ARMA模型的特性(精)

合集下载

第三章 ARMA模型的特性

第三章 ARMA模型的特性
1.ARMA(2,1)的平稳性 的平稳性 (1)用特征根表示: )用特征根表示:
λ1 〈1,λ2 〈1
(2)用自回归系数表示: )用自回归系数表示:
ϕ 2 〈1 ϕ 2 ± ϕ 1 〈1
3.ARMA(2,m)的平稳性 的平稳性
ϕ 2 〈1 〈1 ϕ 2 ± ϕ 1 〈1
4.ARMA(p,q)的平稳性 的平稳性 P阶自回归系数多项式的根都在单位圆外 阶自回归系数多项式的根都在单位圆外 平稳性完全由其自回归部分决定
1.MA(1)
θ1 < 1
2.MA(q)模型的可逆条件是: 模型的可逆条件是: 模型的可逆条件是
MA(q)模型的特征根都在单位圆内 模型的特征根都在单位圆内
λi < 1
必要条件: 必要条件:
θ1 + θ 2 + L + θ q < 1
考察如下MA模型的可逆性 例3.6续:考察如下 续 考察如下 模型的可逆性 (1) xt = ε t − 2ε t −1 (2) xt = ε t − 0.5ε t −1 4 16 (3) xt = ε t − ε t −1 + ε t − 2 5 25 5 25 (4) xt = ε t − ε t −1 + ε t − 2 4 16
∑ϕ
j=0

j 1
at− j =
∑G
j=0

j
at− j
3.AR(1)的滞后算子表达式 的滞后算子表达式源自at Xt = 1 − ϕ1B
4.AR(p)的Green函数递推公式 的 函数递推公式
原理 方法
Φ ( B ) xt = at ⇒ Φ ( B )G ( B )at = at xt = G ( B )at

ARMA模型

ARMA模型

ARMA模型AR模型是一种线性预测,即已知N个数据,可由模型推出第N点前面或后面的数据(设推出P点),AR模型-模型简介所以其本质类似于插值,其目的都是为了增加有效数据,只是AR模型是由N点递推,而插值是由两点(或少数几点)去推导多点,所以AR模型要比插值方法效果更好。

ARMA模型(Auto-Regressive and Moving Average Model)是研究时间序列的重要方法,由自回归模型(简称AR模型)与滑动平均模型(简称MA模型)为基础"混合"构成。

在市场研究中常用于长期追踪资料的研究,如:Panel研究中,用于消费行为模式变迁研究;在零售研究中,用于具有季节变动特征的销售量、市场规模的预测等。

ARMA模型的基本原理将预测指标随时间推移而形成的数据序列看作是一个随机序列,这组随机变量所具有的依存关系体现着原始数据在时间上的延续性。

一方面,影响因素的影响,另一方面,又有自身变动规律,假定影响因素为x1,x2,…,xk,由回归分析,其中Y是预测对象的观测值,e为误差。

作为预测对象Yt受到自身变化的影响,其规律可由下式体现,模型原理误差项在不同时期具有依存关系,由下式表示,模型原理图由此,获得ARMA模型表达式模型原理图模型原理总图模型预测模型-常见预测模型预测是对未来作出的估计和推断,为了达到这一目的,往往要对现实世界(或称研究对象)进行模仿或抽象,这一过程称之为建模;用建模手段获得现实世界(对象)的一种表示和体现就称为模型。

一切客观存在的事物及其运动形态我们统称为现实;现实和未来是不一样的,但是通过对于现实的研究可以预见未来,这就是预测。

从信息运动的角度看,现实之中包含着未来,孕育着未来。

因此,一个"好"的模型不仅能表达现实而且应该能准确的反映现实的发展规律。

时至今日,预测模型已多达一百余种,常用的也有二三十种。

任何预测模型都有它自身的优缺点;至今,还没有一种既有极高的预测精度,又适用于任何现实问题(研究对象)的预测模型。

时间序列中的ARMA模型

时间序列中的ARMA模型
件期望是相等旳,若设为u,则得到 :
c u=
1 (1 2 ... p)
旳无条
7
ARIMA模型旳概念
Yt-u=1(Yt-1-u)+ 2(Yt-2-u)+...+p(Yt-p-u)+vt
0=1 1+ 2 2+...+p p+ 2 1=1 0+ 2 1+...+ p p-1
……
p=1 p-1+ 2 p-2+...+ p 0
(1
2
1
1≤j≤22q ... q2 )
0 j>q
j>q时,ACF(j)=0,此现象为截尾,是MA(q)过程旳一种特征
如下图:
18
ARMA模型旳辨认
MA(2)过程
yt =0.5ut-1 0.3ut2 ut
19
ARMA模型旳辨认
⑵ AR(p)过程旳偏自有关函数
j p 时,偏自有关函数旳取值不为0 j>q 时,偏自有关函数旳取值为0 AR(p)过程旳偏自有关函数p阶截尾 如下图:
32
ARMA模型旳预测
二. 基于MA过程旳预测
过程 结论:
MA (2) 过程仅有2期旳记忆力
33
ARMA模型旳预测
三. 基于ARMA过程旳预测
结合对AR过程和MA过程进行预测 ARMA模型一般用于短期预测
34
五、实例:ARMA模型在金融数 据中旳应用
数据: 1991年1月到2023年1月旳我国货币供
3
ARIMA模型旳概念
2.MA(q)过程旳特征
1. E(Yt)=u
2.
var(Yt)
(1
2

