WIG dyskontuje prędzej Zagranicę niż Polskę

Dla zwykłego inwestora Skorygowany narodowy dochód netto (Adjusted net national income, ANNI), opisany ostatnio, jest co najwyżej tylko ciekawostką. Podaje się go z dużym opóźnieniem w stosunku do PKB i mniejszą częstotliwością. Mimo wszystko jego "czystość" może doprowadzić do ciekawych konkluzji. Zrobimy takie porównanie na trzy: między WIG, PKB, ANNI. Analizując te same roczne dane co poprzednio (1996-2015, 20 obs), przestudiujmy krótko w Gretlu wzajemne korelacje seryjne:

a) między tempem PKB Polski a różnymi opóźnieniami tempa WIG (korelogram wzajemny)

Liczbowo:

Co tu widzimy?
1) WIG już rok wcześniej przewiduje z siłą 0,6 jak zmieni się PKB i podąża w tym kierunku. Np. w 2008 r. spadł, bo przewidywał spadek wzrostu PKB w 2009 r. (istotnie wzrost gosp. spadł). Jest to zachowanie oczywiście zgodne z teorią efektywnego rynku.
2) Występują także inne korelacje w czasie, które zamazują ten obraz. Na przykład istnieje bardzo słaba korelacja PKB danego roku i WIG z tego samego roku (0,17). Nie jest jasne czy ta korelacja w ogóle jest prawdziwa. Dodatkowo pojawiają się też dość silne korelacje dalekich rzędów.

Poniżej dla porównania grafika relacji opóźnionego o 1 rok WIG z PKB:

 
Widać, że WIG przewiduje co się stanie z PKB już rok naprzód. A dodatkowo przecież dane o gospodarce udostępniane są z dużym opóźnieniem. Powoduje to, że znacznie trudniej jest przewidywać giełdę niż to sugerują analitycy, którzy dodają nawet wykresy tego "dowodzące". Co chwilę czytamy artykuły czy to na blogach czy serwisach, że WIG naśladuje krajową gospodarkę. Okazuje się to fałszem: jest wręcz na odwrót (dla jasności: chociaż to badanie jest tylko z lat 1996-2015, to dla lat 1995-2016 korelacja zmian WIG z PKB jest jeszcze mniejsza i wynosi zaledwie 0,128, a opóźnionego o 1 rok 0,4).

b) między tempem ANNI Polski a różnymi opóźnieniami tempa WIG

Liczbowo:

Z tej perspektywy obraz jest klarowniejszy. Indeks przewiduje zmiany ANNI 1-2 lata do przodu, a jednocześnie korelacje wsteczne (tzn. z ujemnymi opóźnieniami) są dużo słabsze. Ponadto nie występuje już żadna korelacja między PKB a indeksem okresu bieżącego. (Najprawdopodobniej wynika to z tego, że na ANNI ma miejsce silniejsza autokorelacja 1 rzędu niż PKB (0,51 vs. 0,36) właśnie dzięki temu, że jest oczyszczony z amortyzacji).
Ponieważ ANNI zawiera realne dochody ludności, to znaczy że zmiany WIG nie odzwierciedlają zmian dochodów z danego okresu, a jedynie przewidują przyszłe dochody. Tak więc tempo wzrostu polskiego PKB na 2018 nie będzie miało większego wpływu na giełdę w tym samym roku. 

Poniżej dla porównania grafika relacji opóźnionego o 1 rok WIG z ANNI:

Nieco gorsza korelacja ANNI niż w przypadku PKB wynika z tego, że ANNI Polski silniej naśladuje ANNI UE z rocznym opóźnieniem, a jednocześnie WIG także przewiduje ANNI UE rok naprzód (albo po prostu koreluje naprzód).


