3-ARMA模型的特性1

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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模型解析

ARMA模型解析

k H 1 : 存在某个 ,使 kk 0 ,且 pkMp pM
统计量 2 N
2
2
kk M
M kp1
2 M
(
)
表示自由度为
的 2 分布 的上侧 分位数点
对于给定的显著性水平 0 ,若 2 M 2 (),则认为
样本不是来自AR( p )模型 ; 2 M 2 (),可认为 样本来自AR( p )模型 。
三、模型的识别与建立
在需要对一个时间序列运用B-J方法建模时,应运用序列的 自相关与偏自相关对序列适合的模型类型进行识别,确定适
宜的阶数 d,D, p,q 以及 P , Q (消除季节趋势性后的平稳序列)
1、自相关函数与偏自相关函数
(1)MA( q )的自相关与偏自相关函数
自协方差函数
k k1112k1qq2kq2,2,
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 t 1 2 X t 2 p X t p u t【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 u t 是相互独立的白噪声序列,且服从均值为0、
只能借助于统计手段进行检验和判定。
2021/10/10
16
1 时间序列分析模型【ARMA模型 】简介
(1) k 的截尾性判断
对于每一个 q ,计算 q1, ,qM (
左右),考察其中满足
M 一般取 N
|k |
1 N
q
02 2 l2

ARMA模型介绍知识分享

ARMA模型介绍知识分享

MA(q)的自相关函数(AC)
根据自相关函数,当k>q时,yt 与y t-k 不相关, 这种现象称为截尾,因此,当k>q时,自相关 函数为零是MA(q)的一个特征。也就是说, 可以根据自相关系数是否从某一点开始一直为 零来判断MA(q)模型的阶。
MA(q)的偏自相关系数随着滞后期的增加, 呈现指数衰减,趋向于零,这称为偏自相关系 数的拖尾性。
Quick → Estimate equation 在窗口中输入因变量,自变量为AR(p)和
MA(q),以ARMA(1,2)为例:
GDP c AR(1) MA(1) MA(2)
参考AC或PAC确定滞后期 根据回归结果选择适合的估计结果
模型结果的分析
ARMA模型估计对参数t检验其显著性水 平要求并不严格,更多的是考虑模型的 整体拟合效果。
调整可决系数、AIC和SC准则都是模型 选择的重要标准。
AIC准则和SC准则
赤池信息准则:AIC=-2L/n+2k/n,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。
ARIMA模型
考虑ARIMA(p,d,q)模型 一个ARIMA(p,d,q)模型代表一个I(d)变量
经过d次差分后所做的AR(p)和MA(q)模 型。
结束语
谢谢大家聆听!!!
17
Yt 1Yt1 2Yt2 ... pYt p ut 1ut1 qutq
则称该序列为(p,q)阶自回归移动平均模型。 记为ARMA(p,q)
随机时间序列分析模型的识别
对于AR、MA、ARMA模型,在进行 参数估计之前,需要进行模型的识别。 识别的基本任务是找出ARMA(p,q)、 AR(p)、MA(q)模型的阶。识别 的方法是利用时间序列样本的自相关 函数和偏自相关函数。

第3章 平稳线性ARMA模型(3)--MA模型和ARMA模型

第3章 平稳线性ARMA模型(3)--MA模型和ARMA模型

16 25 25 16
t2 t2
7
MA模型的自相关系数截尾

(1) x t t 2 t 1
( 2) x t t 0 .5 t 1

8
MA模型的自相关系数截尾
( 3) x t t 4

5
t 1
16
25
t2
( 4) x t t
( 1) n 1k , k 3 n 或 3 n 1 • 逆函数 I , n 0 ,1, k 0, k 3n 2
• 逆转形式
t