ARMA模型介绍

ARMA模型介绍
这种模型设定形式可以减少多重共线性
➢ 如果Yt一 个Yt时1 间序1Y列t1有 .一.. 个 p单1位Yt根 p,1 那ut 么在回归模
型中可以仅包括Y。
共同学习,重在交流
➢ 一般形式的MA(q)M模型A可(q以)表模示型为
➢ 上述模Y型t 为uqt 阶移1u动t1平均2模ut型2 qutq
➢ MA(q)模型也不存在非平稳问题。
➢ 调整可决系数、AIC和SC准则都是模型选 择的重要标准。
共同学习,重在交流
➢ 赤池信息准A则IC:准AIC则=-和2L/Sn+C2k准/n,则其中L是
对数似然值,n是观测值数目,k是被估计 的参数个数。AIC准则要求其取值越小越好。 ➢ 施瓦茨准则:SC=-2L/n-klnn/n,使用时也 要求SC值越小越好。
共同学习,重在交流
➢ 如果自时间回序归列Y移t是它动的平当期均和模前期型的(随A机R误M差A项) 以及前期值的线性函数,即可表示为:
➢ Y则t 称该1Yt序1 列为2Yt(2 p,.q..) 阶pY自t 回p 归ut移动1u平t1均模型。qu记tq
为ARMA(p,q)
共同学习,重在交流
随机时间序列分析模型的识别
共同学习,重在交流
模型的识别
➢ AR(p)模型的识别。若序列的偏自相关函数在p以 后截尾,而且自相关系数是拖尾的,则此序列是自回 归AR(p)序列。
➢ MA(q)模型的识别。若序列的自相关函数在q以后 截尾,而且偏自相关系数是拖尾的,则此序列是移动 平均MA(q)序列。
➢ ARMA(p,q)模型的识别。若序列的自相关函数和 偏自相关系数都是拖尾的,则此序列是自回归移动平 均ARMA(p,q)序列。至于模型中p和q的识别,则 要从低阶开始逐步试探,直到定出合适的模型为止。

ARMA模型

ARMA模型
自回归移动平均(ARMA:Auto-regressive Moving Average)模型
1 时间序列分析模型【ARMA模型 】简介
1、自回归【 AR 】模型
自回归序列 X t:
如果时间序列 X t 是它的前期值和随机项的线性 函数,即可表示为
X t 1 X t1 2 X t2 p X t p ut 【1】
记 Bk 为 k 步滞后算子,即 Bk X t X tk ,则
模型【1】可表示为
Xt 1BXt 2B2 Xt pBp Xt ut
令 (B) 11B 2B2 pBp,模型可简写为
(B) X t ut
【2】
AR( p )过程平稳的条件是滞后多项式 (B)
的根均在单位圆外,即 (B) 0 的根大于1
【1】式称为 p 阶自回归模型,记为AR( p )
注1:实参数 1,2 , , p 称为自回归系数,是待估参数.
随机项 ut 是相互独立的白噪声序列,且服从均值为0、
方差为 2 的正态分布.随机项与滞后变量不相关。
注2:一般假定 X t
均值为0,否则令
X
t
Xt
1 时间序列分析模型【ARMA模型 】简介
在实际中,常见的时间序列多具有某种趋势,但很多序 列通过差分可以平稳
判断时间序列的趋势是否消除,只需考察经过差分后序 列的自相关系数
(3)季节性 时间序列的季节性是指在某一固定的时间间隔上,序列
重复出现某种特性.比如地区降雨量、旅游收入和空调销售额 等时间序列都具有明显的季节变化. 一般地,月度资料的时间序列,其季节周期为12个月;
2 q
2,
qkq 2 ,
0,
Dut 2 是白噪声序列的方差
k 0 1 k q

第三章ARMA模型的特性

第三章ARMA模型的特性

(1) G j是前j个时间单位以前进入系统的扰动at j对系统现在行 为(响应)影响的权数。
(2)
G
客观地刻画了系统动态响应衰减的快慢程度。
j
(3)
G
是系统动态的真实描述。系统的动态性就是蕴含在时间
j
序列中的数据依存关系。
(4) 格林函数所描述的动态性完全取决于系统参数.
17
三、根据格林函数形成系统响应(时间序列)
说明:常系数非齐次线性差分方程的特解的求法与微分方程类 似。
10
x(t 2) x(t 1) 2x(t) 12
例3-3 求下列线性差分方程的通解和特解 。
(1) x(t) 5x(t 1) 4x(t 2) 0
(2) x(t 2) x(t 1) 2x(t) 12,x(0) 0, x(1) 1
解:(1)特征方程:2 5 4 0,特征根: 1 4,2 1,
齐次方程的通解:
x(t) C1 (4)t C2 (1)t
11
x(t 2) x(t 1) 2x(t) 12
(2) x(t 2) x(t 1) 2x(t) 12,x(0) 0, x(1) 1
x(t) 2t 4 C2t


x(t) C1 C2t C3 cos( 2 t) C4 sin( 2 t)
13
二、AR(1)系统的格林函数
格林函数就是描述系统记忆扰动程度的函数。AR(1)模型为
X t 1 X t1 at
由于在动态条件下,
(3.4)
X t1 1 X t2 at1 X t 1 (1 X t2 at1 ) at 12 X t2 1at1 at X t2 1 X t3 at2

如何建立ARMA和ARMA模型如何进行模型的拟合与选择

如何建立ARMA和ARMA模型如何进行模型的拟合与选择

如何建立ARMA和ARMA模型如何进行模型的拟合与选择如何建立ARMA模型及进行模型的拟合与选择ARMA模型(自回归滑动平均模型)是一种常用的时间序列模型,可以帮助我们对数据进行预测和分析。

