序列分析(二)
时间序列分析-王燕-习题4答案(2)
6、方法一:趋势拟合法income<-scan('习题4.6数据.txt')ts.plot(income)由时序图可以看出,该序列呈现二次曲线的形状。
于是,我们对该序列进行二次曲线拟合:t<-1:length(income)t2<-t^2z<-lm(income~t+t2)summary(z)lines(z$fitted.values, col=2)方法二:移动平滑法拟合选取N=5income.fil<-filter(income,rep(1/5,5),sides=1)lines(income.fil,col=3)7、(1)milk<-scan('习题4.7数据.txt')ts.plot(milk)从该序列的时序图中,我们看到长期递增趋势和以年为固定周期的季节波动同时作用于该序列,因此我们可以采用乘积模型和加法模型。
在这里以加法模型为例。
z<-scan('4.7.txt')ts.plot(z)z<-ts(z,start=c(1962,1),frequency=12)z.s<-decompose(z,type='additive') //运用加法模型进行分解z.1<-z-z.s$seas //提取其中的季节系数,并在z中减去(因为是加法模//型)该季节系数ts.plot(z.1)lines(z.s$trend,col=3)z.2<-ts(z.1)t<-1:length(z.2)t2<-t^2t3<-t^3r1<-lm(z.2~t)r2<-lm(z.2~t+t2)r3<-lm(z.2~t+t2+t3)summary(r1)summary(r2)summary(r3) ##发现3次拟合效果最佳,故选用三次拟合ts.plot(z.2)lines(r3$fitt,col=4)pt<-(length(z.2)+1) : (length(z.2)+12)pt1<-pt ##预测下一年序列pt2<-pt^2pt3<-pt^3pt<-matrix(c(pt1,pt2,pt3),byrow=T,nrow=3)/*为预测时间的矩阵。
管理数量方法与分析第三章_时间序列分析二
消费价格指数
110
80
消费价格指数 3 期移动平均预测 5期移动平均预测
50
86
88
90
92
94
96
98
00 20
年份
19
19
19
19
19
19
消费价格指数移动平均趋势
19
例题3.3.3
书上P92 例题3.7;
3.3.2
数学模型法
数学模型法 在对原有时间序列进行分析的基 础上,根据其发展变动的特点,寻找一个与之相匹配 的趋势曲线方程,并以此来测定长期趋势变动规律 的方法. 常用的趋势线数学模型 线性趋势与非线性趋势
年份 价格指数 1986 1987 1988 1989 118 1990 103.1 1991 103.4 1992 1993
106.3 107.3 118.8
106.4 114.7
年份
价格指数
1994
1995
1996
1997
102.8
1998
99.2
1999
98.6
2000
100.4
124.1 117.1 108.3
首先将移动平均数作为长期趋势值加以剔除, 再测定季节变动的方法.
具体方法如下
(1)计算移动平均趋势值 T(季度数据采用4项移动 平均 ,月份数据采用 12项移动平均 ),并将其结果进 行“中心化”处理.即将移动平均的结果再进行一 次二项的移动平均,即得出“中心化移动平均 值”(CMA) (2)计算移动平均的比值Y/T=SI,也称为修匀比率
具体做法
Y1 bt1 Y2 bt 2
Y1 Y2 b t1 t 2
Y1 , Y2 分别代表原时间序列实际观察中各部分 的平均数.
第2章 平稳时间序列分析
zt
(c1
c2t
cd t d1)1t
cd
t
1 d
1
cptp
复根场合
zt
rt (c1eit
c2eit
) c3t3
c
t
pp
非齐次线性差分方程的解
非齐次线性差分方程的特解
使得非齐次线性差分方程成立的任意一个解zt
zt a1 zt1 a2 zt2 a p zt p h(t)
推导出
0
1 1 p
Green函数定义
设零均值平稳序列 {xt , t 0, 1, 2,...} 能够表示为
xt Gjt j t : WN (0, 2 ) j0
则称上式为平稳序列 {xt } 的传递形式,式中的加权系数 G j
称为Green函数,其中 G0 1 。
Green函数的含义
几个例题
0.8 0.6 0.4 0.2 0.0
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
2.2 2.0 1.8 1.6 1.4 1.2 1.0
2 4 6 8 10 12 14 16 18 20
几个例题
(5) yt 1.6yt1 0.9yt2 (6) yt 1.6yt1 1.1yt2
有关。
2.时间序列的协方差函数与自相关函数
协方差函数:
(t, s) E( Xt t ) X s s
(x t ) y s dFt,s (x, y) 其中,Ft,s (x, y) 为 ( X t , X s )的二维联合分布。
自相关函数:
(t, s) (t, s) / (t,t) (s, s)
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
如何进行时间序列数据处理(二)
时间序列数据处理是一项重要的数据分析方法,它在各个领域都有广泛的应用。
通过对时间序列数据的处理,我们可以揭示出数据背后的趋势、周期和季节性等规律,从而为决策提供有力的支持。
下面将从数据预处理、趋势分析、周期分析和季节性分析四个方面来讨论如何进行时间序列数据处理。
一、数据预处理在进行时间序列数据处理之前,我们首先需要对数据进行预处理,以确保数据质量和完整性。
数据预处理的主要步骤包括数据清洗、数据平滑、缺失值处理和异常值处理。
数据清洗是指对原始数据进行去噪和去除异常值等处理,以消除数据中的噪声干扰。
数据平滑是指对数据进行平滑处理,以减少数据的波动性,使数据更加稳定。