Powyższa analiza zakłada jednak, że pomiędzy PKB (lub ANNI) a WIG nie ma pośrednich zmiennych. Może być jednak tak, że PKB koreluje z pewnym opóźnieniem z gospodarkami zagranicznymi, a wtedy WIG przewiduje przyszłość gospodarczą poprzez naśladowanie koniunktury innych krajów. Porównajmy najpierw ze sobą takie kategorie jak WIG, PKB i ANNI dla Polski, UE i USA, tworząc macierz korelacji. Oto wyniki:

Rzeczywiście obraz się zmienia. Korelacja między bieżącymi WIG a ANNI_UE równa się 0,27. Co więcej jest znacznie większa niż między WIG a GDP_UE (0,19). Sprawdźmy teraz dokładniej te zmienne na korelogramie wzajemnym:

a) między tempem PKB UE a różnymi opóźnieniami tempa WIG

Wynik ten wskazywałby, że WIG koreluje słabo z bieżącym PKB UE, ale za to przewiduje co będzie rok później, silnie korelując z przyszłością gosp (0,51).

b)  między tempem ANNI UE a różnymi opóźnieniami tempa WIG

Przy niewielkiej liczbie danych korelacja jest nieistotna stat, ale widać, że dla opóźnienia = 0 i 1 jakaś występuje. ANNI dowodzi, że WIG koreluje z gospodarką europejską na bieżąco. Natomiast korelacja z przyszłym 1-szym okresem gospodarczym jest prawdopodobnie spowodowana faktem, że ANNI posiada autokorelacje 1 rzędu i tak naprawdę WIG raczej nie przewiduje przyszłości UE albo robi to w niewielkim stopniu.*
  
c) W takim razie sprawdźmy korelację między ANNI Polski na tle opóźnień ANNI UE:

I rzeczywiście polska gospodarka jest opóźniona w stosunku do UE o 1 rok, to znaczy reaguje z rocznym opóźnieniem, co potwierdza nasze sugestie co do WIG. Ewidentnie 0,27 jest nieprzypadkowo zbliżona do tej, którą zarejestrowaliśmy dla WIG-ANNI_UE, ale przesunięta o 1 okres do tyłu. 

Pomijam w tej analizie USA, żeby zachować jakąś przejrzystość, ale ogólnie wyniki są podobne, przy czym WIG nie reaguje na bieżącą koniunkturę USA, ale także wyprzedza ją o 1 rok.

Ok, to teraz najważniejszy element z całej tej układanki. Gdyby nie to, to cała analiza byłaby tylko ciekawostką bez większego znaczenia. Popatrzmy na:

d) relację między PKB Polski a PKB UE (na tle opóźnień PKB UE):

Zgodnie z tym schematem PKB Polski i UE koreluje z siłą 0,4, a dodatkowo PKB Polski reaguje z 1-rocznym opóźnieniem na to, co się dzieje w UE. Ale przecież zgodnie z ANNI korelacja gospodarek polskiej i UE o zerowym rzędzie opóźnienia praktycznie nie istnieje albo jest bardzo mała (0,13). A skoro wiemy, że ANNI jest bardziej obiektywne, to znaczy, że bieżące zmiany gospodarcze Polski nie odzwierciedlają bieżących zmian UE, tylko z opóźnieniem o 1 rok, natomiast to co pokazuje wzajemna korelacja PKB w pewnym sensie fałszuje rzeczywistość.
Dlatego właśnie WIG szybciej reaguje - po prostu patrzy na UE.

Wniosek końcowy: jeśli decydujemy się na inwestowanie aktywne, powinniśmy bardziej skupiać się zmianach w gospodarce europejskiej (i USA) niż polskiej. Nie znaczy to, że w ogóle należy pomijać Polskę, ale powinna ona stać na drugim planie, bo w dużej mierze reaguje z rocznym opóźnieniem na sygnały z zagranicy.


