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THÈSE Estimation, validation et identification des modèles ARMA ...

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Chapitre 1. Introduction 22<br />

résidus passés <strong>et</strong> <strong>des</strong> paramètres du modèle V<strong>ARMA</strong>. Ceci nous perm<strong>et</strong>tra ensuite de<br />

donner une expression explicite <strong>des</strong> matrices I <strong>et</strong> J impliquées dans la variance asymptotique<br />

<strong>des</strong> estimateurs QML/LS, en fonction <strong>des</strong> paramètres <strong>des</strong> polynômes VAR <strong>et</strong><br />

MA, <strong>et</strong> <strong>des</strong> moments d’ordre deux <strong>et</strong> quatre du bruit. Enfin nous en déduisons un<br />

estimateur de la matrice Ω. Nous établissons la convergence de c<strong>et</strong> estimateur.<br />

1.2.1 Notations <strong>et</strong> paramétrisation <strong>des</strong> coefficients du modèle<br />

V<strong>ARMA</strong><br />

Nous utilisons la méthode du quasi-maximum de vraisemblance déjà définie dans le<br />

chapitre précédent pour l’estimation <strong>des</strong> paramètres du modèle <strong>ARMA</strong>(p0,q0) structurel<br />

d-multivarié (1.1) dont le terme d’erreur ǫt = (ǫ1 t,··· ,ǫd t) ′ est une suite de variables<br />

aléatoires centrées, non corrélées, avec une matrice de covariance non singulière Σ.<br />

Les paramètres sont les coefficients <strong>des</strong> matrices carrées d’ordre d suivantes : Ai, i ∈<br />

{1,...,p0}, Bj, j ∈ {1,...,q0}. Dans ce chapitre nous considérons la matrice Σ comme<br />

un paramètre de nuisance. Nous supposons que ces matrices sont paramétrées suivant<br />

le vecteur <strong>des</strong> vraies valeurs <strong>des</strong> paramètres noté θ0. Nous notons A0i = Ai(θ0), i ∈<br />

{1,...,p0}, Bj = Bj(θ0), j ∈ {1,...,q0} <strong>et</strong> Σ0 = Σ(θ0), où θ0 appartient à l’espace<br />

compact <strong>des</strong> paramètres Θ ⊂ R k0 , <strong>et</strong> k0 est le nombre de paramètres inconnus qui<br />

est inférieur à (p0 + q0 + 2)d 2 (i.e. le nombre de paramètres sans aucune contrainte).<br />

Pour tout θ ∈ Θ, nous supposons aussi que les applications θ ↦→ Ai(θ) i = 0,...,p0,<br />

θ ↦→ Bj(θ) j = 0,...,q0 <strong>et</strong> θ ↦→ Σ(θ) adm<strong>et</strong>tent <strong>des</strong> dérivées continues d’ordre 3. Nous<br />

définissons vec(·) l’opérateur qui consiste à empiler en un vecteur les colonnes d’une<br />

matrice en partant de la première colonne jusqu’à la dernière. Sous l’hypothèse H1, les<br />

matrices A00 <strong>et</strong> B00 sont inversibles. Ceci nous perm<strong>et</strong> d’écrire le modèle réduit sous sa<br />

forme compacte<br />

Aθ(L)Xt = Bθ(L)<strong>et</strong>(θ),<br />

où Aθ(L) = Id − p0<br />

i=1 AiL i est le polynôme VAR <strong>et</strong> Bθ(L) = Id − q0<br />

i=1 BiL i est<br />

le polynôme MA, avec Ai = A −1<br />

0 Ai <strong>et</strong> Bi = A −1<br />

0 BiB −1<br />

0 A0. Pour ℓ = 1,...,p0 <strong>et</strong><br />

ℓ ′ = 1,...,q0, posons Aℓ = (aij,ℓ), Bℓ ′ = (bij,ℓ ′), aℓ = vec[Aℓ] <strong>et</strong> bℓ ′ = vec[Bℓ ′].<br />

Notons respectivement par<br />

a := (a ′ 1 ,...,a′ p0 )′<br />

<strong>et</strong> b := (b ′ 1 ,...,b′ q0 )′ ,<br />

les coefficients <strong>des</strong> polynômes VAR <strong>et</strong> MA. Ainsi il n’est pas restrictif de réécrire<br />

θ = (a ′ ,b ′ ) ′ , où a ∈ R k1 dépend <strong>des</strong> matrices A0,...,Ap0 <strong>et</strong> où b ∈ R k2 dépend de<br />

B0,...,Bq0, avec k1 +k2 = k0. Pour i,j = 1,··· ,d, définissons les (d ×d) opérateurs<br />

matriciels Mij(L) <strong>et</strong> Nij(L) par<br />

Mij(L) = B −1 −1<br />

θ (L)EijAθ (L)Bθ(L) and Nij(L) = B −1<br />

θ (L)Eij,

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