缺失值处理是指对数据中的缺失值进行填补或删除,以确保数据的完整性。
异常值处理是指对数据中的异常值进行识别和处理,以排除异常数据对分析结果的干扰。
二、趋势分析趋势分析是指对时间序列数据的长期变化态势进行分析和预测。
通过趋势分析,我们可以揭示数据背后的基本发展趋势和方向。
常用的趋势分析方法包括移动平均法、指数平滑法和回归分析法等。
移动平均法是一种比较简单的趋势分析方法,它通过计算数据的平均值来剔除数据中的随机波动,从而揭示出数据的长期变化趋势。
指数平滑法是一种更为灵活和敏感的趋势分析方法,它通过对数据进行加权平均来揭示出数据的长期变化趋势。
回归分析法是一种基于数学模型的趋势分析方法,它通过建立变量之间的函数关系来描述数据的长期变化趋势。
三、周期分析周期分析是指对时间序列数据中周期性变动的规律性进行分析和预测。
通过周期分析,我们可以揭示数据背后的周期性波动和变动周期。
常用的周期分析方法包括傅里叶分析法、小波分析法和自相关分析法等。
傅里叶分析法是一种基于频谱分析的周期分析方法,它通过将时间序列数据转换到频域上进行分析,从而揭示出数据的周期性波动。
小波分析法是一种更为细致和精确的周期分析方法,它通过将时间序列数据分解为多个频率组成的子序列来揭示数据的周期性波动。
2-2第二章时间序列分析法
(1)简单平均法
例2:设某电网2001-2004年个季度的发电量如表2-5所示,试
用简易计算法列出发电量的一次线性趋势方程,再用简单平
均法计算出季节指数,并以次预测2005年该电网全年及各季
度的发电量。
表2-5
年次 季节
2001
2002
一 二 三 四 全年
(1) 1206030 1283687 1211133 1328247 5029097
n
4
b ty 3213072 160653.6
t2
20
y=a+bt=5459952+160653.6t
2005年t=5,代入公式,得到y=6263220 根据表2-5的调整后季节指数,2005年各季度 发电量为: 一季度:6263220×0.9666/4=1513507 二季度:6263220×1.0081/4=1578488 三季度:6263220×0.9768/4=1529478 四季度:6263220×1.0485/4=1641747
2、指数的分类 (1)个体指数:反映某一具体经济现象动态变动的相
对数
(2)综合指数:反映全部经济现象动态变动的相对数
(3)数量指标指数:它是表明经济活动结果数量 多少的指数。
(4)质量指标指数:它是表明经济工作质量好坏 的指数。
(5)定基指数:它是指各个指数都是以某一个固 定时期为基期而进行计算的一系列指数。
季别平均 季节指数
(6) 1319460 1375988 1333301 1431204 1364988
(7) 0.9666 1.0081 0.9768 1.0485 4.0000
调整后季 节指数 (8)
0.9666 1.0081 0.9768 1.0485 4.0000
第二 时间序列分析的基本概念
特征统计量
均值
t EX t xdFt (x)
方差
DX t
E(Xt t )2
2
(x t ) dFt (x)
自协方差函数 (t, s) E( X t t )( X s s ) 自相关函数 (t, s) (t, s)
(t,t) (s, s)
由此可见,时间序列的自协方差函数是 随机变量间协方差推广差 时间序列自协方差函数具有对称性:
ˆ k 1,k 1
j 1 k
1 ˆkjˆ j
j 1
其中
ˆ11 ˆ1 ˆk 1, j ˆkj ˆ ˆ k 1,k 1 k ,k 1 j
j 1,2, k
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例如,根据上述递推公式,我们有:
ˆ11 ˆ1
ˆ22
ˆ 2 ˆ12 1 ˆ12
(1)s
0
ts ts
则称此序列为白噪声序列。 上一页 下一页 返回本首页
白噪声序列是一种特殊的宽平稳序列,也 是一种最简单的平稳序列,它在时间序 列分析中占有非常重要的地位。
2.独立同分布(iid)序列 定义:如果时间序列{Xt}中的随机变量Xt,
t=0, ±1, ±2 ……是相互独立的随机变 量,且Xt具有相同的分布(当Xt有一阶矩 时,往往还假定EXt=0),则称{Xt}为独立 同分布序列。
一、两种不同的平稳性定义
注:由于在实际中严平稳序列的条件非常 难以满足,我们研究的通常是宽平稳序 列,在以后讨论中,若不作特别说明, 平稳序列即指宽平稳序列。
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二、时间序列的分布、均值和协方差函数 1.时间序列的概率分布 随机过程是一族随机变量,类似于随机变
量,可以定义随机过程的概率分布函数 和概率密度函数。它们都是两个变量t,x 的函数。
时间序列分析第二章王燕第四到第六题习题解答
时间序列分析习题解答第二章 P.33 2.3 习 题2.4 若序列长度为100,前12个样本自相关系数如下:1^ρ=0.02 2^ρ=0.05 3^ρ=0.10 4^ρ=-0.02 5^ρ=0.05 6^ρ=0.01 7^ρ=0.12 8^ρ=-0.06 9^ρ=0.08 10^ρ=-0.05 11^ρ=0.02 12^ρ=-0.05该序列能否视为纯随机序列? 解:假设 12210H ρρρ=== ::1H 至少存在某个12k 10k ≤≤≠,ρ计算Q 统计量: 21ˆm k k Q n ρ==∑, ∑=-∧+=mk kn kn n LB 12)2(ρ其中n 为序列长度100,12m =,(1,2,,12)k k ρ=…为12个样本自相关系数。
计算得到: 4.57Q =, LB=4.99查表得:975.0)1212P 23.51240.4122975.02295.02975.0=>==)()(()(,)(χχχχ 因为 4.57Q =与LB=4.99 均介于4.40与5,23之间,故P 值约为0.96,显著大于显著性水平0.05。
