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      基于Copula理論和非參數(shù)極值估計(jì)在上下游水位的相關(guān)性分析應(yīng)用

      2015-04-24 05:17:26趙凱鴿袁永生吳清嬌
      服裝學(xué)報(bào) 2015年2期
      關(guān)鍵詞:密度估計(jì)參數(shù)估計(jì)時(shí)變

      趙凱鴿,袁永生,吳清嬌

      (河海大學(xué)理學(xué)院,江蘇南京210098)

      自從Sklar教授于1959年提出Copula函數(shù)的概念以來(lái),經(jīng)過(guò)諸多學(xué)者的深入研究,形成了Copula函數(shù)的基本理論,并且在各個(gè)領(lǐng)域得到了廣泛應(yīng)用,取得了豐富的研究成果。Copula不僅將經(jīng)典統(tǒng)計(jì)學(xué)中的線性相關(guān)系數(shù)及其他相關(guān)系數(shù)與Copula函數(shù)聯(lián)系起來(lái),推導(dǎo)出Copula函數(shù)與相關(guān)系數(shù)的關(guān)系式,并且能有效地解決一些非線性、非對(duì)稱的復(fù)雜相關(guān)性問(wèn)題。Copula函數(shù)理論的核心是Sklar定理,其重要意義在于將聯(lián)合分布函數(shù)與其邊緣分布函數(shù)聯(lián)系起來(lái),并提供了一種由一元邊緣分布構(gòu)造多元聯(lián)合分布函數(shù)的途徑和方法,其推論給出了利用連續(xù)分布函數(shù)的偽逆函數(shù)和聯(lián)合分布函數(shù)求出其相應(yīng)Copula函數(shù)的方法。Copula理論是一種定性與定量分析相結(jié)合的統(tǒng)計(jì)分析方法。

      由Copula導(dǎo)出的相關(guān)性度量不僅可以描述變量間的非線性、非對(duì)稱相關(guān)關(guān)系,而且還可以刻畫尾部的相關(guān)性。把Copula與時(shí)變相結(jié)合,構(gòu)建了t-Copula模型,這一模型將Copula中的參數(shù)看成時(shí)間的某個(gè)確定函數(shù)來(lái)進(jìn)行建模,這樣將會(huì)減小模型假定錯(cuò)誤所帶來(lái)的偏差。由于相關(guān)結(jié)構(gòu)具有相當(dāng)?shù)牟淮_定性和復(fù)雜性,Copula參數(shù)的時(shí)變結(jié)構(gòu)根本就是未知的,很多文獻(xiàn)采用半?yún)?shù)模型和非參數(shù)模型,更實(shí)用、更有效、更有意義。

      事實(shí)上,很多模型的邊際分布是無(wú)法準(zhǔn)確定位的,因而傳統(tǒng)的參數(shù)估計(jì)存在一定的局限性。由于非參數(shù)估計(jì)是不需要事先知道模型的邊際分布,基于此,文中運(yùn)用非參數(shù)技術(shù)來(lái)估計(jì)Copula函數(shù)中的參數(shù),從而克服了傳統(tǒng)參數(shù)估計(jì)的不足。

      在國(guó)外,F(xiàn)ermaniam[1]認(rèn)為高維數(shù)據(jù)進(jìn)行Rosenblatt變換比較困難,直接利用基于樣本數(shù)據(jù)的多變量核密度估計(jì)的密度函數(shù)與均勻密度函數(shù)相比較;Werker[2]利用秩相關(guān)函數(shù)τ的演化方程確立的時(shí)變Copula模型來(lái)研究波動(dòng)溢出的問(wèn)題;Genest[3]利用數(shù)據(jù)的概率積分變換來(lái)估計(jì)其相應(yīng)的密度模型,從而確定最優(yōu)的Copula函數(shù);Gordon和Johan對(duì)任意維下的極值Copula進(jìn)行非參數(shù)估計(jì);Gudendorf G,Segers J[4]從理論上研究了任意維數(shù)的極值Copula函數(shù)的非參數(shù)估計(jì)。

