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r语言数据分析案例25-基于向量自回归模型的标准普尔 500 指数长期预测与机制分析

时间:2024-06-11 14:57:28浏览次数:25  
标签:数据分析 25 High l2 Low Close Open 500 l3

一、背景介绍

2007 年的全球经济危机深刻改变了世界经济格局,引发了一系列连锁反应,波及各大洲。经济增长停滞不前,甚至在某些情况下出现负增长,给出口导向型发展中国家带来了不确定性。实体经济受到的冲击尤为严重,生产成本上升,利润下降,实际经济价值缩水。相比之下,金融部门的投资活动激增,原因是在动荡的经济环境中寻求稳定和更高的回报。然而,金融投资的性质与实体经济有很大不同,实体经济的特点是复杂且往往不可预测的因素交织在一起。。。。。

二、研究现状

理解和掌握标准普尔 500 指数的变化规律,对于正确评估美国经济趋势、跟踪世界经济发展的源和流、参与全球市场套利和定价具有重要的现实意义。基于标准普尔 500 指数在金融市场中的重要地位,标准普尔 500 指数的预测受到研究人员的更多关注。

目前对标准普尔 500 指数的研究主要集中在短期预测上,使用不同的研究工具。例如,[1]在预测标准普尔 500 指数值时使用隐马尔可夫链方法和离散时间马尔可夫链方法,指出使用全样本数据和特征子样本时预测效果更好。。。。。。

三、数据集介绍和分析

3.1 数据分析

在这项研究中,选择了美国股票的标准普尔 500 指数进行预测分析,并初步选择开盘价、最高价、最低价和收盘价作为研究数据。

标准普尔 500 指数的数据收集时间为 1995 年 1 月 3 日至 2020 年 12 月 31 日,包括该期间内的交易日。

library(quantmod)
library(TTR)

data$Date <- as.Date(data$Date, format = "%Y/%m/%d")

# (VWAP)
data$VWAP <- with(data, rowSums(data[, c("High", "Low", "Close")]) / 3 * Volume / sum(data$Volume))
#### Convert data to xts objects
HTM_xts <- xts(HTM[, c("Open", "High", "Low", "Close")], order.by = HTM$Date)


plot(HTM_xts)
addLegend("topleft", legend.names = colnames(HTM_xts), lwd = 1)

 

3.2稳定性分析

该检验的原假设和备择假设为:

原假设:该序列存在单位根。

备择假设:该序列不存在单位根。

如果我们不能拒绝原假设,我们可以说该序列是非平稳的。

以收盘价为例,通过上图我们可以看出,该指数的均值和标准差都在增加,初步判断该序列是非平稳的。

表 1. 单位根检验的结果

Variable

ADF Statistic

p value

Dickey-Fuller Test

  Open  

-0.428

0.985

  High  

-0.250

0.990

  Low   

-0.525

0.981

Close

-0.442

0.984

 从表 1 中,我们观察到所有四个时间序列的 p 值都大于 0.05。因此,我们不能拒绝原假设,并得出时间序列是非平稳的结论。为了解决这个问题,我们需要对序列进行差分。

Variable

ADF Statistic

p value

Dickey-Fuller Test

Open

-18.943

0.010

High

-18.834

0.010

Low

-18.697

0.010

Close

-18.742

0.010

 四、方法理论

向量自回归(VAR)模型是自回归(AR)模型的扩展,是一种常用的计量经济模型[6]。它考虑了多个变量之间的相互依赖关系,比简单的 AR 模型更全面。。。。。

五、模型建立和分析

选择 1995-01-03 至 2020-11-16 期间作为训练集,预测 2020-11-17 至 2020-12-31 期间的数据。

AIC(n)

HQ(n)

SC(n)

FPE(n)

1

17.678

17.686

17.699

47606900.000

2

17.073

17.086

17.111

25986330.000

3

16.810

16.829

16.865

19983500.000

4

16.735

16.759

16.805

18523240.000

5

16.583

16.613

16.670

15910690.000

6

16.513

16.549

16.617

14837310.000

7

16.442

16.484

16.563

13826240.000

8

16.391

16.439

16.529

13139830.000

9

16.307

16.360

16.461

12075260.000

10

16.273

16.332

16.444

11673230.000

 

