Varyansı Sabit Olmayan Zaman Serisi Modelleri

94 soru

Soru 1Soru

Bir iktisatçı, bir zaman serisi modelinden elde edilen artıklarda (hata terimlerinde) ARCH etkisinin olup olmadığını belirlemek için T=150T=150 gözlem kullanarak ARCH-LM testini uygulamaktadır. Artık karelerinin (ϵ^t2\hat{\epsilon}_t^2) sabit terim ve kendisinin ilk iki gecikmesi (ϵ^t12,ϵ^t22\hat{\epsilon}_{t-1}^2, \hat{\epsilon}_{t-2}^2) üzerine kurulmuş olan yardımcı regresyonun sonuçları aşağıda verilmiştir:

DeğişkenKatsayıStandart Hata
Sabit (α0\alpha_0)0,420,15
ϵ^t12\hat{\epsilon}_{t-1}^20,220,08
ϵ^t22\hat{\epsilon}_{t-2}^20,180,07

Yardımcı regresyonun belirleme katsayısı R2=0,12R^2 = 0,12 olarak hesaplandığına göre; ARCH-LM test istatistiği değeri ve bu istatistiğin, ARCH etkisi olmadığını ifade eden H0H_0 hipotezi altında izlediği asimptotik dağılımın serbestlik derecesi aşağıdakilerin hangisinde doğru verilmiştir?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: 18 ve 2

Cevap

ARCH-LM test istatistiği 18'dir ve asimptotik olarak 2 serbestlik dereceli ki-kare dağılımına uyar.
ARCH-LM testi (Engle Testi), artıkların karelerinin kendi gecikmeleri üzerine kurulduğu bir yardımcı regresyona dayanır. Test istatistiği LM=T×R2LM = T \times R^2 formülü ile hesaplanır. Burada T=150T=150 ve R2=0,12R^2=0,12 olduğundan 150×0,12=18150 \times 0,12 = 18 elde edilir. Bu istatistik, asimptotik olarak gecikme sayısı olan qq serbestlik dereceli ki-kare dağılımına uyar. Soruda iki gecikme (q=2q=2) kullanıldığı için serbestlik derecesi 2'dir.

Adım Adım Çözüm

1
Verilen parametrelerin (gözlem sayısı ve belirleme katsayısı) belirlenmesi.
T=150T = 150 ve R2=0,12R^2 = 0,12
LM test istatistiği bu iki temel bileşen kullanılarak hesaplanır.
2
Lagrange Çarpanı (LM) test istatistiğinin hesaplanması.
LM=T×R2=150×0,12=18LM = T \times R^2 = 150 \times 0,12 = 18
ARCH-LM testi, yardımcı regresyonun belirleme katsayısı ile gözlem sayısının çarpımına dayanır.
3
Dağılımın ve serbestlik derecesinin (dfdf) belirlenmesi.
df=q=2df = q = 2
Test istatistiği, H0H_0 hipotezi altında asimptotik olarak yardımcı regresyondaki gecikme sayısına (qq) eşit serbestlik dereceli ki-kare (χ2\chi^2) dağılımı izler.

Anahtar Kavram

ARCH-LM test istatistiği (TR2TR^2) ve serbestlik derecesi (qq) ilişkisi.
Tahmini Süre:1m 30s
Soru 2Soru

Bir finansal zaman serisine ait tahmin edilen GARCH(1,1) modeli denklemi aşağıdaki gibidir:

σt2=0,12+0,18εt12+0,72σt12\sigma_t^2 = 0,12 + 0,18 \varepsilon_{t-1}^2 + 0,72 \sigma_{t-1}^2

Buna göre, bu modelin durağanlık durumu ve serinin uzun dönemli (koşulsuz) varyansı ile ilgili aşağıdakilerden hangisi doğrudur?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Model durağandır ve uzun dönemli varyansı 1,20'dir.

Cevap

Model durağandır ve uzun dönemli varyansı 1,20'dir.
Verilen GARCH(1,1) modelinde α1=0,18\alpha_1 = 0,18 ve β1=0,72\beta_1 = 0,72 katsayılarının toplamı 0,900,90 olup 1'den küçüktür. Bu durum serinin zayıf durağan olduğunu gösterir. Uzun dönemli varyans ise σ2=ω/(1α1β1)\sigma^2 = \omega / (1 - \alpha_1 - \beta_1) formülüyle 0,12/(10,90)=1,200,12 / (1 - 0,90) = 1,20 olarak bulunur.

Adım Adım Çözüm

1
Durağanlık koşulunu kontrol edin.
0,18+0,72=0,900,18 + 0,72 = 0,90
GARCH(1,1) modelinde α1+β1<1\alpha_1 + \beta_1 < 1 ise seri zayıf durağandır.
2
Uzun dönemli (koşulsuz) varyans formülünü uygulayın.
V=ω1(α1+β1)V = \frac{\omega}{1 - (\alpha_1 + \beta_1)}
Uzun dönemli varyans, modelin zamanla yakınsadığı sabit varyans değeridir.
3
Sayısal değerleri yerine koyarak hesaplamayı tamamlayın.
V=0,1210,90=0,120,10=1,20V = \frac{0,12}{1 - 0,90} = \frac{0,12}{0,10} = 1,20
Model parametreleri kullanılarak nihai sonuca ulaşılır.

Anahtar Kavram

GARCH(1,1) modellerinde durağanlık, ARCH ve GARCH katsayılarının toplamının 1'den küçük olmasına bağlıdır ve koşulsuz varyans bu toplam üzerinden hesaplanır.

İpuçları

1
GARCH(1,1) modelinde durağanlık için ARCH ve GARCH katsayılarının toplamına bakın.
2
Uzun dönemli varyans formülü ω1(α+β)\frac{\omega}{1 - (\alpha + \beta)} şeklindedir.

Daha Fazla Pratik

Katsayılar toplamının tam olarak 1'e eşit olduğu (IGARCH) durumları inceleyebilirsiniz.
Tahmini Süre:1m 30s
Soru 3Soru

Bir finansal zaman serisinin oynaklığını modellemek amacıyla tahmin edilen bir ARCH(1) modelinde, koşullu varyans denklemi σt2=0,2+0,6ϵt12\sigma_t^2 = 0,2 + 0,6 \epsilon_{t-1}^2 olarak belirlenmiştir. Bu modele ilişkin aşağıdaki ifadelerden hangisi doğrudur?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Hata terimlerinin karesine ait katsayı (0,60,6), geçmiş dönemdeki şokların cari dönemdeki koşullu varyans üzerindeki etkisini temsil eder.

Cevap

Hata terimlerinin karesine ait katsayı (0,60,6), geçmiş dönemdeki şokların cari dönemdeki koşullu varyans üzerindeki etkisini temsil eder.
Verilen ARCH(1) denkleminde α1=0,6\alpha_1 = 0,6 katsayısı, bir önceki dönemdeki şokun (hata teriminin karesinin) mevcut dönemdeki koşullu varyans (oynaklık) üzerindeki etkisini ölçer. Bu katsayının pozitif olması, geçmişteki büyük şokların mevcut volatiliteyi artırdığını gösterir.

