第3章自回归滑动平均模型
第3章自回归滑动平均模型
如此并且正因为这个原因，AR 模型已经成为最常用的线性时间序列模型之一.
形式上，AR(p)模型{Yt}可以写为 (B)Yt Zt ，这里 (B) (1 1B
pBp) ，
BYt Yt 1 。于是，Yt 1Yt 1
pYt p Zt 。正式地，我们有如下定义。
定义 3.1 称{Yt}为 AR(p)过程，如果
3.2 滑动平均模型
设{Zt}是具有均值为零方差为 2 的独立同分布的随机变量序列并用 Zt i.i.d.(0, 2 ) 表示之。假如我们只要求{Zt}是不相关的而不必是独立的， 则{Zt}有时被称为白噪音序列并用 Zt WN(0, 2) 表示之。从直观上说，这 意味着序列{Zt}是随机而且没有系统结构的。 在本书的通篇，我们都用 {Zt}表示宽意义上的白噪音序列，这就是说， Zt WN(0, 2 ) 或者意味着 Zt i.i.d.(0, 2 ) 或者意味着{Zt}是具有均值为零方差为 2 的不相关的随机变 量序列。用 {Z t } 做成一个加权平均，我们就完成了如下的滑动平均(MA)时 间序列模型：
问题 2. 对于假设 1，情况又怎样呢？
这个假设是无关紧要的，因为一当我们建立了{Yt } 的正确形式，它就不
需要了。虽然当 1时，过程{Yt}不再收敛，我们仍可以重写(3.4)如下。
既然Yt 1
Yt
Zt
，方程两边同时除以
1
，我们有
1
1
Yt
Yt 1
Zt 1
(3.5)
在(3.5)中用 t 1代替 t ，我们得到Yt 1 (Yt 2 Zt 2 ) 。将此表达式代入 (3.5)中并且向前迭代 t ，我们有
为了证明 2
1，设 和 是 (z)
0 的根。由因果性，
（转）滑动平均法、滑动平均模型算法（Movingaverage，MA）
（转）滑动平均法、滑动平均模型算法（Movingaverage，MA）原⽂链接：https:///qq_39521554/article/details/79028012什么是移动平均法? 移动平均法是⽤⼀组最近的实际数据值来预测未来⼀期或⼏期内公司产品的需求量、公司产能等的⼀种常⽤⽅法。
移动平均法适⽤于即期预测。
当产品需求既不快速增长也不快速下降，且不存在季节性因素时，移动平均法能有效地消除预测中的随机波动，是⾮常有⽤的。
移动平均法根据预测时使⽤的各元素的权重不同 移动平均法是⼀种简单平滑预测技术，它的基本思想是：根据时间序列资料、逐项推移，依次计算包含⼀定项数的序时平均值，以反映长期趋势的⽅法。
因此，当时间序列的数值由于受周期变动和随机波动的影响，起伏较⼤，不易显⽰出事件的发展趋势时，使⽤移动平均法可以消除这些因素的影响，显⽰出事件的发展⽅向与趋势（即趋势线），然后依趋势线分析预测序列的长期趋势。
移动平均法的种类 移动平均法可以分为：简单移动平均和加权移动平均。
⼀、简单移动平均法 简单移动平均的各元素的权重都相等。
简单的移动平均的计算公式如下： Ft＝（At-1＋At-2＋At-3＋…＋At-n）/n式中， ·Ft–对下⼀期的预测值； ·n–移动平均的时期个数； ·At-1–前期实际值； ·At-2，At-3和At-n分别表⽰前两期、前三期直⾄前n期的实际值。
⼆、加权移动平均法 加权移动平均给固定跨越期限内的每个变量值以不同的权重。
其原理是：历史各期产品需求的数据信息对预测未来期内的需求量的作⽤是不⼀样的。
除了以n为周期的周期性变化外，远离⽬标期的变量值的影响⼒相对较低，故应给予较低的权重。
加权移动平均法的计算公式如下： Ft＝w1At-1＋w2At-2＋w3At-3＋…＋wnAt-n式中， ·w1–第t-1期实际销售额的权重； ·w2–第t-2期实际销售额的权重； ·wn–第t-n期实际销售额的权 ·n–预测的时期数；w1＋ w2＋…＋ wn＝1 在运⽤加权平均法时，权重的选择是⼀个应该注意的问题。
自回归AR模型、移动平均MA模型与自回归移动平均ARMA模型的比较分析
自回归AR模型、移动平均MA模型与自回归移动平均ARMA模型的比较分析系统中某一因素变量的时间序列数据没有确定的变化形式，也不能用时间的确定函数描述，但可以用概率统计方法寻求比较合适的随机模型近似反映其变化规律。