DODATEK:
* Tezę tę sprawdziłem. Ułożyłem dla zmiennej zależnej ANNI_UE model AR(1) wraz z opóźnioną stopą zwrotu o 1 rok WIG. Dostałem takie wyniki:

Wig opóźniony o 1, tj. wig_1 nie jest istotny. Po opuszczeniu tej zmiennej model się poprawił.
Sugeruje to, że WIG raczej nie przewiduje przyszłości ANNI_UE, który koreluje sam ze sobą. Przy okazji rysuje się pytanie czy model poprawi się gdy użyjemy nieopóźnionego WIG? Powinno tak być. Wyniki tego testu:

Mimo braku istotności, wszystkie kryteria (Akaike - AIC, Bayesa-Schwarza - BIC, Hannana-Quinna - HQC)  poprawiły się. A przecież korelacja pomiędzy (bieżącym) WIG a (bieżącym) ANNI była mniejsza niż pomiędzy opóźnionym WIG a (bieżącym) ANNI (0,27 vs 0,35). Mimo to, taki model jest lepszy, tzn. WIG reaguje bardziej na bieżącą koniunkturę UE.

ANNI zamiast PKB?

Jedną z wad PKB jako miernika dobrobytu może być to, że nie odejmuje on amortyzacji. Moglibyśmy posłużyć się więc Produktem Narodowym Netto (PNN), który odejmuje amortyzację. Zamiast tego możemy posłużyć się też wskaźnikiem o nazwie Adjusted net national income (ANNI) podawanym przez Bank Światowy. Nie jest to dokładnie to samo co PNN, ale może spokojnie stanowić jego aproksymację, bo:

ANNI = PNB - Zużycie aktywów trwałych - Wyczerpanie aktywów naturalnych (energia, minerały, lasy, drewno). W sumie można powiedzieć, że:
ANNI = PNN - wyczerpanie aktywów naturalnych.

Najpierw porównamy ogólnie jak się kształtuje ANNI na tle PKB w latach 1996-2016. Dane ANNI dla 2016 nie są jeszcze podane. W dalszej analizie użyłem ANNI per capita (constant 2010 US$) i odpowiednio GDP per capita (constant 2010 US$):

Dostrzegamy, że różnica w ciągu 20 lat znacznie wzrosła: jeśli PKB rośnie procentowo, to i amortyzacja musi rosnąć procentowo.

Na kolejnym wykresie pokazałem roczne zmiany procentowe ANNI i PKB:

Roczne tempa zmian są do siebie bardzo zbliżone, więc na tym poziomie nie ma znaczenia którą wielkość analizujemy.

Poniżej porównałem procentowe zmiany ANNI Polski, UE i USA:

Nasz kraj wyraźnie prowadzi. Następnie przeanalizujemy stosunek ANNI do GDP w tych samych regionach:

Tutaj nasuwają się 4 wnioski:
1) Średnia dla Polski wyniosła nieco ponad 84% i jest to podobna wartość do PNN / PNB ( wg GUS w każdym roku wynosi ok. 88%). 
2) W roku 2015 mieliśmy najwyższy od 20 lat poziom ANNI do PKB. Można się spodziewać, że w najbliższych latach wróci do średniej.
3) Mamy zbliżoną średnią do UE, jednak ANNI UE znajduje się obecnie w kryzysie i jest poniżej średniej. Kontrastuje to z wartością naszego kraju.
4) USA okazuje się mieć najlepszy stosunek ANNI do PKB. Średnia historyczna wynosi prawie 86% i w dodatku ostatnio jest znacznie powyżej średniej.

Załóżmy, że amortyzacja rośnie ciągle w tym samym tempie. Jeśli ANNI/GDP zaczyna spadać, to znaczy, że "realne dochody" rosną coraz wolniej. Takie ryzyko rośnie oczywiście wtedy, gdy wskaźnik znajduje się powyżej średniej. Obecnie taka sytuacja ma miejsce w przypadku Polski i USA.