      在國(guó)內(nèi),學(xué)者張堯庭[5]從理論上探討了Copula在金融上應(yīng)用的可行性;韋艷華、張世英[6]等用Copula-ARCh模型研究了上海證券市場(chǎng)中幾個(gè)板塊間的相關(guān)性;史道濟(jì),張明恒[7]等也應(yīng)用Copula函數(shù)對(duì)金融市場(chǎng)的相關(guān)性作過(guò)一些探討;趙麗琴、籍艷麗[8]采用對(duì)邊際分布不作具體假設(shè)的非參數(shù)核密度估計(jì)Archimedean Copula的參數(shù),并用實(shí)際說(shuō)明其方法的有效性。

      文中對(duì)現(xiàn)有的非參數(shù)估計(jì)量進(jìn)行改進(jìn),克服了現(xiàn)有估計(jì)量的譜測(cè)度H的限制,并引進(jìn)新的非參數(shù)極值估計(jì)Z—L方法,以涇流從1975年到1996年上游和下游在不同時(shí)間的水位、流量和含沙為例,給出非參數(shù)估計(jì)的具體實(shí)現(xiàn)過(guò)程。

      1 Copula理論簡(jiǎn)介

      Copula理論是由Sklar在1959年提出的。Sklar指出,可以將任意一個(gè)n維聯(lián)合累積分布函數(shù)分解為n個(gè)邊緣累積分布函數(shù)和一個(gè)Copula函數(shù),其中邊緣分布函數(shù)描述的是變量的分布,Copula函數(shù)描述的是變量之間的相關(guān)性。也就是說(shuō),Copula函數(shù)實(shí)際上是一類將變量聯(lián)合累積分布函數(shù)同變量邊緣分布函數(shù)連接起來(lái)的紐帶函數(shù),因此也有人稱其為“連接函數(shù)”。

      1.1 Copu la函數(shù)的定義及Sk lar定理

      定義1 n維Copula函數(shù)[9](或稱為n-Copula)是一個(gè)函數(shù)C,具有如下性質(zhì):

      1)定義域?yàn)?In,即[0,1]n;

      2)對(duì)于任意 t=(t1,t2,…,tn)∈[0,1]n,若至少有一個(gè)tk=0,則C(t)=0;

      3)C有零基面(grounded),且是n維遞增的,即對(duì)于定義域中的任意真子集

      B= [a1,b1]× [a2,b2]× …[an,bn]有

      4)對(duì)于任意u∈[0,1],C的邊緣函數(shù)Ck滿足

      定理2(Sklar定理)Sklar定理[10]是 Copula函數(shù)理論的核心,也是基礎(chǔ),在統(tǒng)計(jì)學(xué)中的應(yīng)用最為廣泛,其闡明了多元分布函數(shù)與其邊緣分布函數(shù)的關(guān)系。

      令F是d維聯(lián)合分布函數(shù),其邊緣分布F1,…,F(xiàn)d,一定存在一個(gè) d-Copula函數(shù)C,對(duì)于任意向量x=(x1,…,xd)∈ Rd,則有

      如果F1,…,F(xiàn)d都是連續(xù)的,則C是唯一的;否則C在Ran F1×…×Ran Fd上是唯一的。相反,如果C是一個(gè)d-Copula且F1,…,F(xiàn)d是邊緣分布函數(shù),則由式(3)確定的函數(shù)是邊緣分布為F1,…,F(xiàn)d的d維聯(lián)合分布函數(shù)。

      對(duì)于有連續(xù)的邊緣分布情況,對(duì)于所有的u∈[0,1]d,均有

      1.2 隨機(jī)變量間的相關(guān)性度量

      任何變量之間如果不是相互獨(dú)立的,那么一定會(huì)存在一定的相關(guān)關(guān)系。幾種常用的刻畫多個(gè)隨機(jī)變量之間的相關(guān)性度量,有線性相關(guān)系數(shù)、Kendall秩相依系數(shù)、Spearman秩相依系數(shù)、尾部相關(guān)系數(shù)等,其中Kendall秩相依系數(shù)和Spearman秩相依系數(shù)是刻畫一致性的,而尾部相關(guān)系數(shù)是一個(gè)極值理論的測(cè)度,用來(lái)表示當(dāng)一個(gè)觀測(cè)變量的實(shí)現(xiàn)值為極值時(shí),另一個(gè)變量也出現(xiàn)極值的概率。