本文将介绍如何建立ARMA模型以及进行模型的拟合与选择。

一、ARMA模型的介绍ARMA模型是一种线性平稳时间序列模型,由自回归部分(AR)和滑动平均部分(MA)组成。

AR部分使用过去时间点的观测值作为自变量进行预测,MA部分使用过去时间点的误差项作为自变量进行预测。

ARMA模型的最一般形式为ARMA(p, q),其中p代表AR部分的阶数,q代表MA部分的阶数。

二、建立ARMA模型的步骤1. 检验时间序列的平稳性ARMA模型要求时间序列是平稳的,即均值和方差保持不变。

可以通过绘制时间序列的图形、计算移动平均和自相关函数等方法来检验平稳性。

若发现非平稳性,则需要进行差分处理,直到得到平稳序列。

2. 确定模型的阶数通过观察自相关图(ACF)和偏自相关图(PACF),可以确定AR部分和MA部分的阶数。

ACF反映了序列与其滞后之间的关系,PACF则消除了中间滞后的干扰,更准确地显示滞后与序列之间的关系。

根据图形上截尾的特点,可以确定合适的阶数。

3. 估计模型参数利用最大似然估计或解方程组等方法,对ARMA模型进行参数估计。

最大似然估计是大多数情况下的首选方法,它通过最大化样本的对数似然函数,寻找最适合数据的参数估计值。

4. 模型检验和诊断对估计得到的模型进行检验和诊断,主要包括残差的自相关性检验、白噪声检验、模型拟合优度检验等。

如果模型不符合要求,需要重新调整模型的阶数或其他参数。

三、模型拟合与选择的方法1. 拟合优度准则模型的拟合优度准则可以用来衡量模型的优劣程度。

常见的拟合优度准则包括AIC(赤池信息准则)、BIC(贝叶斯信息准则)等。

这些准则基于模型的似然函数和模型参数的数量,从而在模型选择时提供一个客观的评估指标。

第三章ARMA模型的特性

第三章ARMA模型的特性
2
第一节 格林函数和平稳性 第二节 逆函数和可逆性 第三节 自协方差函数 第四节 自谱
3
第一节 格林函数和平稳性
一、线性常系数差分方程及其解的一般形式
任何一个ARMA模型都是一个线性差分方程。因此,ARMA模 型的性往往取决于差分方程程根的性质。线性定常离散时间系 统的主要数学工具是常系数差分方程 :
t
1.根据 Xt Gt ja j生成序列,实例见下表3.1 1 0.5
j
18
a1 ~ a6各个扰动对系统后继行为的作用描述在图3.1(b)~(g)中。 19

2.根据 X t G j at j 生成序列 X t j0 20
3.1 系统参数对系统响应的影响 对此我们用实例加以说明,对前面的序列分将别利用 1 0.5 和 1 0.9 成了两个序列,分别描绘在图3.2和图3.3中,通过 比较图3.1、图3.2可以知道:

如果用线性空间的观点来看AR(1)模型的解X t G j at 由j 于
at j 是相互独立的,可看作线性空间的基 a j (或无限j0维坐标轴),
显然 X t 可由at j 线性表示,其系数 G j 就是 X t 对于 at j 的坐标, 因而上式也叫做Wold分解式,其系数叫Wold系数。

Cntn
9
3. 如果特征方程的根中有共轭复根,齐次方程的解中必含有
正弦项和余弦项。比如有一对共轭复根 1 和 2 ,其余是
相异实根,记
1 a bi rei,2 a bi rei
这时齐次方程的通解为
x(t) r t C1 cos(t) C2 sin( t) C3t3 Cntn
k1 ak 0, a

ARMA模型的特性

ARMA模型的特性

逆函数xt t 0.5t1 0.5 1 可逆
1 逆转形式 Ik 0.5k , k 1
t 0.5k xtk k 0
xt
t
4 5
t
1
16 25
t
2
2
1,2
1
1
可逆
xt
t
5 4
t
1
25 16
t
2
2
25 16
1 不可逆
逆函数
Ik
逆转形式
(1)n1k , k
G0 1
G1 1 1 G2 1G1 2G0
......
G j 1G j1 2G j2 ( j 3)
2.ARMA(p,q)的G的隐式
G0
G j
1
j
kGjk
k 1
j
,
k 1
3.ARMA(n,n-1)的G的隐式
G0 1
G1 1 1 G2 1G1 2G0 2
......
Gn 1Gn1 2Gn2 .... nG0
(3)xt xt1 0.5xt2 t
(2)xt 1.1xt1 t
(4)xt xt1 0.5xt1 t
(1)特征根判别 AR(p)模型平稳的充要条件是它的p个特征根都在 单位圆内
(2)平稳域判别i 1
{1,2,,p 单位根都在单位圆内}
必要条件:
1 2 p 1
特征根 平稳域
1
〈1 1
特征根
平稳域
1 1
12 42
2
2 1
12 42
2
{1,2 2 1,且2 1 1}
模 型
特征根判别
(1)
1 0.8
(2)
1 1.1

ARMA模型的特性(精)

ARMA模型的特性(精)

