AutoRegression Analysis (AR) Wpisany przez Paul Bourke Kredyty dla kodu źródłowego: Alex Sergejew, Nick Hawthorn, Rainer Hegger. Listopad 1998 Wprowadzenie Model autoregresyjny (AR) znany jest również w branży projektowania filtrów jako nieskończony filtr odpowiedzi impulsowej (IIR) lub filtr z wszystkimi biegunami, i jest czasem nazywany modelem maksymalnej entropii w zastosowaniach fizycznych. Jest pamięć lub sprzężenie zwrotne i dlatego system może generować dynamikę wewnętrzną. Definicja, która zostanie tu zastosowana, jest następująca: gdzie i są współczynnikami autoregresji, x t jest serią objętą badaniem, a N jest rzędem (długością) filtra, który jest na ogół znacznie mniejszy niż długość serii. Termin szumu lub reszta, epsilon w powyższym, prawie zawsze przyjmuje się za szum Gaussa. Werbalnie, obecny termin serii może być oszacowany przez liniową ważoną sumę poprzednich warunków w serii. Wagi są współczynnikami autoregresji. Problem w analizie AR polega na wyprowadzeniu najlepszych wartości dla i danej serii x t. Większość metod zakłada, że seria x t jest liniowa i stacjonarna. Zgodnie z konwencją przyjmuje się, że szereg x t oznacza średnią zerową, jeśli nie jest to po prostu inny termin a 0 przed sumowaniem w powyższym równaniu. Istnieje wiele technik obliczania współczynników AR. Główne dwie kategorie to najmniejszy kwadrat i metoda Burg. Wewnątrz każdego z nich istnieje kilka wariantów, najczęstsza metoda najmniejszych kwadratów oparta jest na równaniach Yule-Walker. MatLab ma szeroki zakres obsługiwanych technik, należy zauważyć, że przy porównywaniu algorytmów z różnych źródeł istnieją dwie powszechne odmiany, pierwsza dotyczy tego, czy średnia jest usuwana z serii, druga jest znakiem zwróconych współczynników (zależy to od Definicja i jest ustalana poprzez proste odwrócenie znaku wszystkich współczynników). Najpopularniejszą metodą wyznaczania współczynników jest mnożenie powyższej definicji przez x t-d. przyjmując wartości oczekiwane i normalizując (patrz Box i Jenkins, 1976) podajemy zestaw równań liniowych zwanych równaniami Yule-Walker, które można zapisać w postaci macierzy, gdzie rd jest współczynnikiem autokorelacji przy opóźnieniu d. Uwaga: przekątna to r 0 1. Poniższy przykład przedstawiono z pewnym stopniem szczegółowości, aby umożliwić replikację i porównanie wyników z innymi pakietami. Dane są 1000 próbek z sumy 4 sinusoidów i są tu podane. Dane wyglądają tak, chociaż nie jest szczególnie przydatna, analiza AR rzędu 1 daje współczynnik 0,941872, nie jest to całkowicie zaskakujące, ponieważ mówi, że patrząc tylko na jeden termin z serii, następny termin w serii jest prawdopodobnie prawie to samo, tj .: x t1 0,941872 xt Poniższa tabela podaje współczynniki dla wielu modeli zamówień dla powyższego przykładu. Wraz ze wzrostem zamówienia szacunki na ogół ulegają poprawie (może to nie być konieczne dla hałaśliwych danych przy stosowaniu dużych zleceń AR). Często przydatne jest wykreślenie błędu RMS między seriami oszacowanymi przez współczynniki AR i rzeczywistą serię. Przykład dla powyższego przypadku przedstawiono poniżej. Jak to jest typowe w analizie AR, błąd RMS znika bardzo szybko, a następnie wyrównuje się. Przypadki specjalne Błąd RMS pozostaje stały w miarę zwiększania kolejności AR. Większość procedur AR zawodzi w tym przypadku, mimo że rozwiązanie jest proste (a 1 1, a nie a i 0). Osobne wyniki matrycy dla formuły najmniejszych kwadratów. Być może najlepszym sposobem na przetestowanie kodu obliczeniowego współczynników AR jest