
## arima(x = dpgs, order = c(5, 0, 0), include.mean = FALSE, fixed = c(NA, NA, 
##     NA, 0, NA))
## 
## Coefficients:
##          ar1     ar2     ar3  ar4      ar5
##       0.5036  0.0789  0.1220    0  -0.1009
## s.e.  0.0370  0.0418  0.0385    0   0.0330
## 
## sigma^2 estimated as 0.0003265:  log likelihood = 1857.48,  aic = -3704.96

修改后AIC值略有降低。
这样限制稀疏模型有可能破坏稳定性条件,所以用polyroot()函数求特征根,
看是否都在单位圆外:

abs(polyroot(c(1, -coefficients(resm4))))
## [1] 1.420831 1.606426 1.606426 1.420831 1.901977

特征根都在单位圆外且距离单位圆较远,
说明线性时间序列模型是合适的。

如果进一步去掉滞后2系数:

resm5 <- arima(
  dpgs, order=c(5,0,0), fixed=c(NA, 0, NA, 0, NA), 
  include.mean=FALSE); resm5
## Warning in arima(dpgs, order = c(5, 0, 0), fixed = c(NA, 0, NA, 0, NA), : some
## AR parameters were fixed: setting transform.pars = FALSE
## 
## Call:
## arima(x = dpgs, order = c(5, 0, 0), include.mean = FALSE, fixed = c(NA, 0, NA, 
##     0, NA))
## 
## Coefficients:
##          ar1  ar2     ar3  ar4      ar5
##       0.5360    0  0.1513    0  -0.0930
## s.e.  0.0329    0  0.0354    0   0.0328
## 
## sigma^2 estimated as 0.0003281:  log likelihood = 1855.7,  aic = -3703.4

AIC值比仅去掉滞后4的模型变大了。
所以应选择仅去掉滞后4的系数。

限制ϕ4=0的AR(5)模型为:

xt=0.5036xt−1+0.0789xt−2+0.1220xt−3−0.1009xt−5+εt, Var(εt)=0.0003265

称此模型为候选模型1(MC1)。
对此模型做诊断图:

候选模型1诊断

图13.12: 候选模型1诊断

从诊断图看,标准化残差仍有较大的异常值。
ACF已经基本符合白噪声要求。
第三幅各个Ljung-Box白噪声检验均不显著,
其中横坐标是检验所用的自相关系数个数,
零假设为符合白噪声要求。
这些诊断支持了候选模型1。

13.3 ARMA(1,3)模型

考虑汽油价格序列对数增长率的其它线性时间序列模型。
注意到PACF中滞后1最显著,其它显著位置是刚刚超出0.05水平界限。
所以考虑用AR(1);
但是,因为ACF和PACF并不在低阶截尾,
所以单用AR或者单用MA可能不够,
尝试用ARMA。

先看AR(1)的表现:

resm6 <- arima(
  dpgs, order=c(1,0,0), 
  include.mean=FALSE)
forecast::Acf(residuals(resm6), lag.max=10, main="")
AR(1)的残差ACF

图13.13: AR(1)的残差ACF

AR(1)的ACF在滞后3有一个显著非零。尝试ARMA(1,3):

resm7 <- arima(
  dpgs, order=c(1,0,3), 
  include.mean=FALSE); resm7
## 
## Call:
## arima(x = dpgs, order = c(1, 0, 3), include.mean = FALSE)
## 
## Coefficients:
##          ar1      ma1     ma2     ma3
##       0.5917  -0.0919  0.0413  0.1547
## s.e.  0.0750   0.0774  0.0489  0.0435
## 
## sigma^2 estimated as 0.0003273:  log likelihood = 1856.65,  aic = -3703.29

从系数估计值与SE的比较可以看出MA的系数1、系数2都不显著。
先去掉MA系数2,
拟合稀疏系数模型:

resm8 <- arima(
  dpgs, order=c(1,0,3), fixed=c(NA, NA, 0, NA),
  include.mean=FALSE); resm8
## 
## Call:
## arima(x = dpgs, order = c(1, 0, 3), include.mean = FALSE, fixed = c(NA, NA, 
##     0, NA))
## 
## Coefficients:
##          ar1      ma1  ma2     ma3
##       0.6332  -0.1266    0  0.1411
## s.e.  0.0507   0.0595    0  0.0408
## 
## sigma^2 estimated as 0.0003276:  log likelihood = 1856.3,  aic = -3704.6