( 1) 0 . 8
n
3n
xt 3n
n0


( 1) 0 . 8
n
3 n 1
x t 3 n 1
19
t 1 t 1
16 25 25 16
t2 t2
17
(1)—(2)
• x • • 逆函数
t
x t t 2 t 1 2 1 不可逆
t
0 . 5 t 1 0 . 5 1 可逆
1 Ik k 0 .5 , k 1
• 常数均值
Ex t E ( t 1 t 1 2 t 2 q t q)
• 常数方差
Var ( x t ) Var ( t 1 t 1 2 t 2 q t q ) (1 1 q )
13

x t t
可逆MA(1)模型
t 1
Hale Waihona Puke • 12

arma的特征方程

arma的特征方程

arma的特征方程一、介绍ARMA模型(Autoregressive Moving Average Model)是一种常用的时间序列分析方法,它将自回归模型(AR)和移动平均模型(MA)结合起来,能够较好地描述时间序列数据中的相关关系和随机波动。

ARMA模型的特征方程是其重要的数学表达式之一,本文将对ARMA模型及其特征方程进行详细介绍。

二、ARMA模型1. AR模型自回归模型是指时间序列数据中当前时刻的值与其过去若干个时刻的值之间存在线性相关关系。

具体地,假设$y_t$表示时间为$t$时刻的观测值,则AR(p)模型可以表示为:$$y_t=\phi_1 y_{t-1}+\phi_2 y_{t-2}+\cdots+\phi_p y_{t-p}+\epsilon_t$$其中$\phi_1,\phi_2,\cdots,\phi_p$是待估计的系数,$\epsilon_t$是噪声项。

2. MA模型移动平均模型是指时间序列数据中当前时刻的值与其过去若干个噪声项之间存在线性相关关系。

具体地,假设$y_t$表示时间为$t$时刻的观测值,则MA(q)模型可以表示为:$$y_t=\epsilon_t+\theta_1 \epsilon_{t-1}+\theta_2 \epsilon_{t-2}+\cdots+\theta_q \epsilon_{t-q}$$其中$\theta_1,\theta_2,\cdots,\theta_q$是待估计的系数,$\epsilon_t$是噪声项。

3. ARMA模型ARMA模型将自回归模型和移动平均模型结合起来,可以描述时间序列数据中的相关关系和随机波动。

具体地,假设$y_t$表示时间为$t$时刻的观测值,则ARMA(p,q)模型可以表示为:$$y_t=\phi_1 y_{t-1}+\phi_2 y_{t-2}+\cdots+\phi_p y_{t-p}+\epsilon_t+\theta_1 \epsilon_{t-1}+\theta_2 \epsilon_{t-2}+\cdots+\theta_q \epsilon_{t-q}$$其中$\phi_1,\phi_2,\cdots,\phi_p$和$\theta_1,\theta_2,\cdots,\theta_q$是待估计的系数,$\epsilon_t$是噪声项。

第3章 平稳线性ARMA模型(1)--随机过程的基本概念

第3章 平稳线性ARMA模型(1)--随机过程的基本概念
2 , t s (2) (t , s ) , t , s T 0, t s
标准正态白噪声序列时序图
白噪声序列的性质
• 纯随机性
(k) 0,k 0
• 各序列值之间没有任何相关关系,即为 “没有记忆 ”的序列
• 方差齐性
DX t (0) 2
• 接受原假设
12 (m)分位点,或该统计 • 当检验统计量小于
量的P值大于 时,则认为在 1 的置信水 平下无法拒绝原假设,即不能显著拒绝序列 为纯随机序列的假定
例3.4:
标准正态白噪声序列纯随机性检验
样本自相关图
检验结果
延迟
QLB 统计量检验
QLB
统计量值
2.36 5.35
• 检验1949年——1998年北京市每年最高气温序列的平 稳性
例3.1时序图
例3.1自相关图
例3.2时序图
例3.2 自相关图
例3.3时序图
例3.3自相关图
• 纯随机序列的定义 • 纯随机性的性质 • 纯随机性检验
3.2 纯随机性检验
纯随机序列的定义
• 纯随机序列也称为白噪声序列,它满足如 下两条性质 (1) EX t , t T
该性质用自相关系数来描述就是随着延迟期数的增加平稳序列的自相关系数会很快地衰减向零例题检验1962年1月1975年12月平均每头奶牛月产奶量序列的平稳性例31时序图例31自相关图例32时序图例32自相关图例33时序图例33自相关图32纯随机性检验纯随机性检验纯随机序列的定义纯随机序列也称为白噪声序列它满足如下两条性质标准正态白噪声序列时序图白噪声序列的性质各序列值之间没有任何相关关系即为没有记忆的序列根据马尔可夫定理只有方差齐性假定成立时用最小二乘法得到的未知参数估计值才是准确的有效的dx纯随机性检验判别原则barlett定理如果一个时间序列是纯随机的得到一个观察期数为的观察序列那么该序列的延迟非零期的样本自相关系数将近似服从均值为零方差为序列观察期数倒数的正态分布原假设