Adım Adım Çözüm

1
Modelin parametrelerini tanımlayın.
α0=0,2\alpha_0 = 0,2 ve α1=0,6\alpha_1 = 0,6.
Varyans denklemi bileşenlerini ve katsayılarını doğru teşhis etmek analizin temelidir.
2
Katsayıların anlamlarını ve kısıtlarını değerlendirin.
α1=0,6\alpha_1 = 0,6 değeri 0α1<10 \leq \alpha_1 < 1 kısıtını sağlar (durağanlık) ve şok etkisini gösterir.
ARCH modelinde katsayılar şokların volatiliteye geçişkenliğini ve modelin matematiksel geçerliliğini belirler.

Anahtar Kavram

ARCH modelinde koşullu varyans denklemi katsayılarının yorumlanması ve parametre kısıtları.
Soru 4Soru

ϵt\epsilon_t hata terimini ve σt2\sigma_t^2 koşullu varyansı göstermek üzere, bir finansal zaman serisi için tanımlanan GARCH(1,1) modelinin denklemi şöyledir:

σt2=ω+α1ϵt12+β1σt12\sigma_t^2 = \omega + \alpha_1 \epsilon_{t-1}^2 + \beta_1 \sigma_{t-1}^2

Bu modelin kovaryans (zayıf) durağan olması ve her zaman pozitif bir koşullu varyans değeri üretmesi için (ω,α1,β1)(\omega, \alpha_1, \beta_1) parametre seti aşağıdakilerden hangisi olabilir?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: (0,05; 0,25; 0,65)

Cevap

Parametre setinin (0,05; 0,25; 0,65) olduğu seçenek doğrudur.
Doğru olan seçenekte ω=0,05\omega = 0,05, α1=0,25\alpha_1 = 0,25 ve β1=0,65\beta_1 = 0,65 değerleri verilmiştir. Burada ω>0\omega > 0 ve α1,β10\alpha_1, \beta_1 \geq 0 şartları sağlandığı için varyans pozitif kalır. Ayrıca α1+β1=0,90\alpha_1 + \beta_1 = 0,90 değeri 1'den küçük olduğu için model kovaryans durağanlık özelliğine sahiptir.

Adım Adım Çözüm

1
Pozitiflik kısıtlarının kontrol edilmesi
ω>0,α10,β10ω > 0, α_1 ≥ 0, β_1 ≥ 0 olmalıdır.
Varyansın her zaman pozitif tanımlı olması için tüm katsayılar negatif dışı, sabit terim ise pozitif olmalıdır.
2
Durağanlık koşulunun kontrol edilmesi
α1+β1<1α_1 + β_1 < 1 olmalıdır.
GARCH(1,1) modelinin kovaryans durağan olması için ARCH ve GARCH terimlerinin katsayıları toplamı 1'den küçük olmalıdır.
3
Seçeneklerin bu iki kritere göre değerlendirilmesi
0,25 + 0,65 = 0,90 < 1 ve tüm değerler pozitiftir.
Sadece belirtilen parametre seti her iki matematiksel koşulu da aynı anda sağlamaktadır.

Anahtar Kavram

GARCH(p,q) modellerinde parametre kısıtları ve kovaryans durağanlık şartı
Tahmini Süre:1m 15s
Soru 5Soru

Bir finansal zaman serisine uygulanan AR(1) modelinden elde edilen artıklar (̂{e}_t) üzerinde ARCH etkisinin varlığı araştırılmaktadır. Bu amaçla T=200T=200 gözlem kullanılarak oluşturulan yardımcı regresyon denklemi aşağıda verilmiştir:

e^t2=α0+α1e^t12+α2e^t22+vt\hat{e}_t^2 = \alpha_0 + \alpha_1 \hat{e}_{t-1}^2 + \alpha_2 \hat{e}_{t-2}^2 + v_t

Tahmin edilen bu yardımcı regresyonun belirtme katsayısı (R2R^2) 0,060,06 olarak hesaplanmıştır.

Buna göre, %5 anlamlılık düzeyinde (kritik değer χ0,05;22=5,99\chi^2_{0,05; 2} = 5,99) ARCH-LM test istatistiği değeri ve testin sonucu hakkında aşağıdakilerden hangisi doğrudur?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Test istatistiği 12,012,0'dır ve ARCH etkisi olduğu sonucuna varılır.

Cevap

Hesaplanan test istatistiği 12,012,0 olup, kritik değerden büyük olduğu için modelde ARCH etkisi bulunduğu sonucuna varılır.
ARCH-LM test istatistiği, gözlem sayısı (TT) ile yardımcı regresyonun belirtme katsayısının (R2R^2) çarpımı olan 200×0,06=12200 \times 0,06 = 12 değerine eşittir. Bu değer, verilen 22 serbestlik dereceli Ki-kare kritik değeri olan 5,995,99'dan büyük olduğu için boş hipotez reddedilir. Bu durum, seride ARCH etkisinin (koşullu değişen varyans) var olduğunu gösterir.

Adım Adım Çözüm

1
ARCH-LM test istatistiğinin hesaplanması
LM=T×R2=200×0,06=12,0LM = T \times R^2 = 200 \times 0,06 = 12,0
Engle (1982) tarafından geliştirilen ARCH-LM testi, örneklem hacmi ile yardımcı regresyonun belirtme katsayısının çarpımına dayanır.
2
Serbestlik derecesinin belirlenmesi
sd=q=2sd = q = 2
LM testi istatistiği, yardımcı regresyondaki gecikme sayısına (qq) eşit serbestlik dereceli Ki-kare dağılımı izler.
3
Hipotez testi kararının verilmesi
12,0>5,9912,0 > 5,99 olduğu için H0H_0 reddedilir.
Hesaplanan istatistik kritik değerden büyük olduğu için %5 anlamlılık düzeyinde 'ARCH etkisi yoktur' şeklindeki boş hipotez reddedilir.

Anahtar Kavram

ARCH-LM (Lagrange Çarpanı) Testi
Tahmini Süre:1m 30s
Soru 6Soru

Finansal zaman serilerinde negatif şokların (kötü haberler) yarattığı volatilitenin, aynı büyüklükteki pozitif şokların (iyi haberler) yarattığı volatiliteden daha fazla olması durumu "kaldıraç etkisi" (leverage effect) olarak adlandırılır. Bu asimetrik yapıyı modellemek amacıyla geliştirilen EGARCH (Üstel GARCH) modelinin, standart GARCH modellerine göre sahip olduğu en temel yapısal avantaj aşağıdakilerden hangisidir?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Koşullu varyansın logaritması modellendiği için parametreler üzerinde pozitiflik kısıtı gerektirmemesi

Cevap

EGARCH modelinin en büyük avantajı, koşullu varyansın logaritmasını (ln(ht))(\ln(h_t)) modelleyerek varyansın pozitifliğini matematiksel olarak garanti etmesi ve katsayılar üzerinde kısıtlama gerektirmemesidir.
Doğru yanıt, EGARCH modelinin en belirgin teknik avantajına odaklanmaktadır. Standart GARCH modellerinde koşullu varyansın negatif çıkmaması için parametreler üzerinde katı pozitiflik kısıtları bulunurken, EGARCH modelinde varyansın logaritması (ln(ht))(\ln(h_t)) modellendiği için bu kısıtlara ihtiyaç duyulmaz. Üstel fonksiyonun doğası gereği sonuç her zaman pozitif çıkacaktır.