第三章 ARMA 模型的特性本章为本书重点之一,主要掌握三类模型的格林函数形式、平稳性和可逆性条件、AFC 和PAFC 的形式和特点。

第一节 线性差分方程一、 后移(Backshift)算子:1. 定义:后移算子B 定义为1t t BX X -=,从而m t t m B X X -=。

2. 后移算子的性质:(1) 常数的后移算子为常数:Bc c =(2) 分配律:()m n m n t t t t m t n B B X B X B X X X --+=+=+ (3) 结合律:()m n m n m t t t n t m n B B X B B X B X X ---=== (4) 后移算子B 的逆为前移算子11t t B X X -+=(5) 对于1ϕ<,无限求和得2233(1 (1)t X B B B X Bϕϕϕϕ++++=-前面的MA(m)模型、AR(n)模型和ARMA(n,m)模型可分别表示为:()t t X B a θ=()t t B X a ϕ= ()()t t B X B a ϕθ=其中:212()1n n B B B B ϕϕϕϕ=---- 212()1m m B B B B θθθθ=----二、 线性差分方程11221122t t t n tnt t t m t mX X X X a a a aϕϕϕθθθ----------=---- 可将写成()()t t B X B a ϕθ=这里212()1n n B B B B ϕϕϕϕ=---- 212()1m m B B B B θθθθ=----差分方程通解为:()()t X C t I t =+ 这里,C (t)是齐次方程解,I (t)是特解。

三、 齐次方程解的计算无重根 考虑齐次差分方程 ()0t B X ϕ=其中12()(1)(1)(1)n B G B G B G B ϕ=---假定G 1,G 2,…,G n 是互不相同,则在时刻t 的通解:1122t ttt n nX AG A G A G =+++ 其中A i 为常数(可由初始条件确定)。

ARMA模型概述

ARMA模型概述

ARMA模型概述ARMA 模型(Auto-Regressive and Moving Average Model)是研究时间序列的重要方法,由自回归模型(简称AR模型)与滑动平均模型(简称MA模型)为基础“混合”构成。

在市场研究中常用于长期追踪资料的研究,如:Panel研究中,用于消费行为模式变迁研究;在零售研究中,用于具有季节变动特征的销售量、市场规模的预测等。

[编辑]ARMA模型三种基本形式[1]1.自回归模型(AR:Auto-regressive);自回归模型AR(p):如果时间序列yt满足其中εt是独立同分布的随机变量序列,且满足:E(εt) = 0则称时间序列为yt服从p阶的自回归模型。

或者记为φ(B)y t= εt。

自回归模型的平稳条件:滞后算子多项式的根均在单位圆外,即φ(B) = 0的根大于1。

2.移动平均模型(MA:Moving-Average)移动平均模型MA(q):如果时间序列yt满足则称时间序列为yt服从q阶移动平均模型;移动平均模型平稳条件:任何条件下都平稳。

3.混合模型(ARMA:Auto-regressive Moving-Average)ARMA(p,q)模型:如果时间序列yt满足:则称时间序列为yt服从(p,q)阶自回归滑动平均混合模型。

或者记为φ(B)y t= θ(B)εt 特殊情况:q=0,模型即为AR(p),p=0,模型即为MA(q),[编辑]ARMA模型的基本原理将预测指标随时间推移而形成的数据序列看作是一个随机序列,这组随机变量所具有的依存关系体现着原始数据在时间上的延续性。

一方面,影响因素的影响,另一方面,又有自身变动规律,假定影响因素为x1,x2,…,xk,由回归分析,其中Y是预测对象的观测值,e为误差。

作为预测对象Yt受到自身变化的影响,其规律可由下式体现,误差项在不同时期具有依存关系,由下式表示,由此,获得ARMA模型表达式:[编辑]参考文献1. ↑徐国祥,马俊玲.《统计预测和决策》学习指导与习题[M].上海财经大学出版社.ISBN:7-81098-492-6.2005。

时间序列--ARMA模型的特性

时间序列--ARMA模型的特性

j0
i 1
所以,齐次方程解是由衰减指数项、多项式、衰 减正弦项,以及这些函数旳组合混合生成旳。
上述过程中计算Gi 并不方便,通常通过解方程 n 1n1 2n2 ...n 0 得到其根为:i,i 1,2,...,n 。 由于 n 1n1 2n2 ...n 0 的根与 11B 2B2 nBn 0 的根互为倒数,因此 i Gi 。
k期滞后协方差为:
k
E( X tK (1 X t1
2 X t2
L n Xtn
t
))
1 k1 2 k2 L n k n
从而有自有关函数 :
k 1k1 2k2 ... n kn
可见,不论k有多大, k旳计算均与其1到n阶滞后 旳自有关函数有关,所以呈拖尾状。
假如AR(n)是平稳旳,则|k|递减且趋于零。
则 (B)G(B) (B)

* j
j
0,
,
0 jn jn
* l
0l,,
0lm lm
则 (B)G(B) (B) 化为
* j
B
j
Gk
Bk
l*Bl
j0
k0
l0
比较等式两边B旳同次幂旳系数,可得
l
*jGl j
* l
,
l
1, 2,3,...
j0
由上式,格林函数可从 l 1 开始依次递推算出。
二、ARMA模型旳逆函数
• ARMA(n,m)模型逆函数通用解法 对于ARMA(n,m)模型旳逆函数求解模型格林函数
求解措施相同。