这个模型的AIC比候选模型1略差一点。
MA系数1显著性在两可之间,
所以不继续精简。
模型为

xt=0.6332xt−1+εt−0.1266εt−1+0.1411εt−3, Var(εt)=0.0003276

称此模型为候选模型2(MC2)。

对候选模型2作诊断图:

北京大学金融时间序列分析讲义第13章:线性时间序列案例学习—汽油价格

标准化残差图仍有大异常值。
ACF已经符合白噪声表现;
Ljung-Box白噪声检验基本符合白噪声要求。

因为候选模型1和候选模型2是类似的模型,
候选模型1的AIC较优,
所以两者相比选择候选模型1。

13.4 固定线性趋势模型

考虑用非随机线性趋势对汽油价格对数值序列建模。

tmp.t <- seq(717)
resm9 <- lm(pgs ~ tmp.t)
summary(resm9)
## 
## Call:
## lm(formula = pgs ~ tmp.t)
## 
## Residuals:
##      Min       1Q   Median       3Q      Max 
## -0.53400 -0.12170 -0.00928  0.12268  0.44298 
## 
## Coefficients:
##               Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept) -6.664e-03  1.276e-02  -0.522    0.602    
## tmp.t        1.627e-03  3.079e-05  52.848   <2e-16 ***
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 0.1707 on 715 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.7962, Adjusted R-squared:  0.7959 
## F-statistic:  2793 on 1 and 715 DF,  p-value: < 2.2e-16

回归结果显著。
考察残差序列:

plot(residuals(resm9), type="l", xlab="Time", ylab="Residual")
非随机线性趋势模型残差序列

图13.14: 非随机线性趋势模型残差序列

序列呈现出一定的缓慢随机水平变化,
提示非平稳。
残差的ACF图:

acf(residuals(resm9), main="", lag.max=20)
非随机线性趋势模型残差的ACF

图13.15: 非随机线性趋势模型残差的ACF

说明残差序列的ACF是缓慢衰减的,
不太适用线性时间序列加非随机线性趋势作为模型。

13.5 引入石油价格解释变量的模型

考虑用石油价格对数值作为解释变量,
对汽油价格对数值序列建模。
{xt}为汽油价格对数增长率,
{zt}为原油价格对数增长率,
使用带有误差自相关的回归模型。

先做简单回归:

xt=a+bzt+εt

resm10 <- lm(dpgs ~ dpus)
summary(resm10)
## 
## Call:
## lm(formula = dpgs ~ dpus)
## 
## Residuals:
##       Min        1Q    Median        3Q       Max 
## -0.076840 -0.009456 -0.000279  0.008804  0.150721 
## 
## Coefficients:
##              Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept) 0.0006472  0.0006876   0.941    0.347    
## dpus        0.2865347  0.0150791  19.002   <2e-16 ***
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 0.01839 on 714 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.3359, Adjusted R-squared:  0.3349 
## F-statistic: 361.1 on 1 and 714 DF,  p-value: < 2.2e-16

可以看出截距项不显著。
尽管因为残差可能有自相关使得检验不一定精确,
因为两个序列都是差分序列,原始序列相关系数很大,
所以回归模型没有常数项是正常的。
将上述回归模型改为不带截距项的模型:

xt=bzt+εt

resm11 <- lm(dpgs ~ -1 + dpus)
summary(resm11)
## 
## Call:
## lm(formula = dpgs ~ -1 + dpus)
## 
## Residuals:
##       Min        1Q    Median        3Q       Max 
## -0.076149 -0.008834  0.000365  0.009441  0.151350 
## 
## Coefficients:
##      Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## dpus  0.28703    0.01507   19.05   <2e-16 ***
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 0.01839 on 715 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.3366, Adjusted R-squared:  0.3357 
## F-statistic: 362.8 on 1 and 715 DF,  p-value: < 2.2e-16