wygenerowanie sztucznych szeregów o znanych współczynnikach, a następnie sprawdzenie, czy obliczenia AR dają takie same wyniki. Na przykład można wygenerować analizę AR serii przy użyciu stopnia 5 powinno przynieść te same współczynniki, jak te używane do generowania serii. Dane dla tej serii są dostępne tutaj i są zilustrowane poniżej: Ten przypadek testowy jest z rzędu 7, współczynniki są następujące: Surowe serie można znaleźć tutaj, a dane są przedstawione poniżej. Ten przypadek testowy jest rzędu 2, współczynniki są następujące: a 1,02, a 2 -0,53, Tutaj można znaleźć surowe serie, a dane są przedstawione poniżej. Wybór kolejności modelu Nie ma prostego sposobu na określenie prawidłowej kolejności modelu. Gdy jeden zwiększa kolejność modelu, średni błąd kwadratowy RMS zazwyczaj zmniejsza się szybko do pewnej kolejności, a następnie wolniej. Zlecenie tuż po punkcie, w którym błąd RMS jest spłaszczony, jest zazwyczaj odpowiednią kolejnością. Istnieje więcej formalnych technik wyboru kolejności modeli, z których najczęstszym jest Akaike Information Criterion. Kod źródłowy Kod źródłowy do obliczania współczynników AR dostępny jest tutaj. Dostępne są dwa algorytmy, metoda najmniejszych kwadratów i metoda Burg Maximum Entropy. Zmodyfikowana wersja (burg. c) metody Burg (tablice indeksów zerowych w stylu C) autorstwa Paula Sandersa. Kod wykonuje symulację szeregów czasowych z autoregressive frakcyjnie zintegrowanymi ruchomymi średnimi (ARFIMA) modelami, które generalizują ARIMA (autoregresyjna zintegrowana średnia ruchoma ) i autoregresyjnych modeli średniej ruchomej ARMA. Modele ARFIMA dopuszczają wartości niecałkowite parametru różnicowania i są przydatne przy modelowaniu szeregu czasowego z długą pamięcią. Kod generalnie symuluje model ARFIMA (p, d, q), gdzie d jest różnicą. Oblicza średnią ruchomą Tillsona. Użytkownik ma możliwość zmiany parametrów, takich jak wygładzanie przeciągnięć i współczynnik objętości Wdrożenie filtru średniej ruchomej. Filtr średniej ruchomej działa przez uśrednienie pewnej liczby punktów z sygnału wejściowego, aby wytworzyć każdy punkt w sygnale wyjściowym. W formie równania jest napisane: Ten plik zawiera trzy m-pliki, które szacują wartość zagrożoną (VaR) portfela złożonego z dwóch cen akcji przy użyciu ważonej średniej ważonej ruchomej. główną funkcją jest ewmaestimatevar. Aby oszacować VaR, powinieneś użyć tego. Bardzo wydajny filtr średniej ruchomej zaimplementowany za pomocą splotu. Wygładzone przenoszenie danych (wektor danych, uśrednianie rozmiaru okna w próbkach) Patrz również: slidefilter. m tego samego autora Filtr średniej ruchomej zaimplementowany za pomocą techniki quotSliding Sumquot. Porównywalnie wydajny. Wygładzony slajd danych (wektor danych, długość interwału przesuwania w próbkach) Zobacz także: movave. m CHEAPHLOCPLOT Wolna fabuła High-Low-Open-Close (i woluminu objętościowego i ruchomego), aby odpowiedzieć na wątek CSSM (quotSubject: on using matlab do plotowania wykresy giełdowe). Średnia ruchoma implementacja za pomocą filtra wbudowanego, który jest bardzo szybki. Dla wektorów, Y RUNMEAN (X, M) oblicza średnią bieżącą (znaną również jako średnia ruchoma) na elementach wektora X. Używa okna punktów danych 2M1. M dodatnia liczba całkowita określająca (połowę) wielkość okna. W pseudo kodzie: Y (i). Ten kod oblicza średnią ważoną ruchomą średnią odchylenia standardowego średniej ważonej ruchomej średniej (EWMA) stosuje różne wagi do różnych zwrotów. Nowsze powroty mają większą wagę na. Pod względem zachowania jest to