      相關(guān)性一直是人們關(guān)注的一個(gè)焦點(diǎn)問(wèn)題。Nelsen指出,若對(duì)變量作單調(diào)增的變換,相應(yīng)的Copula函數(shù)不變,因而由Copula函數(shù)導(dǎo)出的一致性和相關(guān)性測(cè)度的值也不會(huì)改變。

      1.2.1 線性相關(guān)系數(shù)(Linear Correlation)(x,

      y)T為一個(gè)具有非零有限方差的隨機(jī)向量,則基于兩個(gè)隨機(jī)向量(x,y)T的線性相關(guān)系數(shù)被定義為

      如果兩個(gè)隨機(jī)變量是獨(dú)立的,它們的線性相關(guān)系數(shù)ρ(x,y)=0;但是反過(guò)來(lái)卻并不成立。如果 |ρ(x,y)|=1,那么兩個(gè)隨機(jī)變量完全相關(guān)。在嚴(yán)格的單調(diào)遞增線性變換中,線性相關(guān)系數(shù)是不變的;但在嚴(yán)格的單調(diào)遞增的非線性變換中,相關(guān)系數(shù)卻是改變的。

      1.2.2 Kendall秩相依系數(shù)

      因此,Kendall秩相依系數(shù) τm[3]可以用來(lái)反應(yīng)隨機(jī)向量變化一致性的程度。特別地,當(dāng)τm=1、τm=-1和τm=0時(shí),分布表示X和Y變化完全一致正相關(guān)、完全一致負(fù)相關(guān)和不能確定是否相關(guān)。

      1.2.3 Spearman 秩相依系數(shù)

      1.2.4 尾部相關(guān)系數(shù)

      其中

      若尾部相關(guān)系數(shù)[6]λup或 λlo∈ (0,1],則隨機(jī)變量X,Y上尾或下尾相關(guān);若λup或λlo=0,則隨機(jī)變量X,Y上尾或下尾漸進(jìn)獨(dú)立。

      在實(shí)際生活中,數(shù)據(jù)多呈現(xiàn)出尖峰后尾性,對(duì)尾部相關(guān)關(guān)系的分析是掌握波動(dòng)變化規(guī)律以及有效控制風(fēng)險(xiǎn)的一個(gè)關(guān)鍵問(wèn)題。而基于Copula函數(shù)的尾部相關(guān)系數(shù)包含了尾部相關(guān)的全部信息,就可以更全面、更深入地描述變量之間的相關(guān)關(guān)系。

      1.3 極值Copula及其改進(jìn)

      在實(shí)踐生活中,與極值分布函數(shù)[11]相對(duì)應(yīng)的是重要的極值Copula函數(shù)簇,而對(duì)于樣本最大值的廣義極值分布的邊緣

      這里

      是一個(gè)位置參數(shù),σi>0是一個(gè)尺度參數(shù),ξi∈R是一個(gè)形狀參數(shù),它是極值指標(biāo)。

      假定 Sij= - ln Fj(xij),1≤i≤n,1≤j≤ d,并且是標(biāo)準(zhǔn)的指數(shù)自由變量對(duì)于 ω ∈ Δd-1,有