查看回归残差的ACF:

forecast::Acf(resm11$residuals, main="")
回归模型的残差序列的ACF

图13.16: 回归模型的残差序列的ACF

查看回归残差的PACF:

pacf(resm11$residuals, main="")
回归模型的残差序列的PACF

图13.17: 回归模型的残差序列的PACF

回归残差的ACF和PACF都是快速衰减的,
但都不截尾。
从PACF看,
基本在第5阶之后截尾了。

用AIC对残差的AR模型定阶:

ar(resm11$residuals, method="mle")
## 
## Call:
## ar(x = resm11$residuals, method = "mle")
## 
## Coefficients:
##       1        2        3        4        5        6  
##  0.3140   0.1575   0.0943   0.0346  -0.0568  -0.0625  
## 
## Order selected 6  sigma^2 estimated as  0.0002689

AIC选择6阶。试用arima()函数估计AR(6):

resm12 <- arima(resm11$residuals, order=c(6,0,0))
resm12
## 
## Call:
## arima(x = resm11$residuals, order = c(6, 0, 0))
## 
## Coefficients:
##          ar1     ar2     ar3     ar4      ar5      ar6  intercept
##       0.3140  0.1576  0.0946  0.0353  -0.0582  -0.0631     0.0006
## s.e.  0.0372  0.0390  0.0394  0.0394   0.0390   0.0372     0.0012
## 
## sigma^2 estimated as 0.0002689:  log likelihood = 1927.08,  aic = -3838.16

从估计结果看,均值(intercept)不显著,
滞后6系数不够显著,
滞后4系数不显著。
先拟合一个不带常数项的AR(5):

resm13 <- arima(resm11$residuals, order=c(5,0,0), include.mean=FALSE)
resm13
## 
## Call:
## arima(x = resm11$residuals, order = c(5, 0, 0), include.mean = FALSE)
## 
## Coefficients:
##          ar1     ar2     ar3     ar4      ar5
##       0.3193  0.1563  0.0891  0.0256  -0.0781
## s.e.  0.0372  0.0391  0.0394  0.0391   0.0372
## 
## sigma^2 estimated as 0.0002701:  log likelihood = 1925.51,  aic = -3839.02

这个精简的模型的AIC实际上改善了。因为滞后4系数不显著,做一个稀疏系数AR(5):

resm14 <- arima(resm11$residuals, order=c(5,0,0), 
                fixed=c(NA, NA, NA, 0, NA), include.mean=FALSE)
## Warning in arima(resm11$residuals, order = c(5, 0, 0), fixed = c(NA, NA, : some
## AR parameters were fixed: setting transform.pars = FALSE
## 
## Call:
## arima(x = resm11$residuals, order = c(5, 0, 0), include.mean = FALSE, fixed = c(NA, 
##     NA, NA, 0, NA))
## 
## Coefficients:
##          ar1     ar2     ar3  ar4      ar5
##       0.3211  0.1592  0.0954    0  -0.0707
## s.e.  0.0371  0.0388  0.0382    0   0.0354
## 
## sigma^2 estimated as 0.0002702:  log likelihood = 1925.29,  aic = -3840.59

AIC继续有改善。
将外生回归变量加入模型中,直接建立带有自相关误差项的回归模型:

resm15 <- arima(
  dpgs, xreg=dpus, order=c(5,0,0), include.mean=FALSE,
  fixed=c(NA, NA, NA, 0, NA, NA))
## Warning in arima(dpgs, xreg = dpus, order = c(5, 0, 0), include.mean = FALSE, :
## some AR parameters were fixed: setting transform.pars = FALSE
## 
## Call:
## arima(x = dpgs, order = c(5, 0, 0), xreg = dpus, include.mean = FALSE, fixed = c(NA, 
##     NA, NA, 0, NA, NA))
## 
## Coefficients:
##          ar1     ar2     ar3  ar4      ar5    dpus
##       0.4037  0.1642  0.0961    0  -0.1014  0.1911
## s.e.  0.0386  0.0399  0.0386    0   0.0345  0.0136
## 
## sigma^2 estimated as 0.0002532:  log likelihood = 1948.48,  aic = -3884.95