(自变量不直接含有时间变量,但隐含时间因素)1．自回归AR(p)模型（R：模型的名称 P：模型的参数）（自己影响自己，但可能存在误差，误差即没有考虑到的因素）(1)模型形式（εt越小越好，但不能为0：ε为0表示只受以前Y的历史的影响不受其他因素影响）yt=φ1yt-1+φ2yt-2+……+φpyt-p+εt式中假设：yt的变化主要与时间序列的历史数据有关，与其它因素无关；εt不同时刻互不相关，εt与yt历史序列不相关。
式中符号：p模型的阶次，滞后的时间周期，通过实验和参数确定；yt当前预测值，与自身过去观测值yt-1、…、yt-p是同一序列不同时刻的随机变量，相互间有线性关系，也反映时间滞后关系；yt-1、yt-2、……、yt-p同一平稳序列过去p个时期的观测值；φ1、φ2、……、φp自回归系数，通过计算得出的权数，表达yt 依赖于过去的程度，且这种依赖关系恒定不变；εt随机干扰误差项，是0均值、常方差σ2、独立的白噪声序列，通过估计指定的模型获得。
(2)识别条件当k>p时，有φk=0或φk服从渐近正态分布N(0,1/n)且(|φk|>2/n1/2)的个数≤4.5%，即平稳时间序列的偏相关系数φk为p步截尾，自相关系数rk逐步衰减而不截尾，则序列是AR(p)模型。
实际中，一般AR过程的ACF函数呈单边递减或阻尼振荡，所以用PACF函数判别(从p阶开始的所有偏自相关系数均为0)。
(3)平稳条件一阶：|φ1|<1。
二阶：φ1+φ2<1、φ1-φ2<1、|φ2|<1。
φ越大，自回归过程的波动影响越持久。
(4)模型意义仅通过时间序列变量的自身历史观测值来反映有关因素对预测目标的影响和作用，不受模型变量相互独立的假设条件约束，所构成的模型可以消除普通回归预测方法中由于自变量选择、多重共线性等造成的困难。
arima模型使用条件
arima模型使用条件
ARIMA模型（自回归滑动平均模型）适用于时间序列数据，并且有以下条件：
1. 线性性：ARIMA模型假设时间序列数据是线性的，即每个数据点是由过去的数据点线性组合而成。
2. 平稳性：ARIMA模型要求时间序列数据是平稳的，即数据的均值和方差在时间上是恒定的。
3. 自相关性：ARIMA模型假设时间序列数据具有自相关性，即过去的观测值对当前观测值有影响。
4. 白噪声：ARIMA模型要求数据的误差项是独立且具有相同的方差的白噪声。
在使用ARIMA模型时，一般需要先进行数据预处理，包括去趋势和去季节性等步骤，确保数据满足ARIMA模型的条件。
同时，还需要选择合适的模型参数，包括自回归阶数（p）、差分阶数（d）和移动平均阶数（q），这可以通过观察自相关图（ACF）和偏自相关图（PACF）来确定。
总之，ARIMA模型适用于具有一定自相关性和平稳性的时间序列数据，但在使用时需要注意数据的预处理和参数的选择。
差分整合移动平均自回归模型
差分整合移动平均自回归模型差分整合移动平均自回归模型，简称ARIMA模型，是一种常用的时间序列分析方法。
它可以用来对非平稳时间序列进行建模和预测，常用于经济、金融、股票、气象等领域。
本文将介绍ARIMA模型的基本原理、建模方法和应用实例。
一、ARIMA模型的基本原理ARIMA模型是由自回归（AR）、移动平均（MA）和差分（I）三个部分组成的。
其中，自回归部分是指用过去的数据来预测未来的数据，移动平均部分是指用过去的误差来预测未来的数据，差分部分是指对非平稳序列进行差分处理，使其成为平稳序列。
ARIMA模型的一般形式可以表示为ARIMA(p,d,q)，其中p是自回归项数，d是差分次数，q是移动平均项数。
ARIMA模型的基本原理是建立在时间序列的平稳性基础上的。
平稳序列是指时间序列的均值、方差和自协方差函数都不随时间发生变化。
在实际应用中，很多时间序列都是非平稳的，例如股票价格、经济增长率等，这时需要对其进行差分处理，使其成为平稳序列。
二、ARIMA模型的建模方法ARIMA模型的建模方法包括模型识别、参数估计、模型检验和预测四个步骤。
1. 模型识别模型识别是指确定ARIMA模型的阶数。