Adım Adım Çözüm

1
EGARCH modelinin fonksiyonel yapısını tanımla.
ln(ht)=ω+i=1pβiln(hti)+j=1q(αjϵtjhtj+γjϵtjhtj)\ln(h_t) = \omega + \sum_{i=1}^p \beta_i \ln(h_{t-i}) + \sum_{j=1}^q \left( \alpha_j |\frac{\epsilon_{t-j}}{\sqrt{h_{t-j}}}| + \gamma_j \frac{\epsilon_{t-j}}{\sqrt{h_{t-j}}} \right)
Modelin asimetriyi nasıl yakaladığını ve varyansı nasıl ifade ettiğini görmek için denklemi kurmak gerekir.
2
Logaritmik ifadenin sonucunu değerlendir.
ln(ht)\ln(h_t) değeri negatif olsa bile, ht=eln(ht)h_t = e^{\ln(h_t)} işlemi sonucunda hth_t daima pozitif olacaktır.
Varyansın negatif çıkması istatistiksel olarak imkansızdır, bu yapı sayesinde katsayılar (ω,α,β,γ)(\omega, \alpha, \beta, \gamma) negatif değerler alabilir.
3
Asimetri parametresini (γ)(\gamma) yorumla.
γ\gamma parametresinin sıfırdan farklı olması asimetriyi, genellikle negatif olması ise kaldıraç etkisini gösterir.
Kaldıraç etkisinin modeldeki yerini belirlemek için parametre işaretini kontrol etmek gerekir.

Anahtar Kavram

EGARCH modelinde logaritmik varyans kullanımı ve parametre kısıtlarının esnekliği

Daha Fazla Pratik

TGARCH modelinin varyans denklemini inceleyerek, asimetrinin kukla değişken aracılığıyla nasıl dahil edildiğini karşılaştırınız.
Tahmini Süre:1m 30s
Soru 7Soru

Bir araştırmacı, finansal bir zaman serisi için tahmin ettiği modelden elde edilen artıkların (ete_t) varyansının sabit olup olmadığını test etmek amacıyla ARCH-LM testini kullanmaya karar vermiştir. T=120T=120 gözlem içeren seride, artıkların karelerinin (et2e_t^2) bir gecikmeli değeri (et12e_{t-1}^2) üzerine regrese edildiği yardımcı regresyon modelinden elde edilen belirtmelik katsayısı (R2R^2) 0,050,05 olarak hesaplanmıştır.

Buna göre, ARCH etkisinin varlığını sınayan Lagrange Çarpanı (LM) test istatistiği değeri ve bu istatistiğin asimptotik dağılımı aşağıdakilerin hangisinde doğru verilmiştir?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: 6,00; χ2(1)\chi^2(1)

Cevap

ARCH-LM test istatistiği 6,00 değerine sahiptir ve asimptotik olarak 1 serbestlik dereceli ki-kare (χ2(1)\chi^2(1)) dağılımı izler.
ARCH-LM testi için yardımcı regresyon denkleminden elde edilen R2R^2 değeri ile toplam gözlem sayısı (TT) çarpılır. Soruda verilen T=120T=120 ve R2=0,05R^2=0,05 değerleri çarpıldığında 6,006,00 sonucu elde edilir. ARCH(1) testi yapıldığı için yardımcı regresyonda bir adet gecikmeli terim bulunur ve bu durum serbestlik derecesinin 1 olmasını sağlar. Test istatistiği asimptotik olarak ki-kare dağılımına uygundur.

Adım Adım Çözüm

1
Parametreleri belirle
T=120T = 120, R2=0,05R^2 = 0,05, q=1q = 1 (ARCH(1) etkisi için)
ARCH-LM testi için gözlem sayısı, belirtmelik katsayısı ve gecikme uzunluğu gereklidir.
2
Test istatistiğini hesapla
LM=T×R2=120×0,05=6,00LM = T \times R^2 = 120 \times 0,05 = 6,00
Engle (1982) tarafından geliştirilen ARCH-LM testi, gözlem sayısı ile yardımcı regresyonun belirtmelik katsayısının çarpımına eşittir.
3
Asimptotik dağılımı ve serbestlik derecesini belirle
LMχ2(q)χ2(1)LM \sim \chi^2(q) \Rightarrow \chi^2(1)
Boş hipotez (H0H_0: ARCH etkisi yoktur) altında test istatistiği, yardımcı regresyondaki gecikme sayısı (qq) kadar serbestlik derecesine sahip ki-kare dağılımı izler.

Anahtar Kavram

ARCH-LM Test İstatistiği Hesaplanması

Daha Fazla Pratik

Farklı gecikme uzunlukları (örneğin ARCH(2)) için serbestlik derecesinin nasıl değiştiğini incelemek konuyu pekiştirecektir.
Tahmini Süre:1m 30s
Soru 8Soru

Finansal zaman serilerinde negatif şokların (kötü haberler) volatilite üzerinde pozitif şoklara (iyi haberler) göre daha büyük bir artışa neden olması durumuna kaldıraç etkisi (leverage effect) denir. Bu asimetriyi modellemek amacıyla geliştirilen TGARCH (GJR-GARCH) modelinin koşullu varyans denklemi şu şekildedir:

σt2=α0+α1ϵt12+γϵt12It1+βσt12\sigma_t^2 = \alpha_0 + \alpha_1 \epsilon_{t-1}^2 + \gamma \epsilon_{t-1}^2 I_{t-1} + \beta \sigma_{t-1}^2

Denklemdeki It1I_{t-1} değişkeni, ϵt1<0\epsilon_{t-1} < 0 durumunda 1, diğer durumlarda 0 değerini alan bir gösterge değişkenidir. Buna göre, bu modelde bir kaldıraç etkisinin varlığından söz edebilmek için γ\gamma parametresi hangi koşulu sağlamalıdır?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: γ>0\gamma > 0

Cevap

γ>0\gamma > 0 koşulunun sağlanması, negatif şokların volatiliteyi pozitif şoklardan daha fazla artırdığı anlamına gelir.
TGARCH modelinde pozitif bir şokun varyansa katkısı α1\alpha_1 iken, negatif bir şokun katkısı (α1+γ)(\alpha_1 + \gamma) kadardır. Kaldıraç etkisinin (negatif şokların daha etkili olması) gerçekleşmesi için (α1+γ)>α1(\alpha_1 + \gamma) > \alpha_1 olmalıdır, bu da matematiksel olarak γ>0\gamma > 0 koşuluna denktir.