这样建立的模型可以写成:

xt=ξt=0.1911zt+ξt,0.4037ξt−1+0.1642ξt−2+0.0961ξt−3−0.1014ξt−5+εt, Var(εt)=0.0002532

称此模型为候选模型3(MC3)。
模型的诊断图形:

候选模型3的诊断图形

图13.18: 候选模型3的诊断图形

从诊断图看,除了标准化残差还有大异常值以外,
残差的白噪声性质已经基本确认。
说明候选模型3是合适的。

将候选模型1与候选模型3进行比较。
这两个模型的比较是不公平的,
因为候选模型3利用了额外的原油价格信息。
候选模型1的残差方差估计是0.0003281
AIC值是−3703.4
候选模型3的残差方差估计是0.0002532
AIC值是−3884.95
模型3的模型方差估计降低了23%,
AIC也有明显改善。
后面可以看到模型3的预测效果也更好。

13.6 使用滞后石油价格解释变量的模型

数据中原油价格比汽油价格发布时间早3天,
这样,
利用回归模型预报时,
仅能超前1到3天预报,
超前4天时就没有对应的石油价格作为解释变量了。

考虑使用石油价格的前一个发布值作为解释变量,
这样石油价格比汽油价格提前10天。

简单回归模型:

xt=bzt−1+εt

dpus1 <- dpus[-length(dpus)]
dpgs1 <- dpgs[-1]
resm16 <- lm(dpgs1 ~ -1 + dpus1)
summary(resm16)
## 
## Call:
## lm(formula = dpgs1 ~ -1 + dpus1)
## 
## Residuals:
##       Min        1Q    Median        3Q       Max 
## -0.088318 -0.011145 -0.000011  0.011391  0.161679 
## 
## Coefficients:
##       Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## dpus1  0.18560    0.01716   10.81   <2e-16 ***
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Residual standard error: 0.02093 on 714 degrees of freedom
## Multiple R-squared:  0.1408, Adjusted R-squared:  0.1395 
## F-statistic:   117 on 1 and 714 DF,  p-value: < 2.2e-16

注意这个回归R2=0.14比间隔3天的回归的R2=0.33小了许多,
预示着这个模型的预测效果远不如候选模型3。

对回归残差作ACF图:

forecast::Acf(resm16$residuals, main="")
滞后回归的残差ACF

图13.19: 滞后回归的残差ACF

对回归残差作PACF图:

pacf(resm16$residuals, main="")
滞后回归的残差PACF

图13.20: 滞后回归的残差PACF

从残差的ACF和PACF看,
虽然都是快速衰减的,
但都不在低阶截尾。

用AIC为残差序列作AR定阶:

ar(resm16$residuals, method="mle")
## 
## Call:
## ar(x = resm16$residuals, method = "mle")
## 
## Coefficients:
##       1        2        3        4        5        6        7        8  
##  0.2851   0.0805   0.2343  -0.0411  -0.0169  -0.0284  -0.0652   0.0577  
##       9  
## -0.1101  
## 
## Order selected 9  sigma^2 estimated as  0.0003479

选择9阶。用arima()估计:

resm17 <- arima(
  dpgs1, xreg=dpus1, include.mean=FALSE,
  order=c(9,0,0))
resm17
## 
## Call:
## arima(x = dpgs1, order = c(9, 0, 0), xreg = dpus1, include.mean = FALSE)
## 
## Coefficients:
##          ar1     ar2     ar3      ar4      ar5      ar6      ar7     ar8
##       0.4559  0.0888  0.1679  -0.0468  -0.0653  -0.0195  -0.0362  0.0797
## s.e.  0.0425  0.0410  0.0423   0.0415   0.0416   0.0414   0.0410  0.0408
##           ar9   dpus1
##       -0.0882  0.0454
## s.e.   0.0373  0.0174
## 
## sigma^2 estimated as 0.0003204:  log likelihood = 1861.55,  aic = -3701.1