所以不能拒绝纯随机的原假设,可以认为该序列为白噪声序列,即认为该序列为纯随机序列。
(注:计算在EXCEL 中进行)2.5 下表数据是某公司在2000-2003年期间每月的销售量。
——————————————————————————— 月份 2000年 2001年 2002年 2003年 1月 153 134 145 117 2月 187 175 203 178 3月 234 243 189 149 4月 212 227 214 178 5月 300 298 295 248 6月 221 256 220 202 7月 201 237 231 162 8月 175 165 174 1359月 123 124 119 12010月 104 106 85 9611月 85 87 67 9012月 78 74 75 63 —————————————————————————————(1)绘制该序列时序图及样本自相关图;(2)判断该序列的平稳性;(3)判断该序列的纯随机性。
时间序列分析第二章王燕第一到第三题习题解答
时间序列分析习题解答第二章 P.33 2.3 习 题2.1 考虑序列{1,2,3,4,5,…,20}: (1) 判断该序列是否平稳;(2) 计算该序列的样本自相关系数k ^ρ(k=1,2,…,6); (3) 绘制该样本自相关图,并解释该图形。
解:(1) 由于不存在常数μ,使,t EX t T μ=∀∈,所以该序列不是平稳序列。
显然,该序列是按等步长1单调增加的序列。
(2) 1^ρ=0.85000 2^ρ=0.70150 3^ρ=0.556024^ρ=0.41504 5^ρ=0.28008 6^ρ=0.15263 (3) 样本自相关图该图横轴表示自相关系数,纵轴表示延迟时期数。
该图的自相关系数递减的速度缓慢,在6期的延迟时期里,自相关系数一直为正,说明该序列是有单调趋势的非平稳序列。
附:SAS 程序如下: data ex2_1; input freq@@; cards;1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 ;proc arima data=ex2_1; identify var=freq Nlag=6; run;可得到上图的自相关图等内容, 更多结果被省略。
2.2 1975-1980年夏威夷岛莫那罗亚火山(Mauna Loa )每月释放的CO 2数据如下(单位:ppm )见下表。
330.45 330.97 331.64 332.87 333.61 333.55 331.90 330.05 328.58 328.31 329.41 330.63 331.63 332.46 333.36 334.45 334.82 334.32 333.05 330.87 329.24 328.87 330.18 331.50 332.81 333.23 334.55 335.82 336.44 335.99 334.65 332.41 331.32 330.73 332.05 333.53 334.66 335.07 336.33 337.39 337.65 337.57 336.25 334.39 332.44 332.25 333.59 334.76 335.89 336.44 337.63 338.54 339.06 338.95 337.41 335.71 333.68 333.69 335.05 336.53 337.81 338.16 339.88 340.57 341.19 340.87 339.25 337.19 335.49 336.63 337.74 338.36(1)绘制该序列时序图,并判断该序列是否平稳; (2)计算该序列的样本自相关系数k ^(k=1,2,…,24); (3)绘制该样本自相关图,并解释该图形。
时间序列分析:方法与应用(第二版)传统时间序列分析模型
型。
例1.1
9
例1.1
Y
3,000 2,500 2,000 1,500 1,000
500 0 1955 1960 1965 1970 1975 1980
社会商品零售总额时序图 10
例1.2
Y
9,000 8,000 7,000 6,000 5,000 4,000 3,000 2,000 1,000
10,000
9,000
8,000
7,000
6,000
5,000
4,000 1995
1996
1997
1998
1999
2000
Y
YY
37
为评价模型的预测效果,也可以象例1.12一样, 预留部分数据作为试测数据,评价模型的适用性。
38
fi 为季节指数
T为季节周期的长度,4或12
26
2. 适用条件:
既有季节变动,又有趋势变动 且波动幅度不断变化的时间序列
至少需要5年分月或分季的数据
3. 应用
例1.12 我国工业总产值序列
27
1)时序变化分析 绘制时序曲线图
明显的线性增长趋势、季节波动,且波动幅度随趋 势的增加而变大。
Y
6,000
3. 应用
例1.13 我国社会商品零售总额的分析预测
33
1)时序变化分析 绘制时序曲线图
明显的线性增长趋势、季节波动,且波动幅度随趋势 的增加基本不变。
Y
10,000
9,000
8,000
7,000
6,000
5,000
4,000
1995
1996
《时间序列分析》第二章 时间序列预处理习题解答[1]
97.0 105.4
proc print data=example2_3; proc arima data=example2_3; identify var=rain; run;
分析: (1) 如上图所示: (2) 根据样本时序图和样本自相关图可知,该序列平稳 (3) 根据白噪声检验,P 值都较大,可以判断该序列为白噪声序列,即该序列具有纯随 机性。
析: 分析 自相关图显示序列自 自相关系数 数长期位于零 零轴的一边 边, 这是具有 有单调趋势序 序列 的典 典型特征。
由下图可知 知,自相关系 系数长期位于 于零轴的一边 边,且自相关 关系数递减到 到零的速度较慢, 在 5 个延期中,自相关系数 数一直为正,说明这是一个 个有典型单调 调趋势的非平 平稳序列。