      冪型方程:g(x)=xa,a > 0,有

      當(dāng)a=1時(shí)剛好是基本的Pickands型估計(jì)量。

      對(duì)數(shù)方程:g(x)=ln x,有

      它剛好是CFG估計(jì)量。

      上面兩個(gè)方程滿足頂點(diǎn)約束:A(ei)=1,…,d

      其中λj(ω):Δd-1→R上驗(yàn)證λj(ek)= δjk,k=1,…,d是連續(xù)函數(shù)(δjk是克羅內(nèi)克δ方程)。所以有

      2 非參數(shù)核密度估計(jì)簡(jiǎn)介

      由于上下游水位高低分布出現(xiàn)的“尖峰”、“厚尾”現(xiàn)象,很多情況下不滿足正態(tài)分布。有文獻(xiàn)采用t-GARCH來(lái)描述,還有文獻(xiàn)采用經(jīng)驗(yàn)分布來(lái)表述。這些方法都有合理的一面,但也有其不合理的一面。比如說(shuō),t-GARCH假設(shè)本身就是一種局限,而經(jīng)驗(yàn)分布一般不連續(xù),光滑性不夠,用來(lái)表述上下游水位高低的分布所產(chǎn)生的誤差較大,介于這些不利因素,現(xiàn)應(yīng)用非參數(shù)核密度估計(jì)技術(shù)來(lái)處理上下游水位的邊緣分布。

      下面的結(jié)論仍然成立。

      2.1 非參數(shù)核密度估計(jì)的定義及基本統(tǒng)計(jì)性質(zhì)

      設(shè)K(·)為R1上一個(gè)給定的概率密度函數(shù),hn>0是一個(gè)與有關(guān)的常數(shù),滿足當(dāng)n→∞,hn→0,則

      為f(x)的一個(gè)核估計(jì),其中K(·)稱為核函數(shù),hn為窗寬或光滑參數(shù)。

      定理3 若(rA,rB)在點(diǎn)分布函數(shù)值的估計(jì)分別為

      則當(dāng)核函數(shù)選取為正態(tài)核,上面兩式可以表示為

      在進(jìn)行非參數(shù)核密度估計(jì)時(shí),要解決的問(wèn)題是如何選擇恰當(dāng)?shù)暮撕瘮?shù)及如何確定最優(yōu)的光滑參數(shù)。

      2.2 核函數(shù)的選擇

      核函數(shù)的選擇[13]可以有很多種,但是在一般情況下,核函數(shù)的選擇往往取決于根據(jù)距離分配各個(gè)樣本點(diǎn)對(duì)密度貢獻(xiàn)的不同。通常選擇什么樣的核函數(shù)并不是密度估計(jì)中最關(guān)鍵的因素,因?yàn)檫x用的任何核函數(shù)都能保證密度估計(jì)具有穩(wěn)定相合性。最重要的是光滑參數(shù)對(duì)估計(jì)分布的光滑程度影響很大,所以選擇什么樣的光滑參數(shù)是很重要的。

      2.3 光滑參數(shù)的選取

      由式(17)可知,核密度估計(jì)的應(yīng)用需要決定光滑參數(shù)hn,而分布密度函數(shù)是連續(xù)的,所以由的均方誤差(MISE),即MISE的最小來(lái)確定hn。由極值定理,解

      可得到hn的一個(gè)最使?jié)M意的解:

      其中

      通常使用經(jīng)驗(yàn)法則決定光滑參數(shù),假設(shè)f(x)為正態(tài)概率密度N(0,σ2),若核函數(shù)選取為正態(tài)核,則有

      3 時(shí)變Copula模型的非參數(shù)極值估Z-L計(jì)算法

      設(shè)有時(shí)間序列{(Xi,Yi),t=1,2,…,T},單變量隨機(jī)時(shí)間序列{Xi}和{Yi}都是平穩(wěn)的,現(xiàn)對(duì){Xi}和{Yi}之間的聯(lián)合分布或相關(guān)結(jié)構(gòu)進(jìn)行建模,根據(jù)時(shí)變Copula模型的非參數(shù)估計(jì)思路,得出算法:

      其中I(·)是示性函數(shù)。

      其次,確定最佳光滑參數(shù)[14],也就是給定光滑參數(shù)的可能取值集合,比如{h1,h2,…,hm};然后對(duì)光滑參數(shù)的每一個(gè)可能取值 hi,i=1,2,…,m,在偽樣本觀測(cè)條件下根據(jù)下式:

      其中核函數(shù)選取

      最后,時(shí)變Copula模型的非參數(shù)極值Z-L估計(jì):