alternatywa dla filtra () dla ruchomego jądra, z tym, że jest szybsza. Prędkość nie zależy od długości filtra. Kod używa wariantu typu cumsum-trick, choć nie jest to cytat. Prosty kalkulator VaR zapewnia: - ocenę dystrybucji zwrotu pojedynczego składnika aktywów lub portfela aktywów - prognozy zmienności z wykorzystaniem średniej ruchomej i algorytmu wykładniczego - wartości zagrożonej pojedynczego składnika aktywów. Ten plik m implementuje system średniej ruchomej M-punktu. Równanie to: y (n) (x (n) x (n-1). X (n-M)) M M jest rzędem systemu średniej ruchomej M-punktu. Składnia: ympointaverage (input, order) Argument. Ta funkcja oblicza w (Xi, Yi) nieznanych lokalizacjach predykcje IDW (wlt0) lub SMA (w0) przy użyciu typu sąsiedztwa r1 (n: liczba punktów r: promień) i r2 wielkość sąsiedztwa z wartości mierzonych Vc w (Xc, Yc ) lokalizacje. Instrukcje: 1. Podaj symbol towaru. 2. Podaj dzisiejszą datę w określonym formacie (miesiące-dni-rok). 3. Przycisk GET DATA pobiera dane z serwera Yahoo. 4. Wybierz liczbę dni, które chcesz zbadać. 5. Celem tego studium przypadku jest pokazanie, w jaki sposób MATLAB i różne skrzynki narzędziowe mogą być używane razem w celu rozwiązania problemu z obrazowaniem. Specyficznym problemem tutaj pokazanym jest eksperyment naukowy. Mając wahadło, zmierz siłę grawitacji. Matematyka jest dobrze zdefiniowana. Wskazówki do uruchomienia pliku. 1. Rozpakuj plik quotTradingStrat. zipquot, aby uzyskać folder quotTradingStratquot. 2. Ustaw katalog roboczy jako quotTradingStrat gt CSVquot (Folder CSV przechowuje przecinek FASTRMS Natychmiastowy średni-kwadratowy (RMS) moc przez splot. FASTRMS (X), gdy X jest wektorem, jest zmienną w czasie mocą RMS X, obliczane za pomocą pięciopunktowego prostokątnego okna ześrodkowanego w każdym punkcie sygnału, wyjście jest to. Są to pliki i niektóre dane, które wykorzystałem w moim niedawnym webinarium na temat handlu algorytmicznego. Dane zostały skrócone do rozmiaru Są to między innymi: MARISA Model najbliższego sąsiada Trwający kod stop-loss Ilustracja: INDICATORS to narzędzie analizy technicznej, które oblicza różne wskaźniki techniczne, a analiza techniczna to prognozowanie przyszłych finansowych ruchów cen w oparciu o analizę zmian cen w przeszłości. Wskaźniki techniczne wymagają na stronie Kopiuj Copyright 2000-2018 Kod źródłowy Online Bezpłatny kod źródłowy i skrypty Pliki do pobrania Wszystkie pliki i bezpłatne pliki do pobrania są chronione prawami autorskimi ich właścicieli .. Nie udostępniamy żadnych zhakowanych, złamanych , nielegalna, piracka wersja skryptów, kodów, składników do pobrania. Wszystkie pliki są pobierane ze strony wydawców, naszych serwerów plików lub serwerów lustrzanych. Zawsze sprawdzaj pliki w poszukiwaniu wirusów pobrane z internetu specjalnie zip, rar, exe, wersje próbne, pełne wersje itp. Pobierz linki z rapidshare, pliki depozytowe, megaupload itp. Nieopublikowane. Wprowadzenie do ARIMA: niesezonowe modele ARIMA (p, d, q) równanie prognostyczne: Modele ARIMA są w teorii najbardziej ogólną klasą modeli do prognozowania szeregu czasowego, który można przekształcić na 8220stacja 8221 przez różnicowanie (jeśli to konieczne), być może w połączeniu z nieliniowymi przekształceniami, takimi jak rejestracja lub deflacja (jeśli to konieczne). Zmienna losowa, która jest szeregiem czasowym, jest nieruchoma, jeśli jej właściwości statystyczne są stałe w czasie. Seria stacjonarna nie ma trendu, jej wahania wokół średniej mają stałą amplitudę i poruszają się w spójny sposób. tj. jego