Źródło:
1. http://stat.gov.pl/;
2. https://data.worldbank.org/

Prognoza WIG dwiema metodami

Pośrednio prognozę sporządziłem w poprzednim artykule analizując PKB, który jest skorelowany z WIG. Każda inna prognoza, która nie uwzględnia warstwy ekonomicznej do końca prawidłowa. Jednak w tym momencie zajmę się tylko warstwą historyczną indeksu, tak aby uzyskać nieco inną perspektywę.
Metody prognozy będą dwie. Pierwsza to model log-periodyczny oszacowany NMNK. Druga to połączenie filtru Hodricka-Prescotta i analizy spektralnej. Nie będę ponownie tłumaczył swoich metod - odniosę jedynie Czytelnika do artykułów, w których je objaśniałem.

1. Model log-periodyczny ( zob. Zmagania z modelem log-periodycznym ):

Ściągnąłem ze stooq.pl dzienne dane WIG od początku 1994 do 11.01.2018 (5952 obserwacji) i zlogarytmowałem. Wyniki:

Z punktu widzenia prognozy WIG przekracza od góry "krzywą trendu". Trzeba zauważyć, że punkt krytyczny tc to dopiero 7741. Skoro liczba danych = 5952, to prognozujemy punkt załamania po 7741-5952 = 1789 dniach. Jeżeli przyjąć, że w roku jest 250 dni sesyjnych, to znaczy, że nastąpi on po ok. 7 latach. W sumie krach raczej nie nastąpi w najbliższym czasie, ale fala wzrostowa jest w końcówce.


2. Połączenie analizy spektralnej z filterm Hodricka-Prescotta ( zob. Prognoza PKB na 2018 czterema metodami ):
Tym razem ściągnąłem kwartalne dane WIG od początku 1994 do końca 2017 (96 danych), które zlogarytmowałem.

2a) Analiza spektralna logarytmicznych zmian WIG:

Ujawniła się nam 13-14-kwartalna długość cyklu. To znaczy, że cykl giełdowy trwa w Polsce ok. 3,5 lat. Pokrywa się to z analizą spektralną PKB.

2b) Filtr Hodricka-Prescotta (lambda = 1600) 

Filtr H-P wskazuje, że WIG znajduje się powyżej linii regresji, powyżej poziomu równowagi i wydaje się wracać do tego poziomu.

2c) Analiza spektralna składnika cyklicznego H-P

Obraz trochę się zmienia w stosunku do pkt (2a). Oprócz 3,5 letniej cykliczności dostajemy także wyraźny 32-kwartalny cykl, tzn. 8-letni. To sugeruje, że długie 7-8-letnie cykle, o których często wspominają analitycy, nie są złudzeniem. Jeśli chodzi o testy KPSS i ADF-GLS, to dają sprzeczne wyniki. ADF-GLS potwierdza niestacjonarność kwartalnych zmian WIGa (w tym także składnika cyklicznego H-P), na wielu poziomach częstości (opóźnienia), natomiast KPSS już nie. Z tym że KPSS przy opóźnieniu 29 (czyli powiedzmy dla 30-kwartalnego cyklu) uzyskuje dla składnika cyklicznego wartość statystyki bliską 0,25, czyli nie tak odległą od 0,35. Po zwiększeniu opóźnienia następuje spadek statystyki. Jeżeli to tylko kwestia zbyt małej próbki (przecież niecałe 100), to 30 kwartałów, czyli 7,5-8 lat stanowi faktycznie okres długiego cyklu giełdowego.

Przeanalizujmy 2 rodzaje cykli: 7-8 letni oraz 3-4 letni, przyglądając się z bliska składnikowi cyklicznemu WIG:

Długi cykl zaczyna się na początku 2009 r. Dodając 7 lat dostajemy początek 2016 r. Czyli w 2016 r powinien zakończyć się stary i wystartować nowy (i trwać do 2022 - 2023) . Teraz weźmy krótszy cykl. Wg wykresu ostatni taki cykl zaczął się od 2016, a więc powinien trwać do 2018 lub 2019. Biorąc pod uwagę, że miną za chwilę 2 lata od jego początku, to kolejne 2 powinny stanowić kontrakcję.