I (B) 1 I j Xt j , I0 1
j 1
则平稳序列 Xt旳逆转形式 at Xt I j Xt可j 表达为 j 1

ARMA建模_理论

ARMA建模_理论

显然上述优化也只能借助数值算法来求得; 条件最小二乘法 实际中用得最多的是所谓的条件最小二乘法,它的想法如下: 回顾ARMA模型的逆转形式:
我们假设
则条件最小二乘法最小化下列准则
(六) 模型的有效性检验
模型的有效性是看模型是否充分地从数据中提取了信息,因此在这里,一个有效的好的
模型应该几乎提取了数据中所有的信息,使得剩下的残差
性质 3 的一个推论是
延迟为 的自相关系数(ACF),其中
.
,记为 ,称为
平稳性的直观含义是“序列的前二阶矩不随时间的推移而改变”,这使得我们可以 把不同时间点的数据放在一起作统计推断.
判断平稳性的方法一,观察时序图
根据平稳性的定义,平稳序列具有常数均值和常数方差的性质,因此其时序图应该 在一个常数值附近波动,且波动的范围有界;
阶截尾 拖尾 拖尾
理论上讲,我们可以根据上述特点确定模型的阶;但在实际操作中具有下列的障碍
a) SACF,SPACF不会出现理论上的完美截尾情况;本应截尾的SACF和SPACF仍会出现 小值震荡的情况;
b) 平稳序列通常只具有短期相关性,当 足够大时,SACF和SPACF总会衰减到零值 附近做小值震荡;
则称
如果 还服从正态分布,则称为高斯白噪声.
白噪声检验方法:Ljung-Box检验 白噪声是纯随机性序列,它具有性质
因此我们可以通过检验下列假设来检验序列是否是白噪声 使得
检验统计量为LB(Ljung-Box)统计量
在 原 假 设 成 立 的 条 件 下 , LB 近 似 服 从 自 由 度 为 的 卡 方 分 布 , 因 此 时拒绝原假设.
BIC/SBC=-2log(模型的极大似然函数值)+log(n)*(模型中的未知参数个数)

ARMA模型解析

ARMA模型解析
注3:【2】满足平稳条件时, AR过程等价于无穷阶的MA 过程,即
X t 1 v1B v2 B
2
j ut v j B ut j 0
1 时间序列分析模型【ARMA模型 】简介
3、自回归移动平均【ARMA】模型 【B-J方法建模】
自回归移动平均序列
ARMA序列,它的阶要由从低阶到高阶逐步增加,再通过检验来确定. 但实际数据处理中,得到的样本自协方差函数和样本偏自相关函数只是
k
而只能是在某步之后围绕零值上下波动,故对于 k 和 kk 的截尾性 只能借助于统计手段进行检验和判定。
和 kk 的估计,要使它们在某一步之后全部为0几乎是不可能的,
H0 : pk , pk 0, k 1,
2 统计量 N pM
H1 : 存在某个 k ,使 kk
k p 1
0 ,且
2
pkM p
( ) 表示自由度为 M 的 分布 的上侧 分位数点 2 2 M ( ),则认为 对于给定的显著性水平 0 ,若 2 2 p ,可认为 样本不是来自AR( )模型 ; M ( )
【2】
( B) X t ut
AR(
的根均在单位圆外,即
p )过程平稳的条件是滞后多项式 ( B)
( B) 0 的根大于1
1 时间序列分析模型【ARMA模型 】简介
2、移动平均【MA】模型
移动平均序列 X t : 如果时间序列 X t 是它的当期和前期的随机误差 项的线性函数,即可表示为
时间序列的季节性是指在某一固定的时间间隔上,序列 重复出现某种特性.比如地区降雨量、旅游收入和空调销售额 等时间序列都具有明显的季节变化. 一般地,月度资料的时间序列,其季节周期为12个月;

ARMA模型(共29张)

ARMA模型(共29张)

0 ,若
2
2 M
(
),则认为
p 样本不是来自AR(
)模型 ;
2
2 M
(
)
,可认为
样本来自AR( p )模型 。
注:实际中,此判断方法比较粗糙,还不能定阶,目前流行的方法是H.Akaike
信息定阶准则(AIC)
第18页,共29页。
1 时间序列(xùliè)分析模型【ARMA模型 】简介
(3)AIC准则确定模型的阶数
注4:ARMA过程的平稳条件是滞后多项式 可逆条件是滞后多项式
(B) Xt (B)ut
(B) 的根均在单位圆外
(B) 的根都在单位圆外
【6】
第7页,共29页。
1 时间序列分析模型【ARMA模型(móxíng) 】简介
二、随机时间序列的特性分析
1、时序特性的研究工具
(1)自相关
构成时间序列的每个序列值
1 时间序列分析模型【ARMA模型(móxíng) 】简介
2、模型的识别
自相关函数与偏自相关函数是识别ARMA模型的最主要 工具,B-J方法主要利用相关分析法确定模型的阶数.
q q 若样本自协方差函数 k 在 步截尾,则判断 X t 是MA( )序列
p 若样本偏自相关,函数 kk在 步截尾,则可判断
X t , X t1, X t2 , , X tk 之间的简单
相关关系称为自相关。自相关程度由自相关系数
k 度量,
表示时间序列中相隔 k 期的观测值之间的相关程度。
nk
( Xt X )( Xtk X )
k t1 n
(Xt X )2
t 1
n k 注1: 是样本量, 为滞后期, X 代表样本数据的算术平均值