计量学-ARMA模型的自相关函数(1)

计量学-ARMA模型的自相关函数(1)
特征
(1)AR(p)模型的自相关函数是拖尾的,即会按
指数衰减,或正弦振荡衰减,偏自相关函数是
截尾的,截尾处为自回归阶数p; (2)MA(q)模型的自相关函数是截尾的,截尾处
对应移动平均阶数q。偏自相关函数则是拖尾
的;
11
(3)ARMA(p,q)模型的自相关函数和偏自
相关函数都是拖尾的,自相关函数是 q p 步拖尾,偏自相关函数是 p q 步拖尾。
12
2、样本自相关函数和样本偏自相关函数
假设有一组观测样本 Y1,,Yn ,一般认为 近似自相关函数最好的样本自相关函数
为:
ˆk
ˆk ˆ0
其中
n
(Yt Y )2
n
(Yt Y )(Ytk Y )
ˆ0 t1 n
, ˆk t 1
n
13
计算样本偏自相关函数(SPACF)的方法: 直接把样本自相关值代入尤勒——沃克方 程进行计算,或者用公式
若q p 0 ,就会有 q p 1 个初始值 0, 1,, q p 不遵从一般的衰减变化形式。
ARMA(p,q)的自相关函数是 q p 步拖尾
的。这一事实在识别ARMA模型时也非常 有用。
2
ARMA(1,1)过程 Yt 1Yt1 t 1t1
1
(1 11)(1 1) 1 12 211
程的联立方程组。
17
如果可以从这个方程组解出 ˆ1,ˆq和 ,
就是ˆ2我们要求的参数估计值。 也可以先解出真实参数与自协方差、自
相关的关系,再代入样本估计值。 因为 k是时间序列过程的二阶矩,上述
估计量是通过q+1个样本矩方程求出的, 所以是矩估计量,具有一致估计的性质。
18
q=1时的参数估计

第三讲 ARMA模型

第三讲 ARMA模型
3
累计脉冲响应函数:
y t +j t
+
y t +j t +1
+
y t +j t +2
+
+
y t +j t +j
= j + j -1 + j -2 +
+ +1
以此衡量随机扰动因素如果出现永久性变化后,即 t,t +1, ,t +j 都变化一个单位,对yt 造成的影响和冲击。 练习:建立年度(1951~1983)数据文件,导入book1 中数据x。利用Eviews创建一个程序,尝试生成不同的yt序 列,还可尝试绘制出脉冲响应函数图: smpl @first @first series x=0 smpl @first+1 @last series x=0.7*x(-1)+0.8*nrnd(正态分布) 该程序是用一阶差分方程生成一个x序列,初始值设定 为0,扰动项设定为服从均值为0,标准差为0.8的正态分布。
可以想象,如果按一定规则的数据 生成过程生成足够多的观测序列(比如 1万次或10万次),然后再求样本均值, 应该可以得到较高精度的结果,从而尽 量捕捉真实过程的特性。
该思想与计量经济学的另一重要概 念不谋而合,即蒙特卡洛模拟。
27
(2)AR (p) 序列的自相关和偏自相关:
●φk截尾性:AR(p)为p阶截尾。
例4:季度数据文件:1979:1~1999:2,调入book8中1个数据y。 同样,输入序列名y,滞后期取20。可得自相关图:
可见:自相关程度缓慢减弱。而偏自相关相邻两项相关程度很高。
14
例5:建月度文件:1972:01~1982:12,调入book18 的y(汗衫背心零售 量),滞后期36。自相关图为: 从自相关函数看: 12、24、36很大,即相 同月份有很强季节性,无明 显趋势。 从偏自相关函数看, k=1时一样,k=2时“自”和 “偏”自相关差距很大。