我们可以看到,不同的标准选择了相同的滞后长度(n=10)。当滞后长度超过 3 时,AIC 值的下降幅度变小,这表明在 3 之后添加更多的滞后观测值并不会显著提高模型拟合度。因此,按照选择 AIC 值较小的更简单模型的原则,我们选择 p=3 作为滞后阶数。

Estimation results for equation Open:

Open = Open.l1 + High.l1 + Low.l1 + Close.l1 + Open.l2 + High.l2 + Low.l2 + Close.l2 + Open.l3 + High.l3 + Low.l3 + Close.l3 + const

Estimate

Std.Error

t value

Pr(>|t|)

Open.l1

-0.840

0.018

-45.764

< 2e-16 ***

High.l1

-0.004

0.016

-0.229

0.819

Low.l1

0.043

0.014

3.079

0.00209 **

Close.l1

0.897

0.012

72.094

< 2e-16 ***

Open.l2

-0.309

0.020

-15.594

< 2e-16 ***

High.l2

-0.113

0.019

-6.031

1.72e-09 ***

Low.l2

0.001

0.016

0.072

0.943

Close.l2

0.820

0.018

44.881

< 2e-16 ***

Open.l3

-0.011

0.013

-0.852

0.395

High.l3

-0.108

0.016

-6.676

2.66e-11 ***

Low.l3

-0.017

0.014

-1.200

0.230

Close.l3

0.367

0.016

22.711

< 2e-16 ***

const

0.135

0.093

1.449

0.147

Signif. codes:  0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ 1

Residual standard error: 7.522 on 6499 degrees of freedom

Multiple R-Squared: 0.8063, Adjusted R-squared: 0.8059

F-statistic:  2254 on 12 and 6499 DF,  p-value: < 2.2e-16

Estimation results for equation High:

High = Open.l1 + High.l1 + Low.l1 + Close.l1 + Open.l2 + High.l2 + Low.l2 + Close.l2 + Open.l3 + High.l3 + Low.l3 + Close.l3 + const

Estimate

Std.Error

t value

Pr(>|t|)

Open.l1

-0.196

0.030

-6.592

4.69e-11 ***

High.l1

-0.680

0.026

-25.885

< 2e-16 ***

Low.l1

0.041

0.023

1.815

 0.06952 . 

Close.l1

0.698

0.020

34.741

< 2e-16 ***

Open.l2

0.133

0.032

4.164

3.16e-05 ***

High.l2

-0.538

0.030

-17.707

< 2e-16 ***

Low.l2

-0.018

0.026

-0.714

0.475

Close.l2

0.715

0.030

24.222

< 2e-16 ***

Open.l3

0.111

0.021

5.308

1.14e-07 ***

High.l3

-0.324

0.026

-12.385

 < 2e-16 ***

Low.l3

-0.015

0.022

-0.658

0.511

Close.l3

0.281

0.026

10.743

 < 2e-16 ***

const

0.391

0.151

2.592

0.00955 **

Signif. codes:  0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ 1

Residual standard error: 12.15 on 6499 degrees of freedom

Multiple R-Squared: 0.3167, Adjusted R-squared: 0.3154

F-statistic:   251 on 12 and 6499 DF,  p-value: < 2.2e-16

 模型检验

为了确保模型已经捕获了数据中的所有方差和模式,我们需要测试残差项中是否存在剩余相关性。

Portmanteau Test (asymptotic)

Chi-squared = 850.9

 df = 0

 p-value < 2.2e-16

非常小的 p 值表明拒绝了无自相关的原假设。这是一个信号,表明需要增加滞后长度。我们可以考虑在 VAR 模型中选择更高的滞后阶数,以使残差中的自相关在很大程度上被消除。以“Close”为例,可以看出模型的预测性能不是很令人满意(见图 5)。

comparison_df <- data.frame(
  date = forecast_df$date,
  forecasted = forecast_df$close,
  actual = test_o$Close
)
comparison_df

ggplot(comparison_df, aes(x = date)) +
  geom_line(aes(y = forecasted, color = "Forecasted")) +
  geom_line(aes(y = Close, color = "Actual")) +
  labs(x = "Date", y = "Close Value", color = "Data") +
  scale_color_manual(values = c("Forecasted" = "blue", "Actual" = "red")) +
  theme_minimal()+
  theme(panel.border = element_rect(color = "black", fill = NA),  
        panel.grid.major = element_blank(), 
        panel.grid.minor = element_blank())