data example2; input ppm@@; time=intnx('month','01jan1975'd, _n_-1); format year year4.; cards; 330.45 331.90 331.63 333.05 332.81 334.65 334.66 336.25 335.89 337.41 337.81 339.25 330.97 330.05 332.46 330.87 333.23 332.41 335.07 334.39 336.44 335.71 338.16 337.19 331.64 328.58 333.36 329.24 334.55 331.32 336.33 332.44 337.63 333.68 339.88 335.49 332.87 328.31 334.45 328.87 335.82 330.73 337.39 332.25 338.54 333.69
时间序列分析基于r第2版
时间序列分析基于r第2版《时间序列分析基于R第2版》(Time Series Analysis and Its Applications: With R Examples, 2nd Edition)是由Shumway和Stoffer合著的一本经典时间序列分析教材。
该书详细介绍了时间序列分析的理论和实践应用,并使用R语言进行实例演示和编程实现。
以下是《时间序列分析基于R第2版》的主要内容概述:第1章:时间序列分析简介介绍时间序列分析的基本概念和应用领域,并概述本书的内容和使用R语言进行时间序列分析的优势。
第2章:时间序列的基本特性介绍时间序列的基本特性,包括平稳性、自相关性和白噪声等概念,并通过实例演示如何使用R进行时间序列数据的可视化和描述性统计分析。
第3章:时间序列的线性模型介绍时间序列的线性模型,包括自回归模型(AR)、滑动平均模型(MA)和自回归滑动平均模型(ARMA)等,并通过R语言实现模型的参数估计和预测。
第4章:时间序列的谱分析介绍时间序列的谱分析方法,包括周期图和功率谱密度估计等,并通过R语言实现谱分析方法的应用和结果可视化。
第5章:时间序列的非线性模型介绍时间序列的非线性模型,包括ARCH、GARCH和非线性AR模型等,并通过R语言实现模型的参数估计和预测。
第6章:时间序列的状态空间模型介绍时间序列的状态空间模型,包括线性状态空间模型和非线性状态空间模型,并通过R语言实现模型的参数估计和预测。
第7章:多变量时间序列分析介绍多变量时间序列分析的方法,包括向量自回归模型(VAR)、向量误差修正模型(VEC)和协整模型等,并通过R语言实现模型的参数估计和预测。
第8章:季节性和周期性时间序列介绍季节性和周期性时间序列的分析方法,包括季节性自回归移动平均模型(SARMA)和周期性自回归移动平均模型(PARMA)等,并通过R语言实现模型的参数估计和预测。
第9章:时间序列的预测介绍时间序列的预测方法,包括简单指数平滑、Holt线性趋势模型和ARIMA模型等,并通过R语言实现模型的参数估计和预测。
时间序列分析作业
习题2.21975-1980年夏威夷岛莫那罗亚火山每月释放的co2数据如下330.45 330.97 331.64 332.87 333.61 333.55331.90 330.05 328.58 328.31 329.41 330.63331.63 332.46 333.36 334.45 334.82 334.32333.05 330.87 329.24 328.87 330.18 331.50332.81 333.23 334.55 335.82 336.44 335.99334.65 332.41 331.32 330.73 332.05 333.53334.66 335.07 336.33 337.39 337.65 337.57336.25 334.39 332.44 332.25 333.59 334.76335.89 336.44 337.63 338.54 339.06 338.95337.41 335.71 333.68 333.69 335.05 336.53337.81 338.16 339.88 340.57 341.19 340.87339.25 337.19 335.49 336.63 337.74 338.36程序如下:(1)绘制该序列时序图,并判断该序列是否平稳。
co2328329330331332333334335336337338339340341342time01JAN7501JUL7501JAN7601JUL7601JAN7701JUL7701JAN7801JUL7801JAN7901JUL7901JAN8001JUL8001JAN81时序图清晰地显示释放的co2的数量以月为周期呈现出规则的周期性,除此之外,还有明显的逐个周期递增的趋势。
显然该序列不是平稳序列。
(2) 计算该序列的样本自相关系数 由样本自相关图可知,序列自相关系数如下:1ˆ0.90751ρ=2ˆ0.72171ρ=3ˆ0.51252ρ=4ˆ0.34982ρ=5ˆ0.24690ρ=6ˆ0.20309ρ= 7ˆ0.21021ρ=8ˆ0.26429ρ=9ˆ0.36433ρ=10ˆ0.48472ρ=11ˆ0.58456ρ=12ˆ0.60198ρ= 13ˆ0.51841ρ=14ˆ0.36856ρ=15ˆ0.20671ρ=16ˆ0.08138ρ=17ˆ0.00135ρ=18ˆ0.03248ρ=-19ˆ0.02710ρ=-20ˆ0.01124ρ=21ˆ0.08275ρ=22ˆ0.17011ρ=23ˆ0.24320ρ= 24ˆ0.25252ρ= (3) 绘制该样本自相关图,并解释该图形。
实验二 核酸序列分析
实验二核酸序列分析【实验目的】1、掌握已知或未知序列接受号的核酸序列检索的基本步骤;2、掌握使用BioEdit软件进行核酸序列的基本分析;1、熟悉基于核酸序列比对分析的真核基因结构分析(内含子/外显子分析);2、了解基因的电子表达谱分析。