查看各个系数的显著性,
用估计值除以标准误差得到检验统计量,
在等于零的零假设下近似服从标准正态分布:

arima.tstat <- function(mod) coef(mod)[coef(mod) != 0] / sqrt(diag(mod$var.coef))
round(sort(abs(arima.tstat(resm17))), 2)
##   ar6   ar7   ar4   ar5   ar8   ar2   ar9 dpus1   ar3   ar1 
##  0.47  0.88  1.13  1.57  1.95  2.16  2.36  2.61  3.97 10.73

滞6, 7, 4, 5, 8的系数不显著。逐步进行改进,先去掉ϕ6

fixed <- rep(NA_real_, 10)
fixed[6] <- 0
resm18 <- arima(
  dpgs1, xreg=dpus1, include.mean=FALSE,
  order=c(9,0,0), fixed=fixed)
## Warning in arima(dpgs1, xreg = dpus1, include.mean = FALSE, order = c(9, : some
## AR parameters were fixed: setting transform.pars = FALSE
## 
## Call:
## arima(x = dpgs1, order = c(9, 0, 0), xreg = dpus1, include.mean = FALSE, fixed = fixed)
## 
## Coefficients:
##          ar1     ar2     ar3      ar4      ar5  ar6      ar7     ar8      ar9
##       0.4574  0.0889  0.1646  -0.0473  -0.0718    0  -0.0423  0.0794  -0.0908
## s.e.  0.0424  0.0410  0.0417   0.0415   0.0393    0   0.0389  0.0408   0.0369
##        dpus1
##       0.0451
## s.e.  0.0174
## 
## sigma^2 estimated as 0.0003205:  log likelihood = 1861.44,  aic = -3702.88
round(sort(abs(arima.tstat(resm18))), 2)
##   ar7   ar4   ar5   ar8   ar2   ar9 dpus1   ar3   ar1 
##  1.09  1.14  1.83  1.95  2.17  2.46  2.60  3.95 10.78

AIC有改进。再去掉ϕ7:

fixed <- rep(NA_real_, 10)
fixed[c(6,7)] <- 0
resm19 <- arima(
  dpgs1, xreg=dpus1, include.mean=FALSE,
  order=c(9,0,0), fixed=fixed)
## Warning in arima(dpgs1, xreg = dpus1, include.mean = FALSE, order = c(9, : some
## AR parameters were fixed: setting transform.pars = FALSE
## 
## Call:
## arima(x = dpgs1, order = c(9, 0, 0), xreg = dpus1, include.mean = FALSE, fixed = fixed)
## 
## Coefficients:
##          ar1     ar2     ar3     ar4     ar5  ar6  ar7     ar8      ar9   dpus1
##       0.4618  0.0903  0.1617  -0.055  -0.078    0    0  0.0634  -0.0961  0.0431
## s.e.  0.0422  0.0411  0.0417   0.041   0.039    0    0  0.0381   0.0367  0.0172
## 
## sigma^2 estimated as 0.0003211:  log likelihood = 1860.85,  aic = -3703.7
round(sort(abs(arima.tstat(resm19))), 2)
##   ar4   ar8   ar5   ar2 dpus1   ar9   ar3   ar1 
##  1.34  1.66  2.00  2.20  2.50  2.62  3.87 10.94

AIC有改进。再去掉ϕ4:

fixed <- rep(NA_real_, 10)
fixed[c(6,7,4)] <- 0
resm20 <- arima(
  dpgs1, xreg=dpus1, include.mean=FALSE,
  order=c(9,0,0), fixed=fixed)
## Warning in arima(dpgs1, xreg = dpus1, include.mean = FALSE, order = c(9, : some
## AR parameters were fixed: setting transform.pars = FALSE
## 
## Call:
## arima(x = dpgs1, order = c(9, 0, 0), xreg = dpus1, include.mean = FALSE, fixed = fixed)
## 
## Coefficients:
##          ar1     ar2     ar3  ar4      ar5  ar6  ar7     ar8      ar9   dpus1
##       0.4580  0.0894  0.1414    0  -0.0989    0    0  0.0604  -0.0938  0.0403
## s.e.  0.0425  0.0412  0.0392    0   0.0358    0    0  0.0381   0.0367  0.0173
## 
## sigma^2 estimated as 0.0003219:  log likelihood = 1859.96,  aic = -3703.91
round(sort(abs(arima.tstat(resm20))), 2)
##   ar8   ar2 dpus1   ar9   ar5   ar3   ar1 
##  1.59  2.17  2.33  2.55  2.76  3.60 10.78