第3章 ARMA模型的特性

第3章  ARMA模型的特性

b 。 1− a
b , 1− a
y (k + 2) − 3 y ( k + 1) + 2 y ( k ) = 3 k 。
解 解特征方程 λ2 − 3λ + 2 = 0 ,得特征根 λ1 = 1 , λ2 = 2 ,于是相应齐次方程的通
解为 y (k ) = C1 + C 2 ⋅ 2 k 。 设非齐次差分方程的特解为 Y ( k ) = C ⋅ 3 k ,代入原方程得
-2
1
1];
-1
0
1
-1
2
0
-2
1
1];
Xt=sum(b) subplot(3,1,1) stem(t,At),xlabel('t'),ylabel('A_t') subplot(3,1,2) stem([5:15],b(5,[5:15])),xlabel('t'), ylabel('A_t_-_4a_4') subplot(3,1,3) stem(t,Xt); hold on, plot(t,Xt) xlabel('t'), ylabel('X_t')
方程(3.2)称为 n 阶齐次差分方程。 2.差分方程的求解 设 Y ( k ) = λk 是方程(3.2)的一个解,则有
(3.2)
λk + n + a n−1λk + n−1 + L + a 0λ k = 0
即有
λn + an −1λn −1 + L + a 0 = 0
(3.3)
方程(3.3)称为方程(3.2)的特征方程。若特征方程(3.3 )有 n 个互不相同的实根

ARMA模型

ARMA模型

截尾性、拖尾性图示
判断ARMA(p,q)的阶
• 通过试验确定ARMA模型的阶数(p,q):试取一组 (p,q)进行拟合估计(一般取(偏)自相关数明显非零 的延时期数k做p、q),计算出残差序列,检验残 差是否为白噪声,若非白噪声仍有自相关性,则换 一组(p,q)继续试验。 • 另一种确定ARMA模型的阶数(p,q)的方法是:若 序列非AR(p)、MA(q)情况,则用AR(1)拟合序列{yt }, 再考察其残差序列的样本自相关函数是否截尾, 若q1步截尾,则模型为ARMA(1,q1),否则,再用AR(2) 拟合序列{yt},考察其残差序列的样本自相关函数 是否截尾,若q2步截尾,则模型为ARMA(2,q2);否则, 再继续增大p,重复上述的做法,直至残差序列的样 本自相关函数截尾为止。
ˆ t (k ) , k 1 y ˆ t (k ) 式中:y yt k , k 0
预测的置信区间
• 对于ARMA(p,q)模型,我们可以得到yt+l预测 的95%的置信区间: yt(l)1.96*se(l), 式中se(l)是误差标准差 .
R程序—预测
• • • • • • • • ufore = predict(usol, n.ahead =6) #预测未来6期 U = ufore$pred+1.96*ufore$se #算出95%置信上限 L = ufore$pred-1.96*ufore$se #算出95%置信下限 #下面作时序图,含原序列、拟合值预测值序列、95%置信区间 uuf=ts(c(u-usol$residuals,ufore$pred)) # 合并拟合值与预测值 ts.plot(u,uuf,col=1:2) # 画原序列、拟合值预测值序列时序图 lines(U, col="blue", lty="dashed") #在图中补充95%置信上限 lines(L, col="blue", lty="dashed") #在图中补充95%置信下限

马尔可夫区制转移arma模型

马尔可夫区制转移arma模型

马尔可夫区制转移arma模型马尔可夫区制转移(ARMA)模型是一种经济和金融时间序列分析常用的模型。

它的基本思想是通过分析当前时间点和过去时间点的关系,来预测未来时间点的值。

ARMA模型的构建基于两个关键概念:自回归(AR)和移动平均(MA)。

马尔可夫区制转移(AR)模型通过分析过去时间点对当前时间点的影响来预测未来时间点。

它基于一个假设,即未来的值是过去值的线性组合。

如果我们用Y表示时间序列的观测值,AR模型可以表示为:Y_t = c + φ_1 * Y_t-1 + φ_2 * Y_t-2 + ... + φ_p * Y_t-p + ε_t其中,Y_t是时间点t的观测值,c是常数,φ_1, φ_2, ...,φ_p是参数,p是模型的延迟数量,ε_t是误差项。

当p等于1时,AR模型称为AR(1)模型;当p等于2时,AR模型称为AR(2)模型,依此类推。

移动平均(MA)模型是用来描述观测值与白噪声误差项的线性组合之间的关系。

MA模型的基本假设是,当前时间点的观测值是过去时间点的误差项的线性组合。

如果我们用Y表示时间序列的观测值,MA模型可以表示为:Y_t = μ + ε_t + θ_1 * ε_t-1 + θ_2 * ε_t-2 + ... +θ_q * ε_t-q其中,Y_t是时间点t的观测值,μ是均值,ε_t是误差项,θ_1, θ_2, ..., θ_q是参数,q是误差项的延迟数量。

当q等于1时,MA模型称为MA(1)模型;当q等于2时,MA模型称为MA(2)模型,依此类推。

ARMA模型将AR和MA模型结合起来。

ARMA(p, q)模型可以表示为:Y_t = c + φ_1 * Y_t-1 + φ_2 * Y_t-2 + ... + φ_p * Y_t-p + ε_t + θ_1 * ε_t-1 + θ_2 * ε_t-2 + ... + θ_q * ε_t-qARMA模型可以通过最小二乘法或极大似然法来估计参数。

3-ARMA模型的特性2

3-ARMA模型的特性2
当考虑序列均值估计偏差的情况下,有
(3.3.1a) (3.3.2a)
* ) (1 k ) k (1 k )O( 1 ) , E (ˆk ) k O( 1 ) E (ˆk N N N N 都是有偏的,但后者是渐近无偏的。通常粗略称ˆk 是
* 有偏估计,ˆk 是无偏估计。
海军航空工程学院基础部数学教研室
第三章 ARMA模型的特性
X t at I1 X t 1 I 2 X t 2 at I j X t j
j 1

at X t I j X t j (1 I1B I 2 B 2 ) X t
j 1
1 N 1 N k 偏的 E (ˆk ) E ( X t X t k ) k (1 ) k N t k 1 N t k 1 N k 偏差的期望 E ( k ˆk ) k 与样本长度成反比,与滞 N 后及理论自相关成正比。当 k 取某个固定常数时, k 才
海军航空工程学院基础部数学教研室
第三章 ARMA模型的特性
于是
( I1 1B ) 1 I1 1 1; I 2 I11 2 0 I 2 I11 2 I 3 I1 2 I 21 0 I 3 I1 2 I 21 I j I j 11 I j 2 2 , j 3