【实验原理】针对核酸序列的分析就是在核酸序列中寻找基因,找出基因的位置和功能位点的位置,以及标记已知的序列模式等过程。
在此过程中,确认一段DNA序列是一个基因需要有多个证据的支持。
一般而言,在重复片段频繁出现的区域里,基因编码区和调控区不太可能出现;如果某段DNA片段的假想产物与某个已知的蛋白质或其它基因的产物具有较高序列相似性的话,那么这个DNA片段就非常可能属于外显子片段;在一段DNA序列上出现统计上的规律性,即所谓的“密码子偏好性”,也是说明这段DNA是蛋白质编码区的有力证据;其它的证据包括与“模板”序列的模式相匹配、简单序列模式如TATA Box等相匹配等。
一般而言,确定基因的位置和结构需要多个方法综合运用,而且需要遵循一定的规则:对于真核生物序列,在进行预测之前先要进行重复序列分析,把重复序列标记出来并除去;选用预测程序时要注意程序的物种特异性;要弄清程序适用的是基因组序列还是cDNA序列;很多程序对序列长度也有要求,有的程序只适用于长序列,而对EST这类残缺的序列则不适用。
1. 重复序列分析对于真核生物的核酸序列而言,在进行基因辨识之前都应该把简单的大量的重复序列标记出来并除去,因为很多情况下重复序列会对预测程序产生很大的扰乱,尤其是涉及数据库搜索的程序。
2. 数据库搜索把未知核酸序列作为查询序列,在数据库里搜索与之相似的已有序列是序列分析预测的有效手段。
在理论课中已经专门介绍了序列比对和搜索的原理和技术。
但值得注意的是,由相似性分析作出的结论可能导致错误的流传;有一定比例的序列很难在数据库里找到合适的同源伙伴。
对于EST序列而言,序列搜索将是非常有效的预测手段。
时间序列分析案例
时间序列分析案例(总17页) -CAL-FENGHAI.-(YICAI)-Company One1-CAL-本页仅作为文档封面,使用请直接删除《时间序列分析》案例案例名时间序列分析在经济预测中的应用称:内容要确定性与随机性时间序列之比较求:设计作者:许启发,王艳明设计时间:2003年8月案例四:时间序列分析在经济预测中的应用一、案例简介为了配合《统计学》课程时间序列分析部分的课堂教学,提高学生运用统计分析方法解决实际问题的能力,我们组织了一次案例教学,其内容是:对烟台市的未来经济发展状况作一预测分析,数据取烟台市1949—1998年国内生产总值(GDP)的年度数据,并以此为依据建立预测模型,对1999年和2000年的国内生产总值作出预测并检验其预测效果。
国内生产总值是指一个国家或地区所有常住单位在一定时期内生产活动的最终成果,是反映国民经济活动最重要的经济指标之一,科学地预测该指标,对制定经济发展目标以及与之相配套的方针政策具有重要的理论与实际意义。
在组织实施时,我们首先将数据资料印发给学生,并讲清本案例的教学目的与要求,明确案例所涉及的教学内容;然后给学生一段时间,由学生根据资料,运用不同的方法进行预测分析,并确定具体的讨论日期;在课堂讨论时让学生自由发言,阐述自己的观点;最后,由主持教师作点评发言,取得了良好的教学效果。
经济预测是研究客观经济过程未来一定时期的发展变化趋势,其目的在于通过对客观经济现象历史规律的探讨和现状的研究,求得对未来经济活动的了解,以确定社会经济活动的发展水平,为决策提供依据。
时间序列分析预测法,首先将预测目标的历史数据按照时间的先后顺序排列,然后分析它随时间的变化趋势及自身的统计规律,外推得到预测目标的未来取值。
它与回归分析预测法的最大区别在于:该方法可以根据单个变量的取值对其自身的变动进行预测,无须添加任何的辅助信息。
本案例的最大特色在于:它汇集了统计学原理中的时间序列分析这一章节的所有知识点,通过本案例的教学,可以把不同的时间序列分析方法进行综合的比较,便于学生更好地掌握本章的内容。
时间序列分析——基于R(王燕)第二章
习题2:时间序列的预处理题目一:1. 运行程序:最下方。
2. 分析:3. 题型分析:(1)该序列不平稳,因为该图的时序图有明显的递增趋势,同时序列自相关系数图中的自相关系数都是大于0,同时呈递减的形式。
(2)该序列的样本自相关系数如上。
(3)该序列序列自相关系数图具有明显的周期变化的趋势,同时呈递减的形式。
题目二:1. 运行程序:最下方。
2. 分析:Times e q u e n c e51015205101523.题型分析:(1)通过该数据的时序图,我们可以看出时序图呈周期变化的趋势,所以该序列是非平稳序列。
(2)通过计算结果可以计算出该序列的样本自相关系数。
(3)从该样本自相关图呈周期变化趋势,同时该自相关系数偶尔超过二倍标准差范围以外,因此也可以看出该序列是不平稳序列。
题目三:1.运行程序:见下方。
2.分析:3.题目分析:(1)通过计算结果可以计算出该序列的样本自相关系数。
(2)通过时序图可以看出该序列无周期性,同时无明显的单调变化趋势,通过自相关系数图可以发现很多自相关系数很多落于两倍标准差里面,则该序列是平稳序列。
(3)通过白噪声分析,我们可以看出p值大于0.05,则该序列接受原假设,我们可以以很大的把握断定降雨量数据是白噪声序列。
题目四:1. 运行程序:见下方。
2. 分析:3. 题目分析:通过程序计算,算出Q 统计量为4.57,通过卡方分位数表可以查到()20.9512=5.226X ,由于Q 统计量小于5.226,所以以95%的把握接受原假设,认为该序列是白噪声序列,即认为该序列是纯随机序列。
题目五:1. 运行程序:见下方。
2. 分析:3. 题目分析:(1)该序列时序图和样本自相关图如上。
(2)该序列的时序图呈现周期变化的趋势,同时该模型的样本自相关图也呈周期变化的趋势,也超过2倍标准差,则该序列是非平稳序列。
(3)观察到序列的p 值是小于0.05,所以拒绝原假设,所以该序列是非白噪声序列,该序列不含有纯随机波动。
时间序列分析第二章王燕第一到第三题习题解答
proc arima data=ex2_2; identify var=CO2 Nlag=24; run;