Adım Adım Çözüm

1
Pozitif şokların (iyi haberler) volatilite üzerindeki etkisini belirleyin.
Pozitif şoklarda ϵt1>0\epsilon_{t-1} > 0 olduğundan It1=0I_{t-1} = 0 olur. Varyans denklemindeki asimetrik terim sıfırlanır ve şokun karesinin katsayısı α1\alpha_1 olur.
Gösterge değişkeni (indicator function) sadece negatif değerler için 1 değerini alır.
2
Negatif şokların (kötü haberler) volatilite üzerindeki etkisini belirleyin.
Negatif şoklarda ϵt1<0\epsilon_{t-1} < 0 olduğundan It1=1I_{t-1} = 1 olur. Bu durumda şokun karesinin toplam katsayısı α1+γ\alpha_1 + \gamma haline gelir.
TGARCH model yapısı gereği negatif hatalar ek bir volatilite bileşeni (γ\gamma) tetikler.
3
Kaldıraç etkisi tanımını matematiksel olarak ifade edin.
Negatif şok etkisi > Pozitif şok etkisi α1+γ>α1\Rightarrow \alpha_1 + \gamma > \alpha_1
Kaldıraç etkisi, negatif şokların aynı büyüklükteki pozitif şoklardan daha fazla volatilite üretmesi durumudur.
4
Eşitsizliği sadeleştirerek parametre koşulunu bulun.
γ>0\gamma > 0
Pozitif şokların etkisini temsil eden α1\alpha_1 her iki taraftan çıkarıldığında asimetri parametresinin pozitif olması gerektiği sonucuna ulaşılır.

Anahtar Kavram

TGARCH Modelinde Asimetri ve Parametre Yorumu

Alternatif Yöntem

Haber Etkisi Eğrisi (News Impact Curve) üzerinden düşünülürse; TGARCH'da eğrinin ϵ<0\epsilon < 0 bölgesi (sol taraf), ϵ>0\epsilon > 0 bölgesine (sağ taraf) göre daha dik olmalıdır. Bu diklik farkını sağlayan ek terim γ\gamma olduğu için, artışın daha fazla olması γ\gamma'nın pozitif olmasını gerektirir.
Tahmini Süre:1m 30s
Soru 9Soru

Finansal zaman serilerinde varlık getirisi ile risk (oynaklık) arasındaki pozitif yönlü ilişkiyi modellemek amacıyla geliştirilen, koşullu varyansın (veya standart sapmanın) doğrudan ortalama denkleminde bir açıklayıcı değişken olarak yer aldığı GARCH-in-Mean (GARCH-M) model yapısı aşağıdakilerden hangisinde doğru olarak verilmiştir?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Ortalama: Yt=μ+δht+ϵtY_t = \mu + \delta h_t + \epsilon_t ; Varyans: ht=ω+αϵt12+βht1h_t = \omega + \alpha \epsilon_{t-1}^2 + \beta h_{t-1}

Cevap

Ortalama denkleminin Yt=μ+δht+ϵtY_t = \mu + \delta h_t + \epsilon_t ve varyans denkleminin ht=ω+αϵt12+βht1h_t = \omega + \alpha \epsilon_{t-1}^2 + \beta h_{t-1} şeklinde olduğu seçenek doğrudur.
Doğru olan seçenek, beklenen getirinin (YtY_t) koşullu varyansın (hth_t) bir fonksiyonu olduğunu gösteren ortalama denklemini ve standart GARCH(1,1) varyans denklemini bir arada sunmaktadır. Burada δ\delta katsayısı risk primini temsil eder.

Adım Adım Çözüm

1
Modelin temel amacını belirle.
GARCH-M modelleri, risk (koşullu varyans) arttıkça beklenen getirinin de artacağı varsayımına dayanır.
Finansal teorideki risk-getiri ödünleşimini (trade-off) yakalamak amaçlanır.
2
Ortalama denklemini yapılandır.
Koşullu varyans (hth_t) veya koşullu standart sapma (ht\sqrt{h_t}) bağımsız değişken olarak ortalama denklemine eklenir: Yt=μ+δht+ϵtY_t = \mu + \delta h_t + \epsilon_t.
Model ismindeki 'in-mean' (ortalama içinde) ifadesi bu yapıdan gelir.
3
Varyans denklemini (GARCH(1,1)) kontrol et.
Varyans denklemi hem ARCH terimini (ϵt12\epsilon_{t-1}^2) hem de GARCH terimini (ht1h_{t-1}) içermelidir: ht=ω+αϵt12+βht1h_t = \omega + \alpha \epsilon_{t-1}^2 + \beta h_{t-1}.
Modelin GARCH tabanlı oynaklık kümelenmesini yakalaması gerekir.

Anahtar Kavram

GARCH-M modelleri, koşullu varyansı ortalama denklemine dahil ederek risk primini istatistiksel olarak ölçmeyi sağlar.
Tahmini Süre:1m 30s
Soru 10Soru

Bir zaman serisi analizinde hata terimlerinin (ϵt)(\epsilon_t) varyans yapısı ARCH(1) süreci ile modellenmiş ve model parametreleri σt2=0,05+0,75ϵt12\sigma_t^2 = 0,05 + 0,75 \epsilon_{t-1}^2 olarak tahmin edilmiştir. Bu modelin özellikleri ile ilgili olarak aşağıdakilerden hangisi doğrudur?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Model varyans durağandır ve serinin koşulsuz (sabit) varyansı 0,20'dir.

Cevap

Model varyans durağandır ve serinin koşulsuz varyansı 0,20'dir.
Verilen modelde α1=0,75\alpha_1 = 0,75 katsayısı 1'den küçük olduğu için varyans durağanlığı sağlanmaktadır. Bu durumda serinin uzun dönemli veya koşulsuz varyansı σ2=α0/(1α1)\sigma^2 = \alpha_0 / (1 - \alpha_1) formülü ile 0,05/(10,75)=0,200,05 / (1 - 0,75) = 0,20 olarak bulunur.

Adım Adım Çözüm

1
Model katsayılarını ve yapısını belirle.
α0=0,05\alpha_0 = 0,05 ve α1=0,75\alpha_1 = 0,75 olan bir ARCH(1) modelidir.
Hesaplamalar ve durağanlık kontrolü için parametre değerlerine ihtiyaç duyulur.
2
Varyans durağanlığı (variance stationarity) şartını kontrol et.
α1=0,75<1\alpha_1 = 0,75 < 1 olduğu için şart sağlanır.
ARCH(1) modelinin durağan olması için hata teriminin karesinin katsayısı 1'den küçük olmalıdır.
3
Koşulsuz (sabit) varyans değerini hesapla.
V(ϵt)=α01α1=0,0510,75=0,050,25=0,20V(\epsilon_t) = \frac{\alpha_0}{1 - \alpha_1} = \frac{0,05}{1 - 0,75} = \frac{0,05}{0,25} = 0,20
Durağan bir ARCH(1) modelinde uzun dönemli sabit varyans bu formül ile bulunur.