我们把这种表达式称为 X t 的逆转形式,其中系 数 I j ( I 0 0) 称为逆函数。 这种逆转形式是一个无穷阶的自回归模型。一 个过程是否具有逆转形式,也就是逆函数是否存在 的性质通常称过程是否具有可逆性。
海军航空工程学院基础部数学教研室
第三章 ARMA模型的特性
一、AR(1)模型和 MA(1)模型的逆函数 1. AR(1)模型的逆函数 根据 AR(1)模型
  1. 1、下载文档前请自行甄别文档内容的完整性,平台不提供额外的编辑、内容补充、找答案等附加服务。
  2. 2、"仅部分预览"的文档,不可在线预览部分如存在完整性等问题,可反馈申请退款(可完整预览的文档不适用该条件!)。
  3. 3、如文档侵犯您的权益,请联系客服反馈,我们会尽快为您处理(人工客服工作时间:9:00-18:30)。

第三章 ARMA 模型的特性本章为本书重点之一,主要掌握三类模型的格林函数形式、平稳性和可逆性条件、AFC 和PAFC 的形式和特点。

第一节 线性差分方程一、 后移(Backshift)算子:1. 定义:后移算子B 定义为1t t BX X -=,从而m t t m B X X -=。

2. 后移算子的性质:(1) 常数的后移算子为常数:Bc c =(2) 分配律:()m n m n t t t t m t n B B X B X B X X X --+=+=+ (3) 结合律:()m n m n m t t t n t m n B B X B B X B X X ---=== (4) 后移算子B 的逆为前移算子11t t B X X -+=(5) 对于1ϕ<,无限求和得2233(1 (1)t X B B B X Bϕϕϕϕ++++=-前面的MA(m)模型、AR(n)模型和ARMA(n,m)模型可分别表示为:()t t X B a θ=()t t B X a ϕ= ()()t t B X B a ϕθ=其中:212()1n n B B B B ϕϕϕϕ=---- 212()1m m B B B B θθθθ=----二、 线性差分方程11221122t t t n tnt t t m t mX X X X a a a aϕϕϕθθθ----------=---- 可将写成()()t t B X B a ϕθ=这里212()1n n B B B B ϕϕϕϕ=---- 212()1m m B B B B θθθθ=----差分方程通解为:()()t X C t I t =+ 这里,C (t)是齐次方程解,I (t)是特解。

三、 齐次方程解的计算无重根 考虑齐次差分方程 ()0t B X ϕ=其中12()(1)(1)(1)n B G B G B G B ϕ=---假定G 1,G 2,…,G n 是互不相同,则在时刻t 的通解:1122t ttt n nX AG A G A G =+++ 其中A i 为常数(可由初始条件确定)。

重根 设()0B ϕ=有d 个相等的根10G -,可验证通解为 2101210()d tt d X A At A t A t G --=++++ 对一般情形,当()B ϕ的因式分解为 /120(1)(1)(1)(1)d n G B G B G B G B ----齐次方程解便是 /101()d n tjt k jiij i C t G A t DG-===+∑∑因此,齐次方程解是由衰减指数项G t 、多项式t j 、衰减正弦项D t sin(2πf 0t+F),以及这些函数的组合混合生成的。

上述过程中计算i G 并不方便,通常通过解方程1212...0nn n n λϕλϕλϕ------=得到其根为:,1,2,...,i i n λ=。

由于1212...0nn n n λϕλϕλϕ------=的根与21210n n B B B ϕϕϕ----=的根互为倒数,因此i i G λ=。

非齐次方程的特解通常情况下不容易得到,没有一个“万能钥匙”,需要具体问题具体分析,只能对一些具有特殊形式非齐次项的方程进行讨论。

此处丛略。

第二节 格林函数(Green ’s function)和平稳性(Stationarity)一、 格林函数(Green ’s function)1、 定义:设零均值平稳序列{,0,1,2,...}t X t =±±能够表示为t j t j j X G a ∞-==∑ (1)则称上式为平稳序列t X 的传递形式,式中的加权系数j G 称为格林(Green )函数,其中01G =。

2、 格林函数的含义:格林函数是描述系统记忆扰动程度的函数。

式(1)可以记为()t t X G B a = (2)其中()0jjj G B G B∞==∑。

式(1)表明具有传递形式的平稳序列t X 可以由现在时刻以前的白噪声通过系统“()0jjj G B G B∞==∑”的作用而生成,j G 是j 个单位时间以前加入系统的干扰项t j a -对现实响应t X 的权,亦即系统对t j a -的“记忆”。

二、 AR (1)系统的格林函数由AR (1)模型111111212111().........t t t t t tt t t t t t X X a X X a X a a a a ϕϕϕϕαϕϕ------=⇒=+=++==+++即:10jtt j j X a ϕ∞-==∑则AR(1)模型的格林函数1j j G ϕ=。

如若11ϕ→,则j G 随着j 的增大而缓慢减小,表明系统的记忆较强;相反,若10ϕ→,则j G 随着j 的增大而急剧减小,表明系统的记忆较弱.例:下面是参数分别为0.9、0.1和-0.9的AR (1)系统对扰动t α的记忆情况(三个序列由同一正态白噪声序列模拟生成):-4-20246102030405060708090100-4-224610203040506070809010010.9t t t X X a -=+ 10.1t t t X X a -=+-6-4-2024610203040506070809010010.9t t t X X a -=-+比较前后三个不同参数的图,可以看出: (1) 1ϕ取正值时,响应波动较平坦。