ARMA模型介绍

ARMA模型介绍

ARMA模型介绍ARMA模型(Autoregressive Moving Average model)是时间序列分析中常用的一种模型,用于描述和预测随时间变化的数据。

ARMA模型结合了自回归(AR)和移动平均(MA)两种模型的特点,可以较好地描述时间序列数据的变化趋势。

ARMA模型的核心思想是:当前时刻的观测值可以通过历史观测值和随机误差的线性组合来表示。

具体地说,AR部分考虑了当前时刻和过去几个时刻的观测值之间的关系,而MA部分则考虑了当前时刻和过去几个时刻的随机误差之间的关系。

在AR模型中,当前时刻的观测值与过去几个时刻的观测值之间存在线性关系。

AR模型的阶数(p)表示过去几个时刻的观测值被考虑进来。

对于AR(p)模型,数学表达式如下:yt = c + φ1 * yt-1 + φ2 * yt-2 + ... + φp * yt-p + et其中,yt表示当前时刻的观测值,c表示常数项,φ1, φ2, ... ,φp表示对应的回归系数,et表示当前时刻的随机误差。

在MA模型中,当前时刻的观测值与过去几个时刻的随机误差之间存在线性关系。

MA模型的阶数(q)表示过去几个时刻的随机误差被考虑进来。

对于MA(q)模型,数学表达式如下:yt = c + et + θ1 * et-1 + θ2 * et-2 + ... + θq * et-q其中,yt表示当前时刻的观测值,c表示常数项,θ1, θ2, ... ,θq表示对应的回归系数,et表示当前时刻的随机误差。

yt = c + φ1 * yt-1 + φ2 * yt-2 + ... + φp * yt-p + et + θ1 * et-1 + θ2 * et-2 + ... + θq * et-qARMA模型可以用于时间序列的拟合和预测。

通过将模型与已有数据进行拟合,可以得到模型的参数估计值。

然后,利用这些参数估计值,可以预测未来的观测值。

ARMA模型适用于没有明显趋势和季节性的时间序列数据。

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

ARMA模型
ARMA模型 模型
ARMA模型简介 模型简介 序列BIN的单位根检验 序列 的单位根检验 ARMA模型识别 模型识别 ARMA模型估计 模型估计 模型诊断检验
ARMA模型预测 模型预测
1.ARMA模型简介 模型简介
ARMA模型是一类常用的随机时间序列模型, 它通常借助时间序列的随机特性来描述事物的 发展变化规律,即用时间序列的过去值、当期 值以及滞后随机扰动项的加权来建立模型,从 而解释并预测时间序列的变化发展规律。 ARMA模型有3种基本类型:自回归模型 (Auto-regressive Model, AR).移动平均模型 (Moving Average Model, MA)以及自回归移 动平均模型(Auto-regressive Moving Average Model, ARMA ).
X t =ψ 1X t −1+...+ψ p X t − p +ε t −θ 1ε t −1−...−θ qε t −q
1.AR阶自回归模型 X t =ψ1X t -1+ψ 2X t -2 + ... +ψ p X t - p + µt 阶自回归 MA (q) 模型 q阶移动平均模型 µ t = ε t − θ 1ε t −1− ...− θ q ε t − q 阶移动平均模型 ARMACP(q) 模型