2.3 1945-1950 年费城月度降雨量数据如下(单位:mm)见下表。 —————————————————————————————————— 69.3 80.0 40.9 74.9 84.6 101.1 225.0 95.3 100.6 48.3 144.5 128.3 38.4 52.3 68.6 37.1 148.6 218.7 131.6 112.8 81.8 31.0 47.5 70.1 96.8 61.5 55.6 171.7 220.5 119.4 63.2 181.6 73.9 64.8 166.9 48.0 137.7 80.5 105.2 89.9 174.8 124.0 86.4 136.9 31.5 35.3 112.3 143.0 160.8 97.0 80.5 62.5 158.2 7.6 165.9 106.7 92.2 63.2 26.2 77.0 52.3 105.4 144.3 49.5 116.1 54.1 148.6 159.3 85.3 67.3 112.8 59.4 ____________________________________________________________________
(3) 白噪声检验输出结果为:
观察上面结果,由于延迟 6,12,18,24 时,0.14<P<0.37,所以该序列为非白 噪声序列,但相关性不够显著。
附 SAS 程序(画时序图、计算相关系数和白噪声检验)如下:
data ex2_3; input rainfall@@; time=intnx('month','01jan1975'd,_n_-1); format time MONYY5.; cards; 69.3 80.0 40.9 74.9 84.6 101.1 225.0 95.3 100.6 48.3 144.5 128.3 38.4 52.3 68.6 37.1 148.6 218.7 131.6 112.8 81.8 31.0 47.5 70.1 96.8 61.5 55.6 171.7 220.5 119.4 63.2 181.6 73.9 64.8 166.9 48.0 137.7 80.5 105.2 89.9 174.8 124.0 86.4 136.9 31.5 35.3 112.3 143.0 160.8 97.0 80.5 62.5 158.2 ; proc gplot ; plot rainfall*time=1; symbol1 c=black v=star i=join; run; proc arima ; identify var=rainfall nlag=24; run; 7.6 165.9 106.7 92.2 63.2 26.2 77.0 52.3 105.4 144.3 49.5 116.1 54.1 148.6 159.3 85.3 67.3 112.8 59.4
2蛋白质序列特征分析~生物信息学总结
对DNA序列和蛋白质序列进行序列特征分析, 能够使我们从分子层次上了解基因的结构特点,
了解与基因表达调控相关的信息,了解 DNA序列与
蛋白质序列之间的编码,了解蛋白质序列与蛋白
质空间结构之间的关系和规律,为进一步研究了
解蛋白质功能与蛋白质结构之间的关系提供理论
依据。
二、蛋白质序列特征分析
基本假设:蛋白质的空间结构由蛋白质序列所决定。 即我们可以根据蛋白质序列预测蛋白质结构。
PROTPARAM在线页面
用PROTPARAM分析G00016序列理化性质的结果
2、蛋白质的亲水性或疏水性
蛋白质的基本组成单元是氨基酸。
氨基酸通常被分为三类:
1. 疏水氨基酸(hydrophobic amino acid),其侧链大部分 或者全部由碳原子和氢原子组成,因此这类氨基酸不太可 能与水分子形成氢键; 2. 极性氨基酸(polar amino acid),其测链通常由氧原子或 氮原子组成,它们比较容易与水分子形成氢键,因此也称 为亲水氨基酸; 3. 带电氨基酸(charged amino acids),这类氨基酸在生物 pH环境中带有正电或负电。
SignalP是丹麦技术大学的生物序列分析中心开发的信 号肽及其剪切位点检测的在线工具,该软件基于神经网络 方法,用已知信号序列的革兰氏阴性原核生物、革兰氏阳 性原核生物及真核生物的序列分别作为训练集。SignalP预 测的是分泌型信号肽,而不是那些参与细胞内信号传递的
蛋白。
其网址为:
http://genome.cbs.dtu.dk/services/SignalP/
SIGNALP在线网页
用SIGNALP(神经网络方法)分析P05019序 列前导肽的结果
用SIGNALP(隐马尔可夫方法)分析 P05019序列前导肽的结果
时间序列分析第二章王燕第四到第六题习题解答
时间序列分析习题解答第二章 P.33 2.3 习 题2.4 若序列长度为100,前12个样本自相关系数如下:1^ρ=0.02 2^ρ=0.05 3^ρ=0.10 4^ρ=-0.02 5^ρ=0.05 6^ρ=0.01 7^ρ=0.12 8^ρ=-0.06 9^ρ=0.08 10^ρ=-0.05 11^ρ=0.02 12^ρ=-0.05该序列能否视为纯随机序列? 解:假设 12210H ρρρ=== ::1H 至少存在某个12k 10k ≤≤≠,ρ计算Q 统计量: 21ˆm k k Q n ρ==∑, ∑=-∧+=mk kn kn n LB 12)2(ρ其中n 为序列长度100,12m =,(1,2,,12)k k ρ=…为12个样本自相关系数。
计算得到: 4.57Q =, LB=4.99查表得:975.0)1212P 23.51240.4122975.02295.02975.0=>==)()(()(,)(χχχχ 因为 4.57Q =与LB=4.99 均介于4.40与5,23之间,故P 值约为0.96,显著大于显著性水平0.05。
所以不能拒绝纯随机的原假设,可以认为该序列为白噪声序列,即认为该序列为纯随机序列。
(注:计算在EXCEL 中进行)2.5 下表数据是某公司在2000-2003年期间每月的销售量。
