Zusammenfassung
Zeitlich ablaufende zufällige Vorgänge können durch stochastische Prozesse modelliert werden. Insbesondere ist es in diesem Rahmen möglich, Unsicherheit über die Zukunft zu beschreiben. Für stationäre Prozesse wurde bereits um 1940 eine elegante Prognosetheorie von Kolmogorov [35] und Wiener [59] entwickelt. Ein weiterer wesentlicher Beitrag geht auf Kalman [34] zurück. Diese Theorie behandelt die lineare Kleinst-Quadrate(KQ)-Prognose unter der Voraussetzung, dass die zweiten Momente des zugrunde liegenden Prozesses bekannt sind. In den meisten Fällen sind diese zweiten Momente jedoch nicht bekannt und müssen geschätzt werden, sodass das Prognoseproblem mit einem Identifikationsproblem einhergeht. Die Theorie der linearen Kleinst-Quadrate(KQ)-Prognose stationärer Prozesse bei bekannten zweiten Momenten und die Theorie der Identifikation von AR-, ARMA und Zustandsraumsystemen bilden die beiden Herzstücke der theoretischen Analyse des Prognoseproblems. Unsere Darstellung beschränkt sich auf diese lineare Kleinst-Quadrate(KQ)-Prognose und die Identifikation von linearen dynamischen Systemen. Nichtlineare Prognosefunktionen und von den quadratischen abweichende Kostenfunktionen werden demnach nicht behandelt, wenn es nicht ausdrücklich erwähnt ist. Die Praxis hat gezeigt, dass diese linearen Ansätze auch bei offensichtlich nichtlinearen Mechanismen erstaunlich erfolgreich sind.
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Notes
- 1.
Von nun an soll Konvergenz als Konvergenz im quadratischen Mittel verstanden werden.
- 2.
Quadratisch summierbar bedeutet, dass \(\sum _{{i=0}}^{{\infty}}\| C_{i}\|^{2}<\infty\), wobei \(\| C_{i}\|^{2}\) den größten Eigenwert von \(C_{i}C_{i}^{{\prime}}\) bezeichnet.
- 3.
Die spektrale Dichte ist \(\lambda\)-fast überall bestimmt.
- 4.
- 5.
- 6.
Für die Behandlung von Saisonmustern siehe [32].
- 7.
- 8.
Siehe Neusser [42].
- 9.
Alle Daten wurden der Zeitreihen-Datenbank der Deutschen Bundesbank mit Internetadresse http://www.bundesbank.de/statistik/statistik.php entnommen. Die genaue Beschreibung der ausgewählten Reihen ist wie folgt: Die arbeitstäglich bereinigte Industrieproduktion mit Basisjahr 2005 (Code: BBDE1.M.DE.W.BAA1.A2P300000.G.C.I05.A), der Verbraucherpreisindex mit Basisjahr 2000 (Code: UUFA01), der Zinssatz für Monatsgeld am Frankfurter Bankplatz (Code: SU0104), die ungewogene Umlaufrendite von Bundeswertpapieren mit Restlaufzeit von neun bis zehn Jahren (Code: WX3950) und die saisonbereinigte Arbeitslosenquote bezogen auf alle zivilen Erwerbspersonen (Code: USCC02).
- 10.
In der Sprechweise der vorigen Abschnitte entspricht dies einem AR-Modell mit maximaler Verzögerung von \(p=2\).
- 11.
Kointegrationsbeziehungen zwischen den hier verwendeten Variablen werden aus theoretisch-ökonomischen Überlegungen ausgeschlossen.
- 12.
Abschnitt 12.10 diskutiert weitere Problemfelder und mögliche Lösungsvorschläge.
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Deistler, M., Neusser, K. (2012). Prognose uni- und multivariater Zeitreihen. In: Mertens, P., Rässler, S. (eds) Prognoserechnung. Physica, Heidelberg. https://doi.org/10.1007/978-3-7908-2797-2_12
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