(2) 1ϕ取负值时,响应波动较大。

(3) 1ϕ越大,系统响应回到均衡位置的速度越慢,时间越长。

由于21111211220......jt t jt t t t t t j X aa a a a a a ϕϕϕθθ∞-----===+++=+++∑其中1j j ϕθ=,因此AR (1)模型可用一个无限阶MA 来逼近,这说明AR 模型是一种长效记忆模型。

三、AR 系统的平稳性1、由平稳性的定义求AR(1)系统的平稳性条件将AR (1)模型11t t t X X a ϕ-=+两边平方再取数学期望,得到1122112221112221()()()()2()()t t t t t t t t aE X E X a E X E a E X a E X ϕϕϕϕσ----=+=++=+如果序列t X 是平稳的,则有122()()t t E X E X -=,由上式可得 2221(1)()ta E X ϕσ-= 2221()(1)at E X σϕ=-由于2()t E X 是非负的,所以2210(1)aσϕ≥-,从而11ϕ<,这就是AR (1)模型的平稳性条件。

利用滞后算子B ,AR (1)模型可以写为()t t B X a ϕ=式中1()1B B ϕϕ=-,那么平稳性条件11ϕ<就等价于()0B ϕ=的根在单位圆外(或1()0ϕλλϕ=-=的根落在单位圆内)。

上述平稳条件可以推广到AR (n )模型,即()t t B X a ϕ=其中:212()1n n B B B B ϕϕϕϕ=----的平稳性条件为:()0B ϕ=的根在单位圆外(或1212()0n n n n ϕλλϕλϕλϕ--=----=的根在单位圆内)。

2、由格林函数求AR(1)模型的平稳性条件对于AR(1)系统来说,其平稳性条件也可以由格林函数得出。

如果系统受扰后,该扰动的作用渐渐减小,直至趋于零,即系统响应随着时间的增长回到均衡位置,那么,该系统就是平稳的。

相对于格林函数来说,就是随着j →∞,扰动的权数0j G →,由于j G =1jϕ故必有j →∞,10jϕ→,显然,11ϕ<这就是AR(1)系统平稳性条件。

反过来,若11ϕ<,则称AR(1)为渐近稳定的,也必是平稳的。

11ϕ=时,j G =1; 当1ϕ=1时,j G =(-1)j 当1ϕ=-1时这时,虽然响应不回到其均衡位置,但仍是有界的,这时系统为临界稳定的,系统可能存在某种趋势或季节性。

当11ϕ>时,j →∞,j G →∞,任意小的扰动只要给定足够的时间,就会使系统响应正负趋于无穷,永远不会回到其均衡位置,这时系统便是不稳定的,当然是非平稳的。

例:求AR (2)模型的平稳域 解:特征方程212()0ϕλλϕλϕ=--=的根1λ=,2λ=122λλϕ=-,121λλϕ+=根据AR 模型的平稳性的条件1(1,2)i i λ<=2121ϕλλ=<()()21121212111ϕϕλλλλλλ+=+-=---()()21121212()111ϕϕλλλλλλ-=--+=-++ 由于12,ϕϕ是实数,12,λλ必同为实数或共轭复数,由于1(1,2)i i λ<=,因此()()21121111ϕϕλλ=-±±<故AR (2)模型的平稳域为22121111ϕϕϕϕϕ⎧<⎪+<⎨⎪-<⎩ 四、格林函数与Wold 分解(Wold ’s Decomposition)所谓Wold 分解也叫正交分解,其核心就是把一个平稳过程分解成不相关的随机变量的和。

由于这一思想是由Wold 引入(1938年)到时序分析中的,故叫做Wold 分解。

他认为可以用线性空间来解释ARMA 模型的解。

在n 维线性空间Ln 中,n 个线性无关的向量12,,...n a a a 称为空间的一组基。

设β可由12,,...n a a a 线性表示:1122...n n k a k a k a β=+++其中i k 由向量β和i a 唯一确定,i k 称为向量β关于基i a 的坐标。

如果用线性空间的观点来看AR(1)模型的解10j t t j j X a ϕ∞-==∑由于t j a -是相互独立的,可看作线性空间的基j α(或无限维坐标轴),显然t X 可由t j a -线性表示,其系数j G 就是t X 对于t j a -的坐标,t X 就是j G t j a -的正交向量的和。

因而上式也叫做Wold 分解式,其系数叫Wold 系数。

格林函数和Wold 系数是同一客体从不同角度观察的结果,二者是完全一致的。

Wold 系数是线性空间解释,格林函数是系统解释。

五、ARMA 模型格林函数的通用解法ARMA(n,m)模型()()t B X B ϕθ=且 ()t t X G B a =则 ()()()B G B B ϕθ=令 *,00,j jj nj nϕϕ≤≤⎧=⎨>⎩*,00,l l l m l mθθ≤≤⎧=⎨>⎩则()()()B G B B ϕθ=化为**000j k l j k l j k l B G B B ϕθ∞∞∞===⎛⎫⎛⎫= ⎪ ⎪⎝⎭⎝⎭∑∑∑比较等式两边B 的同次幂的系数,可得**0,1,2,3,...lj l jl j Gl ϕθ-===∑由上式,格林函数可从1l =开始依次递推算出。

相关文档
最新文档