Anahtar Kavram

ARCH(1) Modelinde Durağanlık ve Koşulsuz Varyans

Daha Fazla Pratik

GARCH(1,1) modelinde durağanlık şartının ARCH(1) modelinden farkını ve α1+β1\alpha_1 + \beta_1 toplamının önemini inceleyebilirsiniz.
Tahmini Süre:1m 30s
Soru 11Soru

Bir sermaye piyasası analisti, BIST 100 endeks getiri serisi için bir zaman serisi modeli tahmin etmiş ve model artıklarının (ete_t) kareleri üzerine q=2q=2 gecikme uzunluğuna sahip bir ARCH yardımcı regresyonu kurmuştur. Yardımcı regresyonda kullanılan gözlem sayısı T=100T=100 ve elde edilen belirtmelilik katsayısı R2=0,15R^2 = 0,15 olduğuna göre; ARCH etkisinin sınanmasında kullanılan Lagrange Çarpanı (LM) test istatistiği değeri ve bu istatistiğin asimptotik dağılımı aşağıdakilerden hangisidir?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: 15,0015,00; χ2(2)\chi^2(2) dağılımı

Cevap

ARCH-LM test istatistiği değeri 15,0015,00 olup, 22 serbestlik dereceli χ2\chi^2 (Ki-kare) dağılımı sergiler.
Doğru cevapta belirtilen istatistik, ARCH-LM testinin temel hesaplama yöntemi olan T×R2T \times R^2 (100×0,15=15100 \times 0,15 = 15) kuralına uygundur. Ayrıca bu istatistiğin teorik dağılımı, yardımcı regresyondaki gecikme sayısı (q=2q=2) kadar serbestlik derecesine sahip Ki-kare dağılımıdır.

Adım Adım Çözüm

1
ARCH-LM test istatistiği formülünün belirlenmesi
LM=T×R2LM = T \times R^2
Engle (1982) tarafından önerilen ARCH-LM testi, yardımcı regresyonun belirtmelilik katsayısı ile gözlem sayısının çarpımına dayanır.
2
İstatistiksel değerin hesaplanması
100×0,15=15,00100 \times 0,15 = 15,00
Verilen T=100T=100 ve R2=0,15R^2=0,15 değerleri formülde yerine yerleştirilir.
3
Dağılımın ve serbestlik derecesinin tespiti
χ2(q)=χ2(2)\chi^2(q) = \chi^2(2)
LM istatistiği asimptotik olarak yardımcı regresyondaki kısıt sayısı (gecikme sayısı qq) kadar serbestlik derecesine sahip Ki-kare dağılımı gösterir.

Anahtar Kavram

ARCH-LM (Engle) Testi

Daha Fazla Pratik

ARCH-LM testinde kurulan boş hipotezin (H0) 'ARCH etkisi yoktur' (yani homoskedastisite) olduğunu hatırlayarak, elde edilen bu 15 değerinin tablo değeriyle nasıl karşılaştırılacağını gözden geçirebilirsiniz.
Tahmini Süre:1m 30s
Soru 12Soru

Bir finansal analist, bir hisse senedi getirisi serisinden elde edilen artıklar (ete_t) üzerinde ARCH etkisinin varlığını test etmek amacıyla T=240T=240 gözlem kullanarak aşağıdaki yardımcı regresyon denklemini kurmuştur:

et2=α0+α1et12+α2et22+α3et32+vte_t^2 = \alpha_0 + \alpha_1 e_{t-1}^2 + \alpha_2 e_{t-2}^2 + \alpha_3 e_{t-3}^2 + v_t

Yapılan analiz sonucunda bu yardımcı regresyon modelinin belirlilik katsayısı (R2R^2) 0,050,05 olarak bulunmuştur.

Buna göre, ARCH etkisinin sınanması için kurulan boş hipotez (H0H_0) ve hesaplanan LM test istatistiği değeri aşağıdakilerin hangisinde birlikte doğru verilmiştir?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: H0:α1=α2=α3=0H_0: \alpha_1 = \alpha_2 = \alpha_3 = 0 ve LM=12,0LM = 12,0

Cevap

Boş hipotez tüm gecikmeli katsayıların sıfıra eşit olduğunu belirten H0:α1=α2=α3=0H_0: \alpha_1 = \alpha_2 = \alpha_3 = 0 ifadesidir ve LM istatistiği 12,012,0 değerine eşittir.
Doğru seçenek ARCH-LM testinin hem mantıksal kurulumunu (H0: katsayılar = 0) hem de matematiksel hesaplamasını (T×R2=12,0T \times R^2 = 12,0) doğru yansıtmaktadır. Bu istatistik asimptotik olarak 33 serbestlik dereceli χ2\chi^2 dağılımına uyar.

Adım Adım Çözüm

1
Yardımcı regresyon modelindeki bağımsız değişken sayısını ve gecikme uzunluğunu belirleyin.
q=3q = 3 gecikme kullanılmıştır (et12,et22,et32e_{t-1}^2, e_{t-2}^2, e_{t-3}^2).
ARCH-LM testinde serbestlik derecesi gecikme sayısına bağlıdır.
2
Boş hipotezi (H0H_0) tanımlayın.
H0:α1=α2=α3=0H_0: \alpha_1 = \alpha_2 = \alpha_3 = 0.
Test, artıkların karesinde otokorelasyon (ARCH etkisi) olmadığını varsayarak başlar.
3
LM test istatistiğini T×R2T \times R^2 formülüyle hesaplayın.
LM=240×0,05=12,0LM = 240 \times 0,05 = 12,0.
Asimptotik olarak χ2\chi^2 dağılımı gösteren Engle'ın LM testi bu formülle hesaplanır.

Anahtar Kavram

ARCH-LM (Lagrange Multiplier) Testi
Soru 13Soru

ARCH (Otoregresif Koşullu Değişen Varyans) modellerinde parametre tahmini ve model kısıtları ile ilgili olarak verilen;

I. Koşullu varyansın her zaman pozitif olmasını garanti etmek için sabit terim α0>0\alpha_0 > 0 ve karesi alınmış hata terimi katsayıları αi0\alpha_i \geq 0 olmalıdır.
II. Sürecin zayıf (kovaryans) durağanlık koşulunu sağlayabilmesi için katsayılar toplamının 1'den küçük (i=1qαi<1\sum_{i=1}^{q} \alpha_i < 1) olması gerekir.
III. Parametrelerin tahmininde, varyansın zamanla değişen doğrusal olmayan yapısı nedeniyle En Çok Olabilirlik (MLE) yöntemi yerine En Küçük Kareler (EKK) yöntemi daha etkin sonuçlar verdiği için tercih edilir.

ifadelerinden hangileri doğrudur?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: I ve II

Cevap

I ve II numaralı ifadeler ARCH modellerinin parametre kısıtları ve durağanlık şartları açısından doğrudur; ancak tahmin yöntemi olarak EKK değil, En Çok Olabilirlik (MLE) yöntemi tercih edilir.
ARCH modellerinin geçerliliği için koşullu varyansın pozitif olması (I. ifade) ve sürecin durağan kalması (II. ifade) zorunludur. Ancak bu modellerde parametre tahmini için EKK yöntemi değil, En Çok Olabilirlik (MLE) yöntemi standarttır; çünkü varyans denklemi doğrusal olmayan bir yapıdadır ve EKK varyansın pozitifliğini garanti edemez.