Z powyższej analizy wynika, że znajdujemy się w fazie wzrostowej cyklu długiego 7,5-letniego, natomiast w fazie schyłkowej cyklu krótkiego 3,5-letniego. W związku z tym prognoza na 2018 jest negatywna i pokrywa się ona z prognozą PKB. Niemniej ze względu na pozytywną fazę długiego cyklu apokaliptyczne wizje krachu nie powinny się spełnić.

Prognoza PKB na 2018 czterema metodami

Rok 2018 może być bardzo ryzykowny dla inwestora giełdowego. Wskazywałem niedawno na przewartościowanie S&P 500 oraz inne negatywne sygnały ( Bańka na S&P500. Czy Amerykanie dobiją leżącego? ). W poprzednim artykule przykładowo stworzyłem długoterminową prognozę dla kwartalnych zmian PKB, która koresponduje z negatywnym scenariuszem. Dzisiejszy artykuł stanowi pewną kontynuację tej prognozy.

Istnieją setki (a jeśli wziąć pod uwagę detale, to może i tysiące) różnych metod ekonometrycznych, które różnią się czasami podejściem a czasami założeniami. Wybiorę spośród nich trzy: analizę spektralną, metodę parametryczną - ARIMA oraz nieparametryczną - filtr Hodricka-Prescotta. Czwarta metoda to proste połączenie wszystkich tych metod. Stworzę prognozę zmian PKB na podstawie kwartalnych danych GUS z okresu 1.2003-3.2017 (59 danych):

1) Analiza spektralna (por. z artykułem Jakie opóźnienie stosować w KPSS i ADF-GLS?):
Wymaga ona stacjonarności badanej zmiennej. Testujemy więc procentowe zmiany PKB za pomocą KPSS i ADF-GLS. Obydwie metody przyniosły tę samą odpowiedź: zmiany są niestacjonarne. Dlatego analizę spektralną wykonujemy na przyrostach zmian PKB (czyli różnicach z procentowych zmian PKB). Uzyskane z nich spektrum zamieściłem poniżej:

Analiza spektralna wskazuje na długość cyklu = 14,5 (najwyższa wartość periodogramu). Ponieważ są to kwartały, zamieńmy to na lata. Podzielmy to na 4, dostajemy 14,5 / 4 = 3,6. Zatem cykl polskiego PKB wydaje się trwać niecałe 4 lata. Patrząc na wykres od 2013 rozpoczął się nowy cykl, czyli musiał się średnio skończyć w 2016 r. I od 2016 lub 2017 rozpocząć się nowy cykl. Rzeczywiście w 2016 r. rozpoczęła się jakby nowa fala ekspansji. Można by sądzić, że jesteśmy w środku tego cyklu. A jeśli przez cykl rozumiemy najpierw falę ekspansji, a następnie falę depresji, to znaczy, że za chwilę zacznie się fala "depresji" - ponieważ jesteśmy w środku cyklu.

2) ARMA: 
Mimo niestacjonarności zmiennej, nie stosowałem tutaj przyrostów zmian PKB, tylko bezpośrednie zmiany (czyli używam nie ARIMA, tylko ARMA). Gdyby użyć zmian przyrostów, to wyniki nie różniłyby prawie wcale. Do estymacji zastosowałem dwie metody: właściwą metodę największej wiarygodności (MNW) oraz jej warunkowy odpowiednik (CMNW). Do oszacowania rzędów użyłem dodatku armax (zob. ten wpis), który oblicza AIC, BIC  i HQC dla wszystkich modeli ARMA do jakiegoś maksymalnego rzędu, który sami ustalamy. HQC jest kryterium rozsądnym, bo jest czymś pomiędzy AIC a BIC. Przy mniejszej liczbie danych AIC może jednak dawać lepsze rezultaty niż HQC, więc w tym przypadku AIC był dla mnie nieco ważniejszy przy wyborze modelu.