krótkoterminowe wzorce czasu losowego zawsze wyglądają tak samo w sensie statystycznym. Ten ostatni warunek oznacza, że jego autokorelacje (korelacje z jego własnymi wcześniejszymi odchyleniami od średniej) pozostają stałe w czasie, lub równoważnie, że jego widmo mocy pozostaje stałe w czasie. Zmienna losowa tej postaci może być oglądana (jak zwykle) jako kombinacja sygnału i szumu, a sygnał (jeśli jest widoczny) może być wzorem szybkiej lub wolnej średniej rewersji, lub sinusoidalnej oscylacji, lub szybkiej przemiany w znaku , a także może mieć składnik sezonowy. Model ARIMA może być postrzegany jako 8220filter8221, który próbuje oddzielić sygnał od szumu, a sygnał jest następnie ekstrapolowany w przyszłość w celu uzyskania prognoz. Równanie prognostyczne ARIMA dla stacjonarnych szeregów czasowych jest równaniem liniowym (to jest typu regresyjnym), w którym predyktory składają się z opóźnień zmiennej zależnej i opóźnień błędów prognoz. Oznacza to: Przewidywaną wartość Y stałej stałej lub ważoną sumę jednej lub więcej ostatnich wartości Y i lub ważoną sumę jednej lub więcej ostatnich wartości błędów. Jeśli predykatory składają się tylko z opóźnionych wartości Y., jest to model czysto autoregresyjny (8220a-regressed8221), który jest tylko szczególnym przypadkiem modelu regresji i który może być wyposażony w standardowe oprogramowanie regresyjne. Na przykład, autoregresyjny model pierwszego rzędu (8220AR (1) 8221) dla Y jest prostym modelem regresji, w którym zmienna niezależna jest po prostu Y opóźniona o jeden okres (LAG (Y, 1) w Statgraphics lub YLAG1 w RegressIt). Jeśli niektóre z predyktorów są opóźnieniami błędów, to model ARIMA NIE jest modelem regresji liniowej, ponieważ nie ma sposobu, aby określić 8220last okres8217s błąd8221 jako zmienną niezależną: błędy muszą być obliczane na podstawie okresu do okresu kiedy model jest dopasowany do danych. Z technicznego punktu widzenia problem z wykorzystaniem opóźnionych błędów jako czynników predykcyjnych polega na tym, że przewidywania model8217 nie są liniowymi funkcjami współczynników. mimo że są liniowymi funkcjami przeszłych danych. Współczynniki w modelach ARIMA, które zawierają opóźnione błędy, muszą być oszacowane przez nieliniowe metody optymalizacji (8220hill-climbing8221), a nie przez samo rozwiązanie układu równań. Akronim ARIMA oznacza Auto-Regressive Integrated Moving Average. Lagi ze stacjonarnej serii w równaniu prognostycznym są nazywane "wartościami dodatnimi", opóźnienia błędów prognoz są nazywane "przesunięciem średniej", a szeregi czasowe, które muszą być różnicowane, aby stały się stacjonarne, są uważane za "podzielone" wersje stacjonarnej serii. Modele Random Walk i Random-Trend, modele autoregresyjne i modele wygładzania wykładniczego są szczególnymi przypadkami modeli ARIMA. Niesezonowy model ARIMA jest klasyfikowany jako model DAIMIMA (p, d, q), gdzie: p to liczba terminów autoregresyjnych, d to liczba niesezonowych różnic potrzebnych do stacjonarności, a q to liczba opóźnionych błędów prognozy w równanie predykcji. Równanie prognostyczne jest skonstruowane w następujący sposób. Po pierwsze, niech y oznacza różnicę d Y. Oznacza to: Zwróć uwagę, że druga różnica Y (przypadek d2) nie jest różnicą od 2 okresów temu. Jest to raczej różnica między pierwszą a różnicą. który jest dyskretnym analogiem drugiej pochodnej, tj. lokalnym przyspieszeniem szeregu, a nie jego lokalnym trendem. Pod względem y. ogólne równanie prognostyczne jest następujące: Tutaj parametry średniej ruchomej (9528217 s) są zdefiniowane