      由式(23)就可以得到時(shí)變Copula模型的時(shí)間點(diǎn)t0的參數(shù)估計(jì)量(t0)=,再將此過(guò)程對(duì)每一個(gè)時(shí)間點(diǎn)進(jìn)行循環(huán),就得到時(shí)變Copula模型參數(shù)估計(jì)量的時(shí)變軌跡。

      4 徑流上下游水位的相關(guān)性

      文中數(shù)據(jù)包括1975年至1996年夾河灘水位和高村水位,共計(jì)497個(gè)調(diào)查數(shù)據(jù)。首先用核方法來(lái)估計(jì)密度函數(shù),核估計(jì)主要是由核密度函數(shù)和窗寬構(gòu)成。水位的變化率定義為:Xt=10(ln Pt- lnt-1),再選取高斯核函數(shù)

      從圖1a,b可以看出,整個(gè)分布略顯左偏,表現(xiàn)出一定的間峰程度。夾河灘和高村的水位變化具有很強(qiáng)的厚尾性,且兩者間的變化存在一定的相關(guān)性,這和實(shí)際生活中的情況是一致的。下面觀察水位變化率序列的統(tǒng)計(jì)特征,其結(jié)果如表1所示。

      圖1 夾河灘和高村水位的邊際密度的核估計(jì)Fig.1 Nuclear estimate of the C lip quay’s and the High village’smarginal density

      表1 上游、下游水位序列的基本統(tǒng)計(jì)Tab.1 Basic statistics of upstream and downstream’s water level sequences

      由表1數(shù)據(jù)可以知道,上游和下游水位的均值和標(biāo)準(zhǔn)差都大于0,高村的峰度比較大,這即是經(jīng)常說(shuō)的尖峰厚尾特征。負(fù)的偏度表明在整個(gè)調(diào)查期間,水位下降的天數(shù)少于上升的天數(shù),每天上升的平均幅度高于每天下降的幅度。高的峰度表明水位以更大的概率出現(xiàn)在各自的均值附近。

      圖2a,b分別給出上游夾河灘和下游高村的水位變化率的時(shí)間序列??梢钥闯觯鼈冎g的波動(dòng)有一定的相似性,這說(shuō)明上游、下游水位的變化有一定的聯(lián)系。

      還求得相應(yīng)的相關(guān)系數(shù)如下:Linear Correlation 0.735 36;Kendallτm0.914 83;Spearman ρk0.907 35;尾部相關(guān)系數(shù)0.886 21。數(shù)據(jù)說(shuō)明上游夾河灘和下游高村的水位存在著較強(qiáng)的相關(guān)性,且ρk和τm比經(jīng)典的相關(guān)系數(shù)大,可見(jiàn)運(yùn)用非參數(shù)核密度估計(jì)得到的Copula函數(shù)參數(shù)值是非常準(zhǔn)確的。

      通過(guò)公式計(jì)算得到夾河灘、高村水位樣本的Kendalls秩相關(guān)系數(shù),其值非常接近1,說(shuō)明夾河灘和高村的水位具有極高的正相關(guān)性,與實(shí)際情況相符。同時(shí)也說(shuō)明文中所估計(jì)的Copula是合理的,非參數(shù)極值估計(jì)Z-L算法在Copula函數(shù)的估計(jì)問(wèn)題上是可行的。

      表2 參數(shù)估計(jì)Tab.2 Parameter estimation

      因此,非參數(shù)估計(jì)Copula密度函數(shù)在其度量模型相關(guān)方面是有意義的,并且在研究實(shí)際問(wèn)題時(shí),利用非參數(shù)估計(jì)相依模型間的聯(lián)系是很有效的,它也能夠避免由于失當(dāng)?shù)哪P突騾?shù)的選擇所產(chǎn)生的誤差。

      致謝:東南大學(xué)數(shù)學(xué)系林金官教授所作關(guān)于《鏈接函數(shù)的非參數(shù)極值估計(jì)》的報(bào)告,對(duì)本文幫助很大,僅此致謝!

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