Dodatkowo sprawdziłem czy dodanie sezonowości poprawi wyniki. Okazało się, że tak - użyłem w obydwu metodach sezonowego AR(1), czyli skorelowanie danego kwartału względem kwartału z poprzedniego roku - jest to całkiem naturalne. W sumie więc otrzymałem model
SARMA(p, q)(1, 0), tj sezonowa ARMA.

MNW: wskazała bardzo jednoznacznie rzędy p = 0 i q = 6. W sumie użyłem SARMA(0, 6)(1, 0). Prognoza:

CMNW: użyłem modelu SARMA(9, 0)(1, 0) - wg kryterium AIC. Prognoza:

Obydwie metody dają podobne rezultaty. Mam wrażenie, że MNW  trochę zawyża 4 kwartał, bo przewiduje ponad 6% wzrostu. CMNW - 5,5%. Z drugiej strony później pokazuje też większy spadek. Kolejne kwartały 2018 będą charakteryzować się obniżoną dynamiką aż do 3-4%. Oczywiście na tle UE to ciągle jest pokaźne tempo.


3) Filtr Hodricka-Prescotta (H-P)
Opisywałem go w art. Filtr Hodricka-Prescotta . Zgodnie ze sposobem H-P dla kwartalnych szeregów ustawiamy lambdę = 1600. Dostajemy:

Mimo iż długoterminowy trend gospodarczy zwyżkuje, to ostatnie zmiany PKB są powyżej linii trendu regresji. Negatywny scenariusz z ARMA zostaje potwierdzony przez H-P.

4) Połączenie wszystkich metod
Najlepszym i najprecyzyjniejszym sposobem jest połączenie 3 poprzednich metod.  Składnik cykliczny H-P możemy zbadać analizą spektralną, następnie skontruować prognozę z ARMA.

a) Analiza spektralna:
Sprawdzamy stacjonarność. Zarówno KPSS jak i ADF-GLS wskazały, że składnik cyklu H-P jest stacjonarny. Wobec tego możemy go użyć:

Długość cyklu = 14,75 kwartały, czyli podobnie jak poprzednio. Cykl gospodarczy trwa 3 lata i 3 kwartały, czyli znów ok. 4 lat. Jednakże użycie składnika cyklu H-P pozwala spostrzec dokładniej, kiedy ostatni cykl się zaczął. Jeśli założymy, ze cykl trwa od ostatniego dołka przed kolejnym poziomem 0 do następnego dołka za poprzednim poziomem 0, to dostaniemy pełny cykl. Z tej perspektywy od 3 kwartału 2016 rozpoczął się nowy cykl, czyli do dziś trwa 1,5 roku. Kolejne 1,5-2 lata mogą więc stanowić kontrakcję. 

b) ARMA:
Użyję tutaj już tylko MNW. HQC wskazał ARMA(2, 1), a AIC ARMA(2, 8). Wybieram AIC, także dlatego że q = 8 może wskazywać na długość trendu. Tym razem dodanie sezonowości pogorszyło model, dlatego nie dodałem rzędów sezonowych. Prognoza:

Czy ARMA estymować warunkową metodą największej wiarygodności?