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;

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
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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。
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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

arma模型通俗理解

arma模型通俗理解

Arma模型通俗理解什么是ARMA模型?ARMA模型是时间序列分析中的一种建模方法,它是自回归移动平均模型(ARMA)的组合。

ARMA模型结合了自己的历史数据和随机误差来预测未来的数值。

AR和MA模型的概念在理解ARMA模型之前,我们需要先了解自回归(AR)和移动平均(MA)模型。

自回归(AR)模型自回归模型基于历史数据的线性组合来预测未来的数值。

它假设未来的值是过去值的加权和,其中权重由自回归系数确定。

自回归模型的公式为:x(t) = c + φ1 * x(t-1) + φ2 * x(t-2) + … + φp * x(t-p) + ε(t),其中φ1, φ2, …, φp为自回归系数,ε(t)为误差项,c为常数。

移动平均(MA)模型移动平均模型基于随机误差的线性组合来预测未来的数值。

它假设未来的值是过去误差的加权和,其中权重由移动平均系数确定。

移动平均模型的公式为:x(t) = μ + θ1 * ε(t-1) + θ2 * ε(t-2) + … + θq * ε(t-q) + ε(t),其中θ1,θ2, …, θq为移动平均系数,ε(t)为误差项,μ为均值。

ARMA模型ARMA模型是自回归模型和移动平均模型的结合,它综合了过去的数值和随机误差来预测未来的数值。

ARMA模型可以表示为ARMA(p, q),其中p和q分别为自回归和移动平均阶数。

ARMA模型的公式为:x(t) = c + φ1 * x(t-1) + φ2 * x(t-2) + … + φp * x(t-p) + θ1 * ε(t-1) + θ2 * ε(t-2) + … + θq *ε(t-q) + ε(t),其中φ1, φ2,…, φp为自回归系数,θ1, θ2, …, θq 为移动平均系数,c为常数,ε(t)为误差项。

如何估计ARMA模型的参数?ARMA模型的参数估计可以通过最小二乘法或最大似然法进行。

通过这些方法,可以找到使得模型拟合数据最好的参数。

时间序列中的ARMA模型

时间序列中的ARMA模型

ARMA模型的预测
二. 基于MA过程的预测
过程 结论:
MA (2) 过程仅有2期的记忆力
32
ARMA模型的预测
三. 基于ARMA过程的预测
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
33
五、实例:ARMA模型在金融数 据中的应用
数据:
1991年1月到2005年1月的我国货币供应量(广 义货币M2)的月度时间序列数据
将上述p+1个方程联立,得到所谓的Yule-Walker方程 组,共p+1个方程,p+1个未知数,得出AR(p)过程 的方差及各级协方差。
7
ARIMA模型的概念
三. 自回归移动平均(ARMA)过程
1. ARMA过程的形式
Yt=c+1Yt-1+ 2Yt-2+...+pYt-p+1 t-1+ 2 t-2+...+ q t-q+ t
四. 信息准则(information criteria) Akaike 信息准则 AIC=log(ˆ 2 ) 2k
T
Schwarz 信息准则 SC=log(ˆ 2 ) k log T
T Hannan-Quinn 信息准则 HQIC=log(ˆ 2 ) 2k log(log T)
T
其中 ˆ 2 为残差平方, k=p+q+1是所有估计参数
其中 t 为白噪音过程。
若引入滞后算子,可以写成
(L)Yt=c+ (L) t
其中 (L)=1-1L- 2L2 -...- pLp
(L)=1+ 1L+ 2L2 ... qLq
8
ARIMA模型的概念