w taki sposób, że ich znaki są ujemne w równaniu, zgodnie z konwencją wprowadzoną przez Boxa i Jenkinsa. Niektórzy autorzy i oprogramowanie (w tym język programowania R) definiują je, aby zamiast tego mieli znaki plus. Kiedy rzeczywiste liczby są podłączone do równania, nie ma dwuznaczności, ale ważne jest, aby wiedzieć, którą konwencję używa twoje oprogramowanie podczas odczytu danych wyjściowych. Często parametry są tam oznaczone przez AR (1), AR (2), 8230 i MA (1), MA (2), 8230 itd. Aby zidentyfikować odpowiedni model ARIMA dla Y. zaczynasz od określenia kolejności różnicowania (d) konieczność stacjonowania serii i usunięcia ogólnych cech sezonowości, być może w połączeniu z transformacją stabilizującą warianty, taką jak rejestracja lub deflacja. Jeśli zatrzymasz się w tym momencie i będziesz przewidywał, że zróżnicowana seria jest stała, dopasowałeś jedynie model losowego spaceru lub losowego trendu. Jednak stacjonarne serie mogą nadal mieć błędy związane z auto - korelacjami, co sugeruje, że w równaniu prognostycznym potrzebna jest również pewna liczba terminów AR (p 8805 1) i kilka warunków MA (q 8805 1). Proces określania wartości p, d i q, które są najlepsze dla danej serii czasowej, zostanie omówiony w dalszych sekcjach notatek (których linki znajdują się na górze tej strony), ale podgląd niektórych typów nietypowych modeli ARIMA, które są powszechnie spotykane, podano poniżej. ARIMA (1,0,0) Model autoregresyjny pierwszego rzędu: jeśli seria jest stacjonarna i autokorelowana, być może można ją przewidzieć jako wielokrotność jej poprzedniej wartości plus stałą. Równanie prognostyczne w tym przypadku wynosi 8230, co samo w sobie cofnęło się Y o jeden okres. Jest to model 8220ARIMA (1,0,0) constant8221. Jeżeli średnia z Y wynosi zero, wówczas nie zostałoby uwzględnione stałe wyrażenie. Jeśli współczynnik nachylenia 981 1 jest dodatni i mniejszy niż 1 w skali (musi być mniejszy niż 1 w wielkości, jeśli Y jest nieruchomy), model opisuje zachowanie polegające na odwróceniu średniej, w którym należy przypisać wartość kolejnego okresu 817 razy 981 razy jako daleko od średniej, jak ta wartość okresu. Jeżeli 981 1 jest ujemny, przewiduje zachowanie średniej odwrócenia z naprzemiennością znaków, tj. Przewiduje również, że Y będzie poniżej średniego następnego okresu, jeśli jest powyżej średniej tego okresu. W modelu autoregresyjnym drugiego rzędu (ARIMA (2,0,0)), po prawej stronie pojawi się również termin Y t-2 i tak dalej. W zależności od znaków i wielkości współczynników, model ARIMA (2,0,0) może opisywać układ, którego średnia rewersja zachodzi w sposób oscylacyjny sinusoidalnie, podobnie jak ruch masy na sprężynie poddanej losowym wstrząsom . Próba losowa ARIMA (0,1,0): Jeśli seria Y nie jest nieruchoma, najprostszym możliwym modelem jest model losowego spaceru, który można uznać za ograniczający przypadek modelu AR (1), w którym autoregresyjny Współczynnik jest równy 1, tzn. szeregowi z nieskończenie powolną średnią rewersją. Równanie predykcji dla tego modelu można zapisać jako: gdzie stałym terminem jest średnia zmiana okresu do okresu (tj. Dryf długoterminowy) w Y. Ten model może być dopasowany jako model regresji bez przechwytywania, w którym pierwsza różnica Y jest zmienną zależną. Ponieważ zawiera on (tylko) niesezonową różnicę i stały termin, jest klasyfikowany jako model DAIMA (0,1,0) ze stałą. Często Modelem bezładnego spaceru byłby ARIMA (0,1; 0) model bez stałego ARIMA (1,1,0) różny model autoregresyjny pierwszego rzędu: Jeśli błędy modelu