W programach ekonometrycznych powszechnie znajdujemy dwie metody estymacji procesu ARMA: dokładną metodę największej wiarygodności (MNW) oraz warunkową metodę największej wiarygodności (CMNW)*. Którą wybrać? Dowiedziono, że MNW jest efektywniejsza w tym sensie, że parametr oszacowany tą metodą posiada mniejszą wariancję, tj. odchylenie od wartości oczekiwanej (oszacowanego) parametru jest mniejsze [1]. Jednakże istnieją 2 powody, dla których warto używać CMNW. Po pierwsze Andersen [1] wykazał, że różnica pomiędzy błędami standardowymi obydwu metod nie jest duża. Po drugie Neyman i Scott [2] pokazali, że gdy parametr zależy od nieznanych wariancji, które pochodzą z nieskończonej liczby populacji (to znaczy np. wariancja ciągle się zmienia w czasie), to MNW przestaje być estymatorem zgodnym (to znaczy prawdopodobieństwo, że w bardzo dużej próbie oszacowany parametr MNW będzie równy prawdziwemu parametrowi z populacji, nie równa się 1). Natomiast Andersen wykazał, że CMNW pozostaje w takiej sytuacji zgodny.

Ale zostawmy teorię na boku i przyjrzyjmy się prostemu przykładowi. Wrócę do poprzedniego artykułu, w którym przykładowo analizowałem funkcję sinus z nałożonym szumem białym, 1000 obserwacji:

Normalnie zawsze sprawdzamy przed estymacją niestacjonarność, aby usunąć pozorne trendy i korelacje. Stwierdziłem już, że proces cykliczny może być uznany za stacjonarny chociaż intuicyjnie wydaje się to nieprawidłowe. Taka sinusoida zawiera po prostu silne autokorelacje, a same autokorelacje nie są warunkiem wystarczającym do niestacjonarności. Gdybyśmy potraktowali ten proces jako stacjonarny, wtedy moglibyśmy użyć modelu ARMA(p, q) w Gretlu. Aby odnaleźć właściwe rzędy opóźnień p i q,  użyjemy dodatku armax w Gretlu, o którym pisałem tutaj. Dodatek pozwala wybrać MNW lub CMNW. Dla MNW działa wolno przy ustawieniu dużych maksymalnych poziomów p i q. Dla CMNW działa bardzo szybko, co stanowi dodatkowy walor tej metody. Zróbmy więc eksperyment dla MNW i CMNW.

MNW: Ustawmy w armax maksymalne rzędy p = 10 i q = 10. Te wartości wynikają z tego, że gdy potem chcemy użyć modelu ARIMA (już poza dodatkiem), to na obecną chwilę maksymalnymi rzędami AR i MA jest właśnie poziom 10. Upewniamy się, że jest ustawiona MNW (ML - maximum likelihood). Gdy dodatek armax zakończy pracę, musimy wybrać, wg którego kryterium będziemy szacować model. Na podstawie dwóch artykułów: Dla ARIMA najlepszym kryterium jest BIC? oraz  Nieprawda, że dla ARIMA najlepszym kryterium jest BIC. Nowy sprawdzian i prognoza WIG-u  wnioskujemy, że w ARIMA powinniśmy posługiwać się tylko HQC i BIC (kolejność ma znaczenie). Obydwa kryteria wskazały, że optymalnym wyborem jest p = 10 i q = 1. Wracamy więc teraz do ARIMA i używamy tych rzędów, przy czym pamiętamy, żeby ustawić d = 0 oraz MNW. Otrzymujemy wyniki i konstruujemy prognozę:

CMNW: Jeszcze raz wchodzimy do armaxa, upewniamy się, że max p = 10 i max q = 10 i dodatkowo zaznaczamy CMNW (CML - conditional maximum likelihood). Uzyskany mówi, że dla HQC optymalnym wyborem jest p = 4 i q = 3. Wobec tego wracamy do ARIMA i zmieniamy rzędy, tak aby estymować model ARIMA(4, 0, 3), czyli ARMA(4, 3). Następnie zmieniamy ustawienie MNW na CMNW.  Dostajemy wyniki i konstruujemy prognozę:

Gdy pierwszy raz to robiłem, byłem zdziwiony, że CMNW tak dokładnie odwzorowało funkcję sinus tylko na podstawie danych historycznych. CMNW może okazać się znacznie lepsza dla długoterminowych (niestacjonarnych) prognoz.