第三章ARMA模型的特性

第三章ARMA模型的特性

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 t nt t t m t mX X X X a a a a ϕϕϕθθθ----------=---- 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 t t t n n X A G A G A G =+++ 其中A i 为常数(可由初始条件确定)。

第4章 ARMA模型的特性

第4章 ARMA模型的特性

0.00E+00
-4.00E+09
6.0E+10
-8.00E+09
4.0E+10 2.0E+10
-1.20E+10
0.0E+00
-1.60E+10 25 50
-2.0E+10 75 100 125 150 175 200 225 250 -4.0E+10 -6.0E+10 25 50 75 100 125 150 175 200 225 250 X
j j j j C1 (1B) C2 (2 B) at C11 C22 at j j 0 j 0 j 0 G j at j


j 0
例1 计算系统Xt-1.3Xt-1+0.4Xt-2=at-0.4at-1的格林函数。 显性方法;隐性方法。
第四章 ARMA模型的特性
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 先回忆线性常系数微分方程及其解的结构:
y(t ) a0 y(t ) u(t )
可转化为
y(t ) u(t ) y(t 1) a0 1 a0 其中 a0
将上述方程中的近似号改为等号,实数t改为自然数k, a0’就用a0表示,则得到一阶线性常系数差分方程
其中
1 1B C1 C2 (1 1B)(1 2 B) 1 1B 1 2 B
1 1 2 1 , C2 , C1 C2 1 C1 1 2 2 1 C1 C2 于是 X t at 1 1 B 1 2 B
其中C1,2 Ce i

系统状态方程与arma模型

系统状态方程与arma模型

系统状态方程与arma模型系统状态方程与ARMA模型在控制理论和时间序列分析中,系统状态方程和ARMA模型是两个重要的概念。

系统状态方程描述了一个动态系统的状态随时间变化的规律,而ARMA模型则用于描述时间序列的随机变动。

系统状态方程是用数学语言来描述一个系统在不同时间下的状态变化规律的方程。

它通常由一组一阶线性微分方程组成,其中每个方程表示系统某个状态变量的变化率与其他状态变量及控制变量之间的关系。

系统状态方程可以用矩阵形式表示,具有形如dx/dt = Ax + Bu的形式,其中x是状态向量,A和B是矩阵,u是控制输入。

系统状态方程的求解可以帮助我们了解系统的行为特性,预测未来的状态,并设计控制器来实现系统的期望性能。

通过对系统状态方程进行数学分析,我们可以得到系统的稳定性、可控性和可观测性等重要性质。

ARMA模型是自回归滑动平均模型的简称,它是用来描述时间序列随机变动的一种经典模型。

ARMA模型可以看作是自回归模型和滑动平均模型的组合,自回归模型描述了时间序列当前值与过去值之间的线性关系,滑动平均模型描述了时间序列当前值与过去随机误差之间的线性关系。

ARMA模型的形式可以表示为X_t = c + Σφ_i*X_(t-i) + Σθ_i*e_(t-i),其中X_t是时间序列的当前值,c是常数,φ_i和θ_i是自回归系数和滑动平均系数,e_t是当前的随机误差。

