Andrey Dik : volatilite sadece dikkate alınması gerekmez. ve boşluklardan kurtulmanız gerekir (mumları boşluğun mesafesine göre kaydırın)
Aksine, boşluklar hatırlanmalı ve dikkate alınmalıdır. Çünkü istatistiksel olarak fark yine de kapanıyor. Her nasılsa boşluklarla bir tür gösterge arıyordum - bulamadım, fraktallar aracılığıyla kendim yakaladım. Ama yine de iyi bir göstergeye ihtiyacınız var.
Beyler, CandleCode adında böyle bir gösterge var, mumları aynı şekilde kodluyor, scatter'ı hesaba katarak aynı koda sahipler. Neden bir bisiklet icat ettiğini anlamıyorum :-(
Hedef değişken üzerindeki etkileri için tahmin edicileri seçmeden başka hiçbir şeyin önemli olmadığını düşünmeye devam ediyorum. Bu ilk adım . Ya gürültü tahmin edicilerini kaldırırız ve sonra fazla uymayan bir model oluşturma şansımız artar ya da gürültü tahmin edicileri kalır ve bu da mutlaka fazla uydurmaya yol açar. Ve aşırı eğitilmiş modelin gelecekteki davranışı hiçbir şekilde geçmişteki davranışıyla ilgili olmadığından, böyle bir aşırı eğitilmiş modele ihtiyaç yoktur.
Tahmin edicilerin önemini belirlemeye yönelik bir başka ilginç yaklaşım. Aynı zamanda, önem testinin belirlenmesi için çok sayıda algoritma kullanılmamaktadır.
Residual standard error: 0.006874 on 9998 degrees of freedom Multiple R-squared: 1, Adjusted R-squared: 1 F-statistic: 1.058e+08 on 2 and 9998 DF, p-value: < 2.2e-16
When modeling any phenomena by including explanatory variables that highly relates the variable of interest, one question arises: which of the auxiliary variables have a higher influence on the response? I am not writing about significance testing or something like this. I am just thinking like a researcher who wants to know the ranking of...
Mumu, her biri [-1.0; 1.0]. Bu, O ve C'nin H ve L'ye göre konumudur.
bu nasıl yapılır?
Yüksekliğe göre, H 1'dir, L -1'dir, sırasıyla O ve C'yi H ve L'ye göre ifade eder.
burada mumun oynaklığı dikkate alınmaz, tüm hesaplamalar mumun içindeymiş gibi yapılır ve ne tür bir mum olduğu, boşluk veya küçük bir dojik MO görmez
Bence en normal şey % artış ama doğru saymıyorum
mumların kümelenmesiyle ilgili bir seçim ama nasıl normalleştiklerini açıklamıyorlar ve sonucu açıklayanlar da bana uymadı
https://www.elitetrader.com/et/threads/statistical-analysis-of-candlesticks-patterns.285918/
http://robotwealth.com/unsupervised-candlestick-classification-for-fun-and-profit-part-1/
http://robotwealth.com/unsupervised-candlestick-classification-for-fun-and-profit-part-2/
http://intelligenttradingtech.blogspot.com/2010/06/quantitative-candlestick-pattern.html
burada mumun oynaklığı dikkate alınmaz, tüm hesaplamalar mumun içindeymiş gibi yapılır ve ne tür bir mum olduğu, boşluk veya küçük bir dojik MO görmez
Bence en normal şey % artış ama doğru saymıyorum
volatilite sadece dikkate alınması gerekmez. ve boşluklardan kurtulmanız gerekir (mumları boşluğun mesafesine göre kaydırın)
ders bitti)))
Teşekkür ederim, anladım. Çok basit görünüyor, inanmıyorum ama kontrol edeceğim.
İşaretin ayrı bir öngörücü olması da garip, mumun boyutunu aşağıdaysa negatif yapardım. Bu da mutlaka denenmeli.
Teşekkür ederim, anladım. Çok basit görünüyor, inanmıyorum ama kontrol edeceğim.
İşaretin ayrı bir öngörücü olması da garip, mumun boyutunu aşağıdaysa negatif yapardım. Bu da mutlaka denenmeli.
ve anlamadığım bir şey var
hedef nasıldı
formül nereden geldi?
Hedef değişken üzerindeki etkileri için tahmin edicileri seçmeden başka hiçbir şeyin önemli olmadığını düşünmeye devam ediyorum. Bu ilk adım . Ya gürültü tahmin edicilerini kaldırırız ve sonra fazla uymayan bir model oluşturma şansımız artar ya da gürültü tahmin edicileri kalır ve bu da mutlaka fazla uydurmaya yol açar. Ve aşırı eğitilmiş modelin gelecekteki davranışı hiçbir şekilde geçmişteki davranışıyla ilgili olmadığından, böyle bir aşırı eğitilmiş modele ihtiyaç yoktur.
Tahmin edicilerin önemini belirlemeye yönelik bir başka ilginç yaklaşım. Aynı zamanda, önem testinin belirlenmesi için çok sayıda algoritma kullanılmamaktadır.
İşte bu gönderiden tamamlanmış kod
> n <- 10000
>
> x1 <- runif(n)
> x2 <- runif(n)
> y <- -500 * x1 + 50 * x2 + rnorm(n)
>
> model <- lm(y ~ 0 + x1 + x2)
>
> # 1a. Standardized betas
> summary(model)$coe[,2]
x1 x2
0.02599082 0.02602010
> betas <- model$coefficients
> betas
x1 x2
-500.00627 50.00839
> imp <- abs(betas)/sd.betas
Ошибка: объект 'sd.betas' не найден
> sd.betas <- summary(model)$coe[,2]
> betas <- model$coefficients
> imp <- abs(betas)/sd.betas
> imp <- imp/sum(imp)
> imp
x1 x2
0.9091711 0.0908289
> imp1 <- abs(model$coefficients[1] * sd(x1)/sd(y))
> imp2 <- abs(model$coefficients[2] * sd(x2)/sd(y))
>
> imp1 / (imp1 + imp2)
x1
0.9095839
> imp2 / (imp1 + imp2)
x2
0.0904161
> # 2. Standardized variables
> model2 <- lm(I(scale(y)) ~ 0 + I(scale(x1)) + I(scale(x2)))
> summary(model2)
Call:
lm(formula = I(scale(y)) ~ 0 + I(scale(x1)) + I(scale(x2)))
Residuals:
Min 1Q Median 3Q Max
-0.0236475 -0.0046199 0.0000215 0.0046571 0.0243383
Coefficients:
Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)
I(scale(x1)) -9.932e-01 6.876e-05 -14446 <2e-16 ***
I(scale(x2)) 9.873e-02 6.876e-05 1436 <2e-16 ***
---
Signif. codes: 0 ‘***’ 0.001 ‘**’ 0.01 ‘*’ 0.05 ‘.’ 0.1 ‘ ’ 1
Residual standard error: 0.006874 on 9998 degrees of freedom
Multiple R-squared: 1, Adjusted R-squared: 1
F-statistic: 1.058e+08 on 2 and 9998 DF, p-value: < 2.2e-16
> abs(model2$coefficients)/sum(abs(model2$coefficients))
I(scale(x1)) I(scale(x2))
0.90958355 0.09041645