chodzenia swobodnego są autokorelowane, być może problem można rozwiązać, dodając jedno opóźnienie zmiennej zależnej do równania predykcji - - to znaczy przez regresję pierwszej różnicy Y, która sama w sobie jest opóźniona o jeden okres. To przyniosłoby następujące równanie predykcji: które można przekształcić na To jest autoregresyjny model pierwszego rzędu z jednym rzędem niesezonowego różnicowania i stałym terminem - tj. model ARIMA (1,1,0). ARIMA (0,1,1) bez stałego prostego wygładzania wykładniczego: Inna strategia korekcji błędów związanych z autokorelacją w modelu losowego spaceru jest zasugerowana przez prosty model wygładzania wykładniczego. Przypomnijmy, że w przypadku niektórych niestacjonarnych szeregów czasowych (na przykład takich, które wykazują głośne wahania wokół wolno zmieniającej się średniej), model chodzenia losowego nie działa tak dobrze, jak średnia ruchoma wartości z przeszłości. Innymi słowy, zamiast brać ostatnią obserwację jako prognozę następnej obserwacji, lepiej jest użyć średniej z ostatnich kilku obserwacji, aby odfiltrować hałas i dokładniej oszacować średnią miejscową. Prosty model wygładzania wykładniczego wykorzystuje wykładniczo ważoną średnią ruchomą przeszłych wartości, aby osiągnąć ten efekt. Równanie predykcji dla prostego modelu wygładzania wykładniczego można zapisać w wielu matematycznie równoważnych formach. jedną z nich jest tak zwana forma 8220, korekta zera 8221, w której poprzednia prognoza jest korygowana w kierunku popełnionego błędu: Ponieważ e t-1 Y t-1 - 374 t-1 z definicji, można to przepisać jako : co jest równaniem ARIMA (0,1,1) - bez stałej prognozy z 952 1 1 - 945. Oznacza to, że możesz dopasować proste wygładzanie wykładnicze, określając je jako model ARIMA (0,1,1) bez stała, a szacowany współczynnik MA (1) odpowiada 1-minus-alfa w formule SES. Przypomnijmy, że w modelu SES średni wiek danych w prognozach z wyprzedzeniem 1 roku wynosi 1 945. Oznacza to, że będą one pozostawać w tyle za trendami lub punktami zwrotnymi o około 1 945 okresów. Wynika z tego, że średni wiek danych w prognozach 1-okresowych modelu ARIMA (0,1,1) - bez stałej wynosi 1 (1 - 952 1). Tak więc, na przykład, jeśli 952 1 0.8, średnia wieku wynosi 5. Ponieważ 952 1 zbliża się do 1, ARIMA (0,1,1) - bez stałego modelu staje się bardzo długookresową średnią ruchomą, a jako 952 1 zbliża się do 0, staje się modelem losowego chodzenia bez dryfu. Jaki jest najlepszy sposób korekcji autokorelacji: dodawanie terminów AR lub dodawanie terminów MA W dwóch poprzednich modelach omówionych powyżej, problem związanych z autokorelacją błędów w modelu losowego spaceru ustalono na dwa różne sposoby: przez dodanie opóźnionej wartości różnej serii do równania lub dodanie opóźnionej wartości błędu prognozy. Które podejście jest najlepsze Zasada praktyczna dla tej sytuacji, która zostanie omówiona bardziej szczegółowo w dalszej części, polega na tym, że pozytywna autokorelacja jest zwykle najlepiej traktowana przez dodanie do modelu warunku AR, a negatywna autokorelacja jest zwykle najlepiej traktowana przez dodanie Termin magisterski. W biznesowych i ekonomicznych szeregach czasowych negatywna autokorelacja często pojawia się jako artefakt różnicowania. (Ogólnie rzecz biorąc, różnicowanie zmniejsza pozytywną autokorelację, a nawet może spowodować przełączenie z autokorelacji dodatniej na ujemną). Tak więc model ARIMA (0,1,1), w którym różnicowanie jest połączone z terminem MA, jest częściej używany niż Model ARIMA (1,1,0). ARIMA (0,1,1) o stałym prostym