——————————————————————————— 月份 2000年 2001年 2002年 2003年 1月 153 134 145 117 2月 187 175 203 178 3月 234 243 189 149 4月 212 227 214 178 5月 300 298 295 248 6月 221 256 220 202 7月 201 237 231 162 8月 175 165 174 1359月 123 124 119 12010月 104 106 85 9611月 85 87 67 9012月 78 74 75 63 —————————————————————————————(1)绘制该序列时序图及样本自相关图;(2)判断该序列的平稳性;(3)判断该序列的纯随机性。
第十章_时间序列分析法(二)
50=a+6b
解方程得:a =28,b=3.667
= 则直线趋势预测模型为:ŶA 28+3.667 t
根据此方程预测后两年的社会商品零售额为:
= Ŷ12 28+3.667 ×12=72.004(亿元)
= Ŷ13 28+3.667 ×13=75.671(亿元)
市场调查与预测
= Ŷ14 28+3.667 ×14=79.338(亿元)
……
= = Ŷ11 341.99+31.9 ×5 +0.66 ×5 2 518.04 (万台 )
……
对预测模型测算预测误差:
∑ |Yt- Ŷt|
MAE=
n
=22.59/11=2.054 (万台 )
误差很小,模型可用
市场调查与预测
87-27
§11.2 非线性趋势市场预测法
1. 二次曲线趋势市场预测模型
87-8
§11.1 直线趋势市场预测法
应用示例
2. 建立直线趋势预测模型——求出直线方程式中的a、b值
直观法比较简单,也比较节省。但穿过实际观察值点或不穿过散点, 都可以划出很多条直线,以哪条直线作为预测模型,是由预测者的 主管判断而定
若另一位预测者选定(4,43)和(7,53)两点,连成一条直线, 则得到另一个不同的预测模型:
市场调查与预测
87-19
§11.2 非线性趋势市场预测法
观察时间序列变动规律的方法有两种:
图形观察法
计算阶差判断法——通过计算市场现象时间序列实际观察值的 环比增减量(也称阶差),来判断现象变动的规律
一次差接近一个常数
直线趋势模型
二次差接近一个常数
二次曲线模型
三次差接近一个常数
三次曲线模型
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例:
((LYCES, SPIOL 84), (YEAST, (XENLA, (((RAT, MOUSE 96), HUMAN 83), CHICK 71) 66), DROVI 58))
相关树
多序列比对
目前使用最广泛的多重序列比对程序是 ClustalW
– ClustalW是一种渐进的比对方法,先将多个序 ClustalW是一种渐进的比对方法,先将多个序 列进行两两比对,基于这些比较,计算得到 一个距离矩阵,该矩阵反映了每对序列的关 系
多重序列比对投影
2、多重比对的动态规划算法
• 多重序列比对的最终目标是通过处理得到一个得分最
高(或代价最小)的序列对比排列,从而分析各序列 或代价最小)的序列对比排列, 之间的相似性和差异。 之间的相似性和差异
前趋节点的个数等于2 前趋节点的个数等于 k - 1
假设以k维数组 存放超晶格 则计算过程如下: 假设以 维数组A存放超晶格,则计算过程如下: 维数组 存放超晶格, a[ 0, 0, … ,0 ] = 0 a[ i ] = max {a[ i - b ] + SP-score(Column(s, i, b))}
另一种计算方式: 另一种计算方式:先处理每一个序列对 在处理序列对时,逐个计算字符对, 在处理序列对时,逐个计算字符对,最后加和 得分模型的计算公式如下: 则SP得分模型的计算公式如下: 得分模型的计算公式如下
SP − score(α ) = ∑α ij
i< j
α 是一个多重比对 αij是由α推演出来的序列 i 和s j的两两比对 是由α推演出来的序列s
∑ sim( si, sc )
时间复杂度为O 时间复杂度为O(k2n2 + kn2)
例如,有5 例如,有5条序列: s1 = ATTGCCATT s2 = ATGGCCATT s3 = ATCCAATTTT s4 = ATCTTCTT s5 = ACTGACC sc=s1
S1-S2 S1-S3 S1-S4 S1-S5
Column( s, i, b) = (c j ) j ≤k s j [i j ] cj = −
if bj = 1 if bj = 0
问题: 问题:
计算量巨大 时间复杂度为O(2kΠi=1,...,k si) 时间复杂度为 ↓ O(2kNk)
3、 优化计算方法
标准动态规划算法存在的问题: 标准动态规划算法存在的问题: 搜索空间大 剪枝技术: 剪枝技术:将搜索空间限定在一个较小的区域范 围内。 围内。 若问题是搜索一条得分最高(或代价最小) 若问题是搜索一条得分最高(或代价最小)的路 径,则在搜索时如果当前路径的得分低于某个下 或累积代价已经超过某个上限), ),则对当前 限(或累积代价已经超过某个上限),则对当前 路径进行剪枝,即不再搜索当前路径的后续空间。 路径进行剪枝,即不再搜索当前路径的后续空间。
生物分子序列比较(二) 生物分子序列比较(
孙 啸
生物电子学国家重点实验室
东南大学
序列多重比对
目的: 目的:
• 发现多个序列的共性 • 发现与结构和功能相关的保守序列片段
个序列s 设:有k个序列 1, s2, ... ,sk,每个序列由同一个 个序列 字母表中的字符组成, 大于 大于2。 字母表中的字符组成,k大于 。 通过插入操作,使得各序列达到一样的长度。 通过插入操作,使得各序列达到一样的长度。
4、星形比对