Adım Adım Çözüm

1
Varyans denklemi kısıtlarını değerlendirme
α0>0\alpha_0 > 0 ve αi0\alpha_i \geq 0 kısıtları doğrulanır.
Varyans, tanımı gereği negatif olamaz. ARCH modelinde σt2\sigma_t^2 değerinin her zaman pozitif kalması için sabit terimin kesin pozitif, hata katsayılarının ise en az sıfır olması gerekir.
2
Durağanlık koşulunu analiz etme
αi<1\sum \alpha_i < 1 şartı doğrulanır.
ARCH sürecinin kovaryans durağan olması ve sonlu bir koşulsuz varyansa sahip olması için gecikmeli hata terimlerinin katsayılar toplamının 1'den küçük olması şarttır.
3
Tahmin yöntemini belirleme
En Çok Olabilirlik (MLE) yöntemi esastır, EKK ifadesi yanlıştır.
ARCH modellerinde koşullu varyans sabit değildir. EKK yöntemi bu durumda etkin (efficient) sonuçlar vermez; bu nedenle şokların dağılım varsayımı (genellikle normal dağılım) altında olabilirlik fonksiyonu kurularak MLE kullanılır.

Anahtar Kavram

ARCH modellerinde varyansın pozitifliği ve durağanlık için katsayılar üzerindeki zorunlu matematiksel kısıtlar.
Soru 14Soru

Finansal zaman serilerinde sıklıkla gözlemlenen, serinin ortalamasının zaman boyunca sabit kalmasına (ortalama durağanlığı) rağmen, hata terimlerinin varyansının zamana göre sabit olmaması ve özellikle büyük şokları büyük şokların, küçük şokları ise küçük şokların izlemesi eğilimi aşağıdakilerden hangisi ile ifade edilir?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Volatilite kümelenmesi

Cevap

Volatilite kümelenmesi
Doğru cevap olan volatilite kümelenmesi, zaman serilerinde (özellikle finansal getirilerde) varyansın sabit kalmayıp şokların büyüklüğüne göre gruplanması durumunu ifade eder. Bu durum, serinin 'koşullu varyansının' (conditional variance) zamana bağlı olarak değiştiğinin bir göstergesidir.

Adım Adım Çözüm

1
Serinin istatistiksel özelliklerinin analizi
Soruda ortalamanın sabit (E[yt]=μE[y_t] = \mu) ancak varyansın zamana bağlı olarak değiştiği belirtilmiştir.
Varyansın sabit olmaması (heteroskedastisite), serinin ikinci momentinin durağan olmadığını gösterir.
2
Şokların davranış biçiminin tanımlanması
Büyük değişimleri büyük değişimlerin, küçük değişimleri ise küçük değişimlerin takip etmesi durumu saptanmıştır.
Bu yapı, finansal piyasalarda riskin (oynaklığın) belirli dönemlerde yoğunlaştığını gösteren volatilite kümelenmesi kavramının temel tanımıdır.

Anahtar Kavram

Varyansın durağan olmaması ve volatilite kümelenmesi

Daha Fazla Pratik

Bu kavramın ardından ARCH ve GARCH modellerinin bu tür serileri modellemek için nasıl kullanıldığını inceleyebilirsiniz.
Tahmini Süre:1m 15s
Soru 15Soru

Bir finansal zaman serisinin oynaklığını modellemek amacıyla kurulan σt2=ω+αϵt12+βσt12\sigma_t^2 = \omega + \alpha \epsilon_{t-1}^2 + \beta \sigma_{t-1}^2 biçimindeki GARCH(1,1) modelinde; varyansın pozitifliği ve sürecin kovaryans durağanlığı (zayıf durağanlık) için parametrelerin belirli kısıtları sağlaması gerekmektedir.

Buna göre, aşağıda verilen (ω;α;β)(\omega; \alpha; \beta) parametre setlerinden hangisi bu kısıtların tamamını aynı anda sağlamaktadır?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: (0,12;0,18;0,75)(0,12; 0,18; 0,75)

Cevap

Parametrelerin tamamının pozitif olduğu ve katsayılar toplamının 1'den küçük olduğu (0,12;0,18;0,75)(0,12; 0,18; 0,75) değer kümesi doğrudur.
Doğru olan değer kümesinde ω=0,12>0\omega = 0,12 > 0, α=0,18>0\alpha = 0,18 > 0 ve β=0,75>0\beta = 0,75 > 0 olduğu için pozitiflik kısıtları sağlanmaktadır. Ayrıca α+β=0,93<1\alpha + \beta = 0,93 < 1 olduğu için süreç zayıf durağandır.

Adım Adım Çözüm

1
Varyans denklemi pozitiflik kısıtlarını kontrol et.
ω>0,α0,β0\omega > 0, \alpha \geq 0, \beta \geq 0 olmalıdır.
Koşullu varyansın (σt2)(\sigma_t^2) negatif değer almaması için bu kısıtlar zorunludur.
2
Kovaryans (zayıf) durağanlık koşulunu kontrol et.
α+β<1\alpha + \beta < 1 olmalıdır.
Sürecin uzun dönem varyansının sabit ve sonlu olması için katsayılar toplamı 1'den küçük kalmalıdır.
3
Verilen seçenekleri bu iki kriter setine göre ele.
0,12>0,0,18>0,0,75>00,12 > 0, 0,18 > 0, 0,75 > 0 ve 0,18+0,75=0,93<10,18 + 0,75 = 0,93 < 1.
Sadece (0,12;0,18;0,75)(0,12; 0,18; 0,75) seti her iki kısıtı da sağlamaktadır.

Anahtar Kavram

GARCH(1,1) Parametre Kısıtları
Tahmini Süre:1m 30s
Soru 16Soru
Bir araştırmacı, bir hisse senedi getiri serisindeki oynaklığı analiz etmek için aşağıdaki GARCH(1,1) modelini kurmuştur:
σt2=0,02+0,15ϵt12+0,80σt12\sigma_t^2 = 0,02 + 0,15 \epsilon_{t-1}^2 + 0,80 \sigma_{t-1}^2
Bu modelde parametre kısıtları ve durağanlık koşulları dikkate alındığında, modelin özellikleri ile ilgili aşağıdakilerden hangisi doğrudur?
Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: Model zayıf durağandır ve serinin koşulsuz varyans değeri 0,400,40’tır.