wygładzaniu wykładniczym ze wzrostem: Dzięki wdrożeniu modelu SES jako modelu ARIMA można uzyskać pewną elastyczność. Po pierwsze, szacowany współczynnik MA (1) może być ujemny. odpowiada to współczynnikowi wygładzania większemu niż 1 w modelu SES, co zwykle nie jest dozwolone w procedurze dopasowania modelu SES. Po drugie, masz możliwość włączenia stałego warunku w modelu ARIMA, jeśli chcesz, aby oszacować średni niezerowy trend. Model ARIMA (0,1,1) ze stałą ma równanie prognozy: prognozy jednokresowe z tego modelu są jakościowo podobne do tych z modelu SES, z tym że trajektoria prognoz długoterminowych jest zwykle linia nachylenia (której nachylenie jest równe mu) zamiast linii poziomej. ARIMA (0,2,1) lub (0,2,2) bez stałego liniowego wygładzania wykładniczego: liniowe modele wygładzania wykładniczego są modelami ARIMA, które wykorzystują dwie niesezonowe różnice w połączeniu z terminami MA. Druga różnica w serii Y nie jest po prostu różnicą między Y a nią opóźnioną o dwa okresy, ale raczej jest pierwszą różnicą pierwszej różnicy - a. e. zmiana w Y w okresie t. Tak więc druga różnica Y w okresie t jest równa (Y t - Y t-1) - (Y t-1 - Y t-2) Y t - 2Y t-1 Y t-2. Druga różnica funkcji dyskretnej jest analogiczna do drugiej pochodnej funkcji ciągłej: mierzy ona przyspieszenie cytadania lub inną krzywiznę w funkcji w danym punkcie czasu. Model ARIMA (0,2,2) bez stałej przewiduje, że druga różnica szeregu równa się funkcji liniowej dwóch ostatnich błędów prognozy: która może być uporządkowana jako: gdzie 952 1 i 952 2 to MA (1) i Współczynniki MA (2). Jest to ogólny liniowy model wygładzania wykładniczego. w zasadzie taki sam jak model Holt8217s, a model Brown8217s to szczególny przypadek. Wykorzystuje wykładniczo ważone średnie ruchome do oszacowania zarówno lokalnego poziomu, jak i lokalnego trendu w serii. Długoterminowe prognozy z tego modelu zbiegają się do linii prostej, której nachylenie zależy od średniej tendencji obserwowanej pod koniec serii. ARIMA (1,1,2) bez stałego liniowego tłumienia wykładniczego. Ten model jest zilustrowany na załączonych slajdach w modelach ARIMA. Ekstrapoluje lokalny trend na końcu serii, ale spłaszcza go na dłuższych horyzontach prognozy, wprowadzając nutę konserwatyzmu, praktykę, która ma empiryczne wsparcie. Zobacz artykuł na ten temat: "Dlaczego działa Damped Trend" autorstwa Gardnera i McKenziego oraz artykuł "Zgodny z legendą" Armstronga i in. dla szczegółów. Ogólnie zaleca się trzymać modele, w których co najmniej jedno z p i q jest nie większe niż 1, tj. Nie próbować dopasować modelu takiego jak ARIMA (2,1,2), ponieważ może to prowadzić do przeuczenia oraz pytania o współczynniku równomolowym, które omówiono bardziej szczegółowo w uwagach dotyczących struktury matematycznej modeli ARIMA. Implementacja arkusza kalkulacyjnego: modele ARIMA, takie jak opisane powyżej, można łatwo wdrożyć w arkuszu kalkulacyjnym. Równanie predykcji jest po prostu równaniem liniowym, które odnosi się do przeszłych wartości pierwotnych szeregów czasowych i przeszłych wartości błędów. W ten sposób można skonfigurować arkusz kalkulacyjny prognozowania ARIMA, przechowując dane w kolumnie A, formułę prognozowania w kolumnie B i błędy (dane minus prognozy) w kolumnie C. Formuła prognozowania w typowej komórce w kolumnie B byłaby po prostu wyrażenie liniowe odnoszące się do wartości w poprzednich wierszach kolumn A i C, pomnożone przez odpowiednie współczynniki AR lub MA przechowywane w komórkach w innym miejscu arkusza kalkulacyjnego.
Comments
Post a Comment