星形比对的基本思想是:在给定的若干序列中,选择 星形比对的基本思想是:在给定的若干序列中, 一个核心序列, 一个核心序列,通过该序列与其它序列的两两比对形 成所有序列的多重比对α 从而使得α 成所有序列的多重比对α,从而使得α在核心序列和任 何一个其它序列方向的投影是最优的两两比对。 何一个其它序列方向的投影是最优的两两比对。 利用标准的动态规划方法求出所有s 利用标准的动态规划方法求出所有si和sc的最优两两比 对 – 时间复杂度为O(kn2) 时间复杂度为O – 将这些两两比对聚集起来 – 并采用“只要是空位, 并采用“只要是空位, 则永远是空位”的原则。 则永远是空位”的原则。
i 序列S:
序列t: j
为了得到特定断点的最优比对,用两个矩阵 和 为了得到特定断点的最优比对,用两个矩阵A和B a[i, j] = sim(0:s:i , 0:t:j) b[i, j] = sim(i:s:m , j:t:n) • 矩阵 的计算和标准算法一样 矩阵A的计算和标准算法一样 • 矩阵 的计算则是反方向的,即先对 的最后一行和最后一列 矩阵B的计算则是反方向的 即先对B的最后一行和最后一列 的计算则是反方向的, 进行初始化,然后反向推进到( , )。 进行初始化,然后反向推进到(0,0)。 • 矩阵 与B的和 矩阵A与 的和 的和C=A+B包含了在特定断点(i、j)的最优比对 包含了在特定断点( 包含了在特定断点 、 ) 得分。 矩阵为总得分矩阵, 得分。称C矩阵为总得分矩阵,而A、B分别是前缀和后缀的得 矩阵为总得分矩阵 、 分别是前缀和后缀的得 分矩阵。 分矩阵。
CT
CT
CG
分别赋予节点x、 、 将CT、CG、CT分别赋予节点 、y、 、 、 分别赋予节点 z,则树的得分为 。 ,则树的得分为8。
这里假设如果a=b,则p(a,b)=1, , 这里假设如果 , 否则p(a,b)=0,p(a,-)=-1。 否则 , 。
多重序列比对 → 两两序列比对 → 合并两个比对(比对的比对) 合并两个比对(比对的比对)
• 根据 的最大值,可非常容易地找出最优比对所对应的路径。 根据C的最大值 可非常容易地找出最优比对所对应的路径。 的最大值,
(a) -ATTCGG GATTC-(c)
(b)
图 (a)前缀矩阵;(b)总得分矩阵;(c)最优比对
定理3-1: 定理 :设α是关于s1, s2, ... ,sk的最优比对,如果SP-score(α) ≥ L,则 score(αij) ≥ Lij 其中 Lij = L - ∑ ( sim(sx, sy) )
引理3.1: 对于所有的1≤i,j≤k,,i≠j, 有 引理 : dc(si, sj) ≤ D(si, sc) + D(sc, sj) 定理3.2 定理
V (α c ) 2( k − 1) ≤ ≤2 V (α ) k
5、树形比对
k个待比对的序列 → 具有 个叶节点的树 个待比对的序列 具有k个叶节点的树 每个叶节点对应一个序列 • 将序列赋予树的内部节点,可以计算树中每个分支的权值。 将序列赋予树的内部节点,可以计算树中每个分支的权值。 权值代表对应分支连接的两个序列之间的相似性。 权值代表对应分支连接的两个序列之间的相似性。 所有权值的和就是这棵树的得分 • 寻找一种树的内部节点序列赋予方式,使得树的得分最大。 寻找一种树的内部节点序列赋予方式,使得树的得分最大。 • 将相似的序列归于同一子树下。 将相似的序列归于同一子树下。
例:
α1: s1 s2 s3 -H-LVV G-VLVC GN-LVV α2: t1 t2 L-HCLV VLHCLα:s1 t1 -H-LVV LHCLV-
AA算法的输出为 --H--LVV -G--VLVG -GN--LVV L-HC-LVV-HC-L— 分别对第1、2列和4、5列进行压缩,则最后结果为
α α1 α2
s1
s2
s3
s4
6、其它多重序列比对算法
一般渐进式比对方法所采用的过程: 一般渐进式比对方法所采用的过程: (1)先将多个序列进行两两比对,基于这 先将多个序列进行两两比对, 些比较,计算得到一个距离矩阵, 些比较,计算得到一个距离矩阵,该矩阵 反映每对序列的关系; 反映每对序列的关系; 利用距离矩阵,建立一棵“相关树” (2) 利用距离矩阵,建立一棵“相关树”; 从最接近的一对序列出发, (3)从最接近的一对序列出发,逐步归并 形成比对的聚类,直到所有序列处理完。 形成比对的聚类,直到所有序列处理完。
—H—LVV G—VLVG GN—LVV LHCLVVHCL--
对于n个序列的树形比对的基本算法过程如下: 对于 个序列的树形比对的基本算法过程如下: 个序列的树形比对的基本算法过程如下
(1)初始化,对于每个序列,生成一个叶节点 )初始化,对于每个序列,
算法合并两个节点, (2)利用 )利用AA算法合并两个节点,形成一个新节 算法合并两个节点 点,合并的结果放在新节点中,原来的两 合并的结果放在新节点中, 个节点作为新节点的子节点 ),直到形成 (3)反复执行(2),直到形成 个叶节点的树 )反复执行( ),直到形成n个叶节点的树 根为止, 根为止,根节点中的序列即为最终的多重 比对结果。 比对结果。
1、SP(Sum-of-Pairs)模型 SP(Sum-of-Pairs)
评价多重序列比对的结果
按照每个对比的列进行打分, 按照每个对比的列进行打分,然后加和 处理每一列: 处理每一列: — k个变量的打分函数 个变量的打分函数
— 用一个 维数组来表示该显式函数(类似于打分矩阵) 用一个k维数组来表示该显式函数 类似于打分矩阵) 维数组来表示该显式函数(
期望: 期望: 函数在形式上应该简单 具有统一的形式 不随序列的个数而发生形式变化
逐对加和SP( 逐对加和 (sum-of-pairs)函数 )
SP − score(c1 , c2 ,..., ck ) = ∑
k −1
i =1 j =i +1
∑ p (c , c )
i j
k
其中,c1,c2,…,ck是一列中的k个字符,p是关于一对字符相似性的打分函数。
L L A P = 26 SP − score G S − G
逐对计算 p(1,2),p (1,3),...,p(1,8), , , , , p(2,3),p(2,4),...,p (2,8),..., , , , , , p (7,8) 的所有得分 (-7-6-5-4-3-2-1)+2 = -26 )