AIC有改进。再去掉ϕ8:

fixed <- rep(NA_real_, 10)
fixed[c(6,7,4,8)] <- 0
resm21 <- arima(
  dpgs1, xreg=dpus1, include.mean=FALSE,
  order=c(9,0,0), fixed=fixed)
## Warning in arima(dpgs1, xreg = dpus1, include.mean = FALSE, order = c(9, : some
## AR parameters were fixed: setting transform.pars = FALSE
## 
## Call:
## arima(x = dpgs1, order = c(9, 0, 0), xreg = dpus1, include.mean = FALSE, fixed = fixed)
## 
## Coefficients:
##          ar1     ar2     ar3  ar4      ar5  ar6  ar7  ar8      ar9   dpus1
##       0.4544  0.0877  0.1415    0  -0.0830    0    0    0  -0.0640  0.0406
## s.e.  0.0427  0.0413  0.0393    0   0.0345    0    0    0   0.0318  0.0176
## 
## sigma^2 estimated as 0.000323:  log likelihood = 1858.7,  aic = -3703.4
round(sort(abs(arima.tstat(resm21))), 2)
##   ar9   ar2 dpus1   ar5   ar3   ar1 
##  2.01  2.13  2.31  2.41  3.60 10.63

AIC变差,所以退回到上一个模型,以AR(9)去掉滞后4、6、7系数的模型为候选模型4(MC4)。
注意,这个模型肯定不如模型3,
因为作为自变量的原油价格比汽油价格的发布时间早了10天。

13.7 样本外预测

下面比较MC1、MC3、MC4的样本外预测,
对最后的400个样本点作超前一步预测。
将这三个模型分别记为M1、M2、M3。

M1:M2:M3:xt=ϕ1xt−1+ϕ2xt−2+ϕ3xt−3+ϕ5xt−5+εtxt=bzt+ξt, ξt=ϕ1ξt−1+ϕ2ξt−2+ϕ3ξt−3+ϕ5ξt−5+εtxt=bzt−1+ξt, ξt=ϕ1ξt−1+ϕ2ξt−2+ϕ3ξt−3+ϕ5ξt−5+ϕ8ξt−8+ϕ9ξt−9+εt

为了统一起见,所有序列都放弃第一个观测。这样,
每个序列有715个观测,
对最后的400个做超前一步预测,
最初仅使用315个观测建模。

dpuslag1 <- dpus[-length(dpus)]
dpus1 <- dpus[-1]
dpgs1 <- dpgs[-1]
nmin <- 316
nmax <- length(dpgs1)
fcst <- matrix(NA_real_, nmax, 3)
fixed <- rep(NA_real_, 10)
fixed[c(4,6,7)] <- 0
for(t1 in nmin:nmax){
  # t1是要预测的时间点
  n <- t1-1 # 用来建模的序列长度
  # 利用1到n的样本建立三个模型
  m1 <- arima(dpgs1[1:n], order=c(5,0,0), include.mean=FALSE,
              fixed=c(NA, NA, NA, 0, NA), transform.pars=FALSE)
  m2 <- arima(dpgs1[1:n], xreg=dpus1[1:n], 
              order=c(5,0,0), include.mean=FALSE,
              fixed=c(NA, NA, NA, 0, NA, NA), transform.pars=FALSE)
  m3 <- arima(dpgs1[1:n], xreg=dpuslag1[1:n], 
              order=c(9,0,0), include.mean=FALSE,
              fixed=fixed, transform.pars=FALSE)
  