ARMA模型的参数估计可以通过最大似然估计或最小二乘法来进行,然后可以利用已经估计的模型来预测未来的时间序列值。

ARMA模型的应用非常广泛,可以用于经济学、金融学、气象学、工程学等领域的时间序列分析和预测。

总结起来,系统状态方程和ARMA模型是控制理论和时间序列分析中的两个重要概念。

系统状态方程描述了一个动态系统的状态变化规律,而ARMA模型用于描述时间序列的随机变动。

这两个模型在不同领域和应用中发挥着重要作用,对于理解系统行为和预测未来变化具有重要意义。

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j 的增大而缓慢减小,表明系统的记忆较强;相反,
如果ϕ1 → 0 ,则ϕ1j 随 j 的增大而急剧减小,表明系统 的记忆较弱。 具体的对比见 p47 的表格。
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第三章 ARMA模型的特性
定义 系统解的系数函数ϕ1j 客观地描述了该系统的 动态性,称为系统的记忆函数,也叫做 Green 函数, 记作 G j = ϕ1j 。 利用 Green 函数,可将系统的解写成
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第三章 ARMA模型的特性
2. AR(1)系统的平稳性条件 对于平稳的 AR(1)系统来说,如果系统受扰后, 该扰动的作用渐渐减小,直至趋于零,即系统的响 应随时间增长回到均衡位置。相对于 Green 函数来 说,就是随 j → ∞ ,扰动权数G j = ϕ1j → 0 ,故 AR(1) 系统渐近稳定的条件,也就是平稳性条件为
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第三章 ARMA模型的特性
2. 根据 X t = ∑ G j at − j 生成序列 X t (表 3.2(P51) )
j =0 ∞
第四行 t 从 0 开始依次计算G0 at −0 ,表示 at 对系 统当前行为 X t 的影响; 第五行 t 从 1 开始依次计算G1at −1,是前一时刻 进入系统的扰动对 X t 的影响; 第六行 t 从 2 开始依次计算G2 at −2 ,是在前两期 进入系统的扰动对 X t 的影响;......。
k +2 k +1 k k
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第三章 ARMA模型的特性
注:当 n 阶齐次差分方程存在 l 个相等的实根 λ 时, 则在其通解中相对应的项为
(C1 + C2 k + L + Cl k l −1 )λ k 。
例如,对于方程 y (k + 2) − 6 y (k + 1) + 9 y (k ) = 0 ,它有 两个相等的实根 λ1 = λ2 = 3,故其通解为
即有
λ n + an−1λ n−1 + L + a0 = 0
征根 λ1 , λ2 , L, λn ,即得方程(2)的通解为
(3)
方程(3)称为方程(2)的特征方程。解方程求得 n 个特
Y (k ) = ∑ Ci λik ,
i =1
n
其中 Ci 为任意实数。
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第三章 ARMA模型的特性
X t = ∑ G j at − j 。
j =0

由于 at − j 是相互独立的,可以看作是无穷维线性空间 的基,其系数G j 就是 X t 在该基上的坐标。称上式为 Wold 分解式,其系数叫做 Wold 系数。 可见,Green 函数和 Wold 系数是同一客体从不 同角度观察的结果。
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X t = ∑ G j at − j
j =1

(3.1.8)
或写成
Xt =
k =−∞
∑G
t
t −k
ak 。
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注 注意到
X t = ∑ϕ1j at − j = at + ϕ1at −1 + ϕ12 at −2 + L
j =1

= at + θ1at −1 + ϕ 2 at −2 + L
b ,所以原方程的通解 程得 d − ad = b ,故有 d = 1− a b k 为 y (k ) = Ca + 。 1− a
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第三章 ARMA模型的特性
例 2 求解二阶差分方程
y (k + 2) − 3 y (k + 1) + 2 y (k ) = 3k 。
λ 解: 解特征方程 λ 2 − 3λ + 2 = 0得特征根 λ1 = 1, 2 = 2 ,
(1 − ϕ1B) X t = at
(3.1.9)
它的解为
at Xt = = (1 + ϕ1B + ϕ12 B 2 + L)at 1 − ϕ1B = at + ϕ1at −1 + ϕ12 at −2 + L = ∑ϕ a
j =1 ∞ j 1 t− j
= ∑ G j at − j
j =1