Cevap

Modelin zayıf durağan olduğu ve koşulsuz varyansının 0,40 olduğu ifadesi doğrudur.
Verilen modelde tüm parametreler (ω,α,β\omega, \alpha, \beta) pozitif olduğu için pozitiflik kısıtları sağlanmaktadır. Ayrıca α+β=0,95<1\alpha + \beta = 0,95 < 1 olduğu için model zayıf durağandır. Serinin koşulsuz varyansı ise 0,02/(10,95)=0,400,02 / (1 - 0,95) = 0,40 olarak hesaplanır.

Adım Adım Çözüm

1
Parametre kısıtlarını kontrol etme
ω=0,02>0\omega = 0,02 > 0, α=0,15>0\alpha = 0,15 > 0 ve β=0,80>0\beta = 0,80 > 0
GARCH varyans denkleminin her zaman pozitif sonuç vermesi için katsayılar pozitif olmalıdır.
2
Durağanlık (zayıf durağanlık) koşulunu test etme
α+β=0,15+0,80=0,95<1\alpha + \beta = 0,15 + 0,80 = 0,95 < 1
Kovaryans (zayıf) durağanlık için ARCH (α\alpha) ve GARCH (β\beta) katsayıları toplamı 1'den küçük olmalıdır.
3
Koşulsuz (uzun dönem) varyans değerini hesaplama
E[σ2]=ω1(α+β)=0,0210,95=0,020,05=0,40E[\sigma^2] = \frac{\omega}{1 - (\alpha + \beta)} = \frac{0,02}{1 - 0,95} = \frac{0,02}{0,05} = 0,40
Durağan bir GARCH(1,1) sürecinin beklenen uzun dönem varyansı bu formülle belirlenir.

Anahtar Kavram

GARCH(1,1) durağanlık ve parametre kısıtları
Soru 17Soru

Finansal zaman serilerinde yüksek oynaklık (risk) dönemlerinde yatırımcıların daha yüksek getiri beklediği varsayımını test etmek isteyen bir araştırmacı, aşağıdaki GARCH-in-Mean (GARCH-M) modelini kurmuştur:

yt=μ+δht+ϵty_t = \mu + \delta \sqrt{h_t} + \epsilon_t
ht=ω+αϵt12+βht1h_t = \omega + \alpha \epsilon_{t-1}^2 + \beta h_{t-1}

Buna göre, modeldeki δ\delta parametresi ve modelin yapısı ile ilgili aşağıdakilerden hangisi doğrudur?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: δδ parametresi risk primini temsil eder ve riskin ortalama getiri üzerindeki etkisini ölçer.

Cevap

δδ parametresi risk primini temsil eder ve riskin ortalama getiri üzerindeki etkisini ölçer.
Doğru seçenek, GARCH-M modelinin temel amacını yansıtmaktadır. Bu modellerde koşullu varyans veya standart sapma, getiri serisinin ortalama denklemine bir açıklayıcı değişken olarak eklenir. Bu sayede, riskin (oynaklığın) getiri üzerindeki marjinal etkisi olan risk primi doğrudan tahmin edilebilir.

Adım Adım Çözüm

1
Model yapısını analiz etme
Ortalama denkleminde (yty_t) koşullu standart sapma (ht\sqrt{h_t}) teriminin bulunduğu, varyans denkleminde (hth_t) ise klasik GARCH(1,1) yapısının olduğu görülmektedir.
GARCH-M modelini diğer volatilite modellerinden ayıran temel özellik budur.
2
Parametre fonksiyonunu belirleme
δ\delta parametresi, ht\sqrt{h_t} ile çarpım durumundadır ve ortalama getirinin bir bileşenidir.
İstatistikte bağımlı değişkenin (getiri) bağımsız değişken (risk) ile olan ilişkisini katsayılar belirler.
3
Ekonometrik yorumlama yapma
Pozitif ve anlamlı bir δ\delta, risk arttıkça beklenen getirinin de arttığını gösterir.
Bu durum finans literatüründe 'risk primi' (risk premium) olarak adlandırılır.

Anahtar Kavram

GARCH-in-Mean (GARCH-M) Modeli ve Risk Primi

İpuçları

1
GARCH-M ismindeki 'M' harfinin 'Mean' (Ortalama) kelimesini temsil ettiğini düşünün.
2
Finansal teoride yatırımcılar neden daha fazla risk alır? Bu sorunun cevabı modeldeki hangi denklemi etkiler?
3
Risk primi, riskin karşılığı olarak alınan 'getiri' farkıdır. Getiri ise zaman serisi modellerinde 'ortalama denkleminde' yer alır.

Daha Fazla Pratik

GARCH-M modellerinde varyansın kendisi (hth_t) yerine logaritmasının veya standart sapmasının kullanılmasının sonuçları nasıl etkileyeceğini araştırabilirsiniz.
Tahmini Süre:1m 15s
Soru 18Soru

Bir finansal getiri serisi için tahmin edilen GARCH(1,1)GARCH(1,1) modelinin koşullu varyans denklemi aşağıda verilmiştir:

σt2=0,05+0,15εt12+0,75σt12\sigma_t^2 = 0,05 + 0,15 \varepsilon_{t-1}^2 + 0,75 \sigma_{t-1}^2

Buna göre, bu sürecin uzun dönemli (koşulsuz) varyans değeri kaçtır?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: 0,50

Cevap

Modelin koşulsuz varyansı 0,50'dir.
Doğru cevap olan değer, GARCH(1,1)GARCH(1,1) modelindeki sabit terimin (0,050,05), bir değerinden diğer parametrelerin toplamının (0,15+0,75=0,900,15 + 0,75 = 0,90) çıkarılmasıyla elde edilen sonuca bölünmesiyle elde edilir. Bu işlem sonucunda 0,05/0,10=0,500,05 / 0,10 = 0,50 sonucuna ulaşılır.

Adım Adım Çözüm

1
Model parametrelerini tanımlayın.
α0=0,05\alpha_0 = 0,05, α1=0,15\alpha_1 = 0,15 ve β1=0,75\beta_1 = 0,75.
Hesaplama için denklemi standart GARCH(1,1)GARCH(1,1) formu olan σt2=α0+α1εt12+β1σt12\sigma_t^2 = \alpha_0 + \alpha_1 \varepsilon_{t-1}^2 + \beta_1 \sigma_{t-1}^2 ile eşleştirmek gerekir.
2
Durağanlık koşulunu ve oynaklık kalıcılığını kontrol edin.
α1+β1=0,15+0,75=0,90\alpha_1 + \beta_1 = 0,15 + 0,75 = 0,90.
Koşulsuz varyansın var olması için α1+β1<1\alpha_1 + \beta_1 < 1 olmalıdır. Burada 0,90<10,90 < 1 olduğu için süreç durağandır.
3
Koşulsuz varyans formülünü uygulayın.
σ2=α01(α1+β1)=0,0510,90=0,050,10=0,50\sigma^2 = \frac{\alpha_0}{1 - (\alpha_1 + \beta_1)} = \frac{0,05}{1 - 0,90} = \frac{0,05}{0,10} = 0,50
GARCH(1,1) modelinde uzun dönemli ortalama varyans, bu formül yardımıyla hesaplanır.