  # 分别获得超前一步预报
  fcst[t1,1] <- c(predict(m1, n.ahead=1, newxreg=NULL, se.fit=FALSE))
  fcst[t1,2] <- c(predict(m2, n.ahead=1, newxreg=dpus1[t1], se.fit=FALSE))
  fcst[t1,3] <- c(predict(m3, n.ahead=1, newxreg=dpuslag1[t1], se.fit=FALSE))
}
# 计算RMSFE和MAFE
rmsfe <- rep(0.0, 3)
mafe <- rep(0.0, 3)
for(j in 1:3){
  rmsfe[j] <- sqrt( mean((fcst[nmin:nmax, j] - dpgs1[nmin:nmax])^2) )
  mafe[j] <- mean(abs(fcst[nmin:nmax, j] - dpgs1[nmin:nmax]))
}
rmsfe
## [1] 0.02171326 0.01925884 0.02169466
## [1] 0.01537896 0.01285303 0.01554937

结果的超前一步预测根均方误差和平均绝对预测误差列表如下:

tab1 <- data.frame(
  "模型"=c("M1", "M2", "M3"),
  RMSFE = round(rmsfe, 5), MAFE=round(mafe, 5))
knitr::kable(tab1)
模型 RMSFE MAFE
M1 0.02171 0.01538
M2 0.01926 0.01285
M3 0.02169 0.01555

看一看同期的汽油价格对数增长率的绝对值的分布:

summary(abs(dpgs1[nmin:nmax]))
##     Min.  1st Qu.   Median     Mean  3rd Qu.     Max. 
## 0.000000 0.006915 0.014015 0.018875 0.025504 0.162002

有一半的对数增长率在0.014以下,
但是最好的M2模型的预报的平均绝对误差也达到0.013。
这提示模型预报效果不够理想。

三个模型比较,利用提前3天的石油价格的模型M2预测效果最好,
不利用石油价格的M1和利用10天前石油价格的M3效果相近,
说明利用10天前的石油价格作用不大。

M1模型的预报图,黑色为真实值,
红色为预报值:

xts.p1 <- xts(cbind(dpgs1[nmin:nmax], fcst[nmin:nmax,1]), 
              index(xts.pgs)[-(1:2)][nmin:nmax])
plot(xts.p1, type="l", 
     main="One-step ahead forecaste with M1",
     major.ticks="years", minor.ticks=NULL, 
     col=c("black", "red"))
汽油价格对数增长率用M1模型做一步预测

图13.21: 汽油价格对数增长率用M1模型做一步预测

M2模型的预报图,黑色为真实值,
红色为预报值:

xts.p2 <- xts(cbind(dpgs1[nmin:nmax], fcst[nmin:nmax,2]), 
              index(xts.pgs)[-(1:2)][nmin:nmax])
plot(xts.p2, type="l", 
     main="One-step ahead forecaste with M2",
     major.ticks="years", minor.ticks=NULL, 
     col=c("black", "red"))
汽油价格对数增长率用M2模型做一步预测

图13.22: 汽油价格对数增长率用M2模型做一步预测

如果从图形看,
可以看出超前一步预测还是有一定效果的。

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    作者:雷蒙德·詹姆斯 由于通胀持续加剧,美联储降低了 2024 年降息的希望,经济数据显示 2024 年上半年将出现温和衰退。 在美联储(Fed)抗通胀、加息计划的整个实施过程中,在经济增长、强劲的劳动力市场和健康的消费者支出的支持下,股市表现出了不同寻常的热情。与预期相反的是,尽管经济和市场依然火热,通胀却继续降温。 然而,雷蒙德·詹姆斯首席投资官拉里·亚…

    2023年10月16日
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  • 被动投资者太多?没有这种事

    美国市场的表现远好于其他市场,但似乎没人知道原因。是的,有理论:也许是人工智能的前景,尽管人工智能将如何发挥作用以及谁将获利仍有待观察。或者估值很高,市场会下跌。或者……可能是因为没有人真正考虑它们,所以市场表现更好? 我知道我不是——因为我拥有被动指数基金。而且我并不孤单。1 月份,被动基金中的资金份额超过 50%。2010 年,该数字在 30% 到 40…

    2024年5月6日
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