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ϕ1 < 1。
1, ϕ1 = 1, 当 ϕ1 = 1,即 时,虽然响应不回到 j (−1) , ϕ1 = −1
均衡位置,但仍是有界的,此时系统为临界稳定。
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3. Green 函数与 Wold 分解 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,是用线 性空间的观点来看待 AR(1)模型的解
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3. 系统参数对系统响应的影响 参考 P52-53 中图 3.2-3.3。 (1) ϕ1取负值时,响应波动较大; (2) ϕ1取正值时,响应变得较平坦; (3) ϕ1越大,系统响应回到均衡位置的速度越 慢,时间越长。
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注:求方程(1)的特解,要根据驱动函数的具体 形式而定。 例 1 解一阶差分方程 y (k + 1) − ay (k ) = b 。 解:解特征方程 λ − a = 0 得特征根 λ = a ,于是 相应齐次方程的通解是 y (k ) = Ca k 。 设非齐次差分方程的特解为Y (k ) = d , 代入原方
(C1 + C2 k ) ⋅ 3k 。
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二、AR(1)系统的 Green 函数 系统的 1. AR(1)系统 Green 函数的形式 根据 AR(1)模型 X t − ϕ1 X t −1 = at ,递推可得
X t = ϕ1 X t −1 + at = ϕ1 (ϕ1 X t −2 + at −1 ) + at = ϕ12 X t −2 + ϕ1at −1 + at = ϕ13 X t −3 + ϕ12 at −2 + ϕ1at −1 + at =L = ∑ϕ1j at − j
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3. Green 函数的意义 (1) G j 是 j 个时间单位以前进入系统的扰动对系 统现在行为影响的权数; (2) G j 客观地刻画了系统动态响应的快慢程度; (3) G j 是系统动态,即蕴含在时间序列中的数据 依存关系。对一个平衡系统来说,就是在某一时刻, 由于受到进入系统的扰动 at 的作用,系统离开平衡位 置。 G j 描述系统回到平衡位置的速度,ϕ1的值较小, 速度较快;ϕ1的值较大,速度较慢。
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从第四行到十八行中的第 k 行表示 ak 对系统后 继行为作用的结果。若从列看,第 j 列就是第 j 时刻 以前进入系统的扰动对第 j 时刻系统响应 X j 的影响 值,显然各列的和便是就是以前时刻进入系统的扰 动, j 时刻系统响应的作用结果之和, 对 那就是 X j 的 值。
y (k + n) + an−1 y (k + n − 1) + L + a0 y (k ) = 0
方程(2)是一个 n 阶其次差分方程。
(2)
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2. 方程的求解 设Y (k ) = λ k 是方程(2)的一个解,则有
λ k + n + an−1λ k + n−1 + L + a0λ k = 0
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1. 根据 X =
j =−∞
∑G
t
t− j
a j 生成序列 X t
表 3.1(P49)的说明:
ϕ1 = 0.5;第一行是时刻 t,取值为 0-14;
第二行是各时刻进入系统的扰动; 第三行是按Gt = ϕ1t 计算的 Green 函数的值; 第四行 t 从 0 开始依次计算Gt −0 a0 ; 第五行 t 从 1 开始依次计算Gt −1a1; 第六行 t 从 2 开始依次计算Gt −2 a2 ;......
(3.1.11)
的解为
X t = ∑ G j at − j 。
j =0

将(3.1.11)写成 B 算子式
(1 − ϕ1B − ϕ2 B 2 ) X t = (1 − θ1B)at
(3.1.12)
y (k ) = C1 + C2 ⋅ 2k 。 于是相应齐次方程的通解是
设非齐次差分方程的特解为Y (k ) = d ⋅ 3k , 代入原方程
1 得 d ⋅ 3 − 3d ⋅ 3 + 2d ⋅ 3 = 3 ,故有 d = ,所以原 2 1 k 方程的一个特解为 Y (k ) = ⋅ 3 , 2 1 k k 故原方程的通解为 y (k ) = C1 + C2 ⋅ 2 + ⋅ 3 。 2
所以,AR(1)模型可用一个无穷阶 MA 来逼近。
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2. AR(1)模型的后移算子表达式 后移算子用 B 表示, 的次数表示后移期数, B 即
BX t = X t −1 , B 2 X t = X t −2 ,L
根据后移算子,AR(1)模型可以写成
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