四个指数的预测误差在 50 左右。

Open

High

Low

Close

RMSE

54.559

54.141

57.482

58.794

 可视化结果如下

###plot
rmse_open <- 54.55896
rmse_high <- 54.14115
rmse_low <- 57.48235
rmse_close <- 58.79398


rmse_data <- data.frame(
  RMSE = c(rmse_open, rmse_high, rmse_low, rmse_close),
  Type = c("Open", "High", "Low", "Close")
)


barplot(rmse_data$RMSE, 
        names.arg = rmse_data$Type, 
        main = "RMSE Values",
        xlab = "Type",
        ylab = "RMSE",
        col = rainbow(length(rmse_data$RMSE))) 


text(x = 1:length(rmse_data$RMSE), 
     y = rmse_data$RMSE, 
     label = round(rmse_data$RMSE, 2), 
     pos = 3, 
     cex = 0.8, 
     col = "black",
     xpd = TRUE) 

接下来,使用欧美汇率数据对 S&P 500 股票价格和其他特征进行多元线性回归:

 

Call:

lm(formula = dataset$UR_USD Close ~ log_Open + log_High + log_Low +

    log_Close, data = dataset)

Residuals:

Min

1Q

Median

3Q

Max

-0.48796

-0.09936

-0.02465

0.08142 

0.48518

Coefficients:

Estimate

Std. Error

t value

Pr(>|t|)

(Intercept) 

4.80613   

0.05312 

90.480

< 0.0000 ***

log_Open    

0.51837   

0.61270  

0.846            

0.397575

log_High   

-2.27459   

0.66081 

-3.442            

0.0006 ***

log_Low     

1.98556   

0.56573  

3.510            

0.000453 ***

log_Close 

-0.65925   

0.59302

-1.112            

0.266336

Signif. codes:  0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ 1

Residual standard error: 0.1658 on 4297 degrees of freedom

Multiple R-squared:  0.4693, Adjusted R-squared:  0.4689

F-statistic: 950.1 on 4 and 4297 DF,  p-value: < 0.00000000000000022

从上述模型拟合结果可以看出,去除对数后的每日最高价和每日最低价是最显著的水平,因此从理论上讲,它们对欧美汇率有影响。 

六、结论

在这项研究中,VAR 模型被用于对标准普尔 500 指数的开盘价、最高价、最低价和收盘价进行多变量预测。然而,我们的分析表明,虽然 VAR 模型在捕捉一些变量之间的线性关系方面表现良好,但它可能无法完全捕捉非线性驱动因素的影响。随后,我们使用欧美汇率数据,结合标准普尔 500 股票和其他特征的数据,对数据进行多元线性回归和对数处理,最终结果表明,标准普尔 500 指数的每日最高价和最低价对欧元兑美元汇率有显著影响。

在未来的实验过程中,可以选择特征进行进一步的影响分析,如脉冲响应和方差分解等,这些可以继续探索影响因素,同时为经济投资提供一定程度的指导。

七、参考文献

[1]Hashemi, Ray R., et al. Extraction of the Essential Constituents of the S&P 500 Index. 2017 international conference on computational science and computational intelligence (CSCI). IEEE, 2017.

[2]Sukparungsee, S. . A comparison of s&p 500 index forecasting models of arima, arima with garch-m and arima with e-garch.International Journal of Technical Research and Applications,32,2015.

[3]K.J.M. Cremers. Stock return predictability. a Bayesian model selection perspective. Rev. Financ. Stud,15(4), 1223–1249,2002.

[4]Wang F .Predicting S&P 500 Market Price by Deep Neural Network and Enemble Model[J].E3S Web of Conferences, 2020.DOI:10.1051/e3sconf/202021402040.

[5]G. M. Siddesh,et al.A Long Short-Term Memory Network-Based Approach for Predicting the Trends in the S&P 500 Index.Journal of The Institution of Engineers.1(105),19-26,2024.

数据和代码

代码和完整报告

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标签:数据分析,25,High,l2,Low,Close,Open,500,l3
From: https://blog.csdn.net/m0_62638421/article/details/139597844

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