Należy tu jeszcze zwrócić uwagę, że gdy w armax zwiększymy maksymalne poziomy rzędów, np. do 12, to MNW się zmieni i wskaże p = 12 i q = 1, natomiast przy CMNW optimum zostaje zachowane - ciągle p =4 i q = 3. Wynika to z tego, że MNW wymaga dokładnej liczby parametrów, aby dać najlepsze możliwe wyniki, a CMNW potrafi sobie poradzić bez nich, wykorzystując pewne przybliżenia. Spodziewałbym się, że ze względu na cykliczność 200 rzędów w tym przypadku, MNW do tego poziomu właśnie zmieniałaby się, doprowadzając do globalnego optimum p = 200 i q = 1. Tutaj zaznaczam jednak, że to tylko moje przypuszczenie.

Funkcja sinus jest prosta, więc spróbujmy jeszcze przetestować bardziej skomplikowaną funkcję fraktalną, w której na sinus nakładamy mniejszy sinus i na ten mniejszy sinus nakładamy szum biały:

Powtórzmy eksperyment z poprzednich kroków.

MNW:  Dodatek Armax wskazał (dla wszystkich kryteriów) p = 3 i q = 10. Prognoza:

W długim terminie prognoza jest zbyt wygasająca.

CMNW: Armax pokazał (dla wszystkich kryteriów) p = 7 i q = 7. Prognoza:

Prognoza fantastyczna. CMNW niesamowicie dobrze prognozuje długoterminowe skomplikowane zmiany sinusoidalne tylko na podstawie historii.

CMNW okazuje się nie tylko dużo bardziej dokładna dla długoterminowych prognoz skomplikowanych wzorów ale także jest praktyczniejsza, bo dużo szybsza. Wynika z tego, że warto się tą metodą posługiwać.

 W takim razie spróbujmy wykorzystać CMNW do długoterminowej prognozy kwartalnego PKB od 4 kwartału 2017 do 4 kwartału 2021 r. Dane historyczne pochodzą z bazy GUS - kwartalnych zmian PKB z okresu 1.2003-3.2017. Przedstawię dwie prognozy - wg kryterium HQC oraz BIC. Prognozy wykonane analogicznie jak wyżej. Nie sprawdzamy więc stacjonarności, tylko od razu zakładamy d = 0 (tj. ARMA).

 -HQC (daje nieco lepsze dostosowania dla procesu ARMA): optymalny model = ARMA(8, 0):

 -BIC (lepiej wykrywa błądzenie przypadkowe - tutaj go z pewnością jednak nie ma): optymalny model = ARMA(5, 0):

Obydwa kryteria sygnalizują, że jeszcze 4 kwartał 2017 będzie bardzo dobry, natomiast od 2018 nastąpi deprecjacja i osłabienie gospodarczego wzrostu aż do końca roku.

* Metoda najmniejszych kwadratów (MNK) nie jest stosowana, bo się okazuje tutaj gorsza, opierając się tylko na historycznych danych. Podczas gdy MNW wykorzystuje dodatkowo teoretyczny rozkład prawdopodobieństwa - zob. [3] oraz [4]. Beach [5] także wykazał empirycznie, że MNW jest dla ARMA bardziej efektywna od MNK.  


 Literatura:
[1] Andersen, E. B., Asymptotic Properties of Conditional Maximum-Likelihood Estimators, 1970;
[2] Neyman, J., Scott, E. L., Consistent Estimates Based on Partially Consistent Observations, Jan. 1948;
[3]  Osborn, D. R., Maximum Likelihood Estimation of Moving Average Processes, 1976;
[4] Osborn, D. R.,  On the Criteria Functions used for the Estimation of Moving Average Processes, Jun., 1982;
[5] Beach, C. M., MacKinnon, J. G., A Maximum Likelihood Procedure for Regression with Autocorrelated Errors, Jan. 1978.