Anahtar Kavram

GARCH modelinde koşulsuz varyans hesaplaması
Tahmini Süre:1m 30s
Soru 19Soru

Finansal verilerdeki oynaklık (volatilite) kümelenmelerini modellemek amacıyla kullanılan GARCH(1,1)GARCH(1,1) spesifikasyonlarına ilişkin beş farklı model denklemi aşağıdaki tabloda verilmiştir:

ModelKoşullu Varyans Denklemi
Iσt2=0,12+0,10ϵt12+0,80σt12\sigma_t^2 = 0,12 + 0,10 \epsilon_{t-1}^2 + 0,80 \sigma_{t-1}^2
IIσt2=0,04+0,15ϵt12+0,75σt12\sigma_t^2 = -0,04 + 0,15 \epsilon_{t-1}^2 + 0,75 \sigma_{t-1}^2
IIIσt2=0,050,08ϵt12+0,90σt12\sigma_t^2 = 0,05 - 0,08 \epsilon_{t-1}^2 + 0,90 \sigma_{t-1}^2
IVσt2=0,15+0,55ϵt12+0,50σt12\sigma_t^2 = 0,15 + 0,55 \epsilon_{t-1}^2 + 0,50 \sigma_{t-1}^2
Vσt2=0,02+0,35ϵt12+0,65σt12\sigma_t^2 = 0,02 + 0,35 \epsilon_{t-1}^2 + 0,65 \sigma_{t-1}^2

Buna göre; yukarıdaki modellerden hangisi hem varyansın pozitifliği için gerekli olan parametre kısıtlarını hem de zayıf durağanlık (kovaryans durağanlığı) koşulunu birlikte sağlamaktadır?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: I

Cevap

Model I'in yer aldığı seçenek doğrudur çünkü bu model hem parametrelerin pozitifliği kısıtlarını hem de durağanlık için gerekli olan toplam kısıtını sağlamaktadır.
I numaralı modelde sabit terim (0,120,12), ARCH terimi katsayısı (0,100,10) ve GARCH terimi katsayısı (0,800,80) pozitiftir. Ayrıca 0,10+0,80=0,90<10,10 + 0,80 = 0,90 < 1 olduğu için süreç zayıf durağandır.

Adım Adım Çözüm

1
Parametre kısıtlarını kontrol et
I, IV ve V modellerinde ω>0,α0,β0\omega > 0, \alpha \geq 0, \beta \geq 0 kısıtları sağlanırken; II modelinde ω<0\omega < 0 ve III modelinde α<0\alpha < 0 olduğu için bu modeller elenir.
GARCH modellerinde koşullu varyansın negatif olmaması için sabit terim ve katsayılar negatif olmamalıdır.
2
Zayıf durağanlık (kovaryans durağanlığı) koşulunu test et
I modelinde 0,10+0,80=0,90<10,10 + 0,80 = 0,90 < 1 (Sağlanır). IV modelinde 0,55+0,50=1,05>10,55 + 0,50 = 1,05 > 1 (Sağlanmaz). V modelinde 0,35+0,65=1,000,35 + 0,65 = 1,00 (Sağlanmaz).
GARCH(1,1) modelinin zayıf durağan olması için α1+β1<1\alpha_1 + \beta_1 < 1 olmalıdır.

Anahtar Kavram

GARCH(1,1) modelinde varyansın pozitifliği için ω>0,α10,β10\omega > 0, \alpha_1 \geq 0, \beta_1 \geq 0 kısıtları; zayıf durağanlık için ise α1+β1<1\alpha_1 + \beta_1 < 1 koşulu aranır.

Daha Fazla Pratik

IGARCH(1,1) modelinin özelliklerini ve bu durumda koşulsuz varyansın değerini araştırınız.
Tahmini Süre:1m 30s
Soru 20Soru

Zaman serilerinde koşullu varyansın modellenmesinde kullanılan GARCH(1,1)GARCH(1,1) sürecinin denklemi σt2=ω+αϵt12+βσt12\sigma_t^2 = \omega + \alpha \epsilon_{t-1}^2 + \beta \sigma_{t-1}^2 olarak verilmiştir.

Buna göre, modelin koşullu varyansının pozitifliğini koruması ve serinin zayıf durağanlık (kovaryans durağanlığı) koşulunu sağlaması için parametreler üzerindeki kısıtlar aşağıdakilerin hangisinde doğru olarak bir arada verilmiştir?

Cevabı ve açıklamayı göster

Cevap: ω>0,α0,β0\omega > 0, \alpha \geq 0, \beta \geq 0 ve α+β<1\alpha + \beta < 1

Cevap

GARCH(1,1) modelinin hem varyans pozitifliğini sağlaması hem de zayıf durağan olması için ω>0,α0,β0\omega > 0, \alpha \geq 0, \beta \geq 0 ve α+β<1\alpha + \beta < 1 koşulları birlikte sağlanmalıdır.
GARCH(1,1) modelinin kovaryans durağan olabilmesi için koşulsuz varyansın sonlu ve pozitif bir değer olması gerekir. Bu değer σ2=ω/(1αβ)\sigma^2 = \omega / (1 - \alpha - \beta) formülü ile hesaplanır. Paydanın pozitif olması için α+β<1\alpha + \beta < 1 olmalıdır. Ayrıca varyansın pozitifliği için paydaki ω\omega teriminin sıfırdan büyük olması ve katsayıların negatif olmaması (α0,β0\alpha \geq 0, \beta \geq 0) zorunludur. Bu kısıtlar bir araya getirildiğinde doğru sonuca ulaşılır.

Adım Adım Çözüm

1
Koşullu varyansın pozitifliği için gerekli parametre kısıtlarını belirle
ω>0,α0,β0\omega > 0, \alpha \geq 0, \beta \geq 0
Varyansın her zaman pozitif bir değer üretebilmesi için denklemi oluşturan bileşenlerin negatif olmaması gerekir.
2
Zayıf durağanlık (kovaryans durağanlığı) için toplam kısıtını belirle
α+β<1\alpha + \beta < 1
GARCH(1,1) modelinde koşulsuz varyansın sonlu bir değerde sabit kalabilmesi için ARCH (α\alpha) ve GARCH (β\beta) katsayılarının toplamının 1'den küçük olması şarttır.

Anahtar Kavram

GARCH(1,1) Durağanlık ve Parametre Kısıtları
Tahmini Süre:1m 30s
Sayfa 1 / 5Sonraki
Varyansı Sabit Olmayan Zaman Serisi Modelleri Alıştırma Soruları — KPSS İstatistik | Examkin