一般采用自相关函数（ACF）和偏自相关函数（PACF）来进行识别。
ACF是指时间序列的自协方差函数，PACF是指在去除其他相关性的影响后，时间序列的自相关函数。
通过观察ACF和PACF的图形，可以确定ARIMA模型的阶数。
一般情况下，如果ACF呈现出指数衰减的趋势，而PACF在某个阶数后截尾，就可以确定AR模型的阶数。
如果ACF和PACF都呈现出指数衰减的趋势，就可以确定MA模型的阶数。
如果ACF呈现出周期性的趋势，就可以确定差分的阶数。
2. 参数估计在确定了ARIMA模型的阶数之后，需要对模型的参数进行估计。
估计方法包括最小二乘估计法、极大似然估计法和贝叶斯估计法等。
其中，最小二乘估计法是指通过最小化残差平方和来估计模型的参数；极大似然估计法是指通过最大化似然函数来估计模型的参数；贝叶斯估计法是指通过贝叶斯公式来估计模型的参数。
arma模型的数学表达式
arma模型的数学表达式摘要：1.ARMA 模型的概述2.ARMA 模型的数学表达式3.ARMA 模型的应用正文：一、ARMA 模型的概述自回归滑动平均模型（ARMA）是一种常用的时间序列分析方法，主要用于拟合和预测具有线性趋势的时间序列数据。
ARMA 模型是由自回归模型（AR）和滑动平均模型（MA）组合而成的，可以同时对时间序列数据中的长期依赖关系和短期依赖关系进行建模。
二、ARMA 模型的数学表达式ARMA 模型的数学表达式分为两个部分：自回归部分（AR）和滑动平均部分（MA）。
1.自回归部分（AR）自回归模型主要描述时间序列数据中的长期依赖关系，其数学表达式为：X_t = c + Φ1X_{t-1} + Φ2X_{t-2} +...+ ΦpX_{t-p} + ε_t其中，X_t 表示时间序列数据在t 时刻的取值，c 为常数项，Φ1、Φ2、...、Φp 为自回归系数，ε_t 为误差项。
2.滑动平均部分（MA）滑动平均模型主要描述时间序列数据中的短期依赖关系，其数学表达式为：X_t = μ+ θ1ε_{t-1} + θ2ε_{t-2} +...+ θqε_{t-q}其中，X_t 表示时间序列数据在t 时刻的取值，μ为常数项，θ1、θ2、...、θq 为滑动平均系数，ε_{t-1}、ε_{t-2}、...、ε_{t-q}为误差项。
将自回归部分和滑动平均部分相结合，即可得到ARMA 模型的数学表达式：X_t = c + Φ1X_{t-1} + Φ2X_{t-2} +...+ ΦpX_{t-p} + μ+ θ1ε_{t-1} + θ2ε_{t-2} +...+ θqε_{t-q}其中，c、μ为常数项，Φ1、Φ2、...、Φp、θ1、θ2、...、θq 分别为自回归系数和滑动平均系数，ε_t、ε_{t-1}、ε_{t-2}、...、ε_{t-q}为误差项。
三、ARMA 模型的应用ARMA 模型广泛应用于金融、经济学、气象学等领域的时间序列数据分析和预测。
sarima模型的实现
sarima模型的实现（实用版）目录1.SARIMA 模型的概述2.SARIMA 模型的实现步骤3.SARIMA 模型的优缺点4.SARIMA 模型的应用实例正文一、SARIMA 模型的概述SARIMA（季节自回归滑动平均模型）是一种用于时间序列预测的经典模型，由自回归模型（AR）、移动平均模型（MA）和季节性模型（Seasonal）组合而成。
SARIMA 模型可以有效地处理具有线性趋势和季节性特征的时间序列数据，被广泛应用于经济学、金融学、气象学等领域。
二、SARIMA 模型的实现步骤1.数据预处理：首先对原始时间序列数据进行预处理，包括去除异常值、填补缺失值、对数据进行平滑等。
2.确定模型参数：根据时间序列数据的特点，选取合适的 SARIMA 模型，包括自回归项（p）、移动平均项（q）、季节性项（P、Q、R）和趋势项（d、D）。
3.模型参数估计：利用最小二乘法（OLS）或其他优化方法，根据历史数据求解 SARIMA 模型的参数。
4.模型评估与选择：通过比较不同模型的预测误差，选择最优的SARIMA 模型。
5.模型预测：根据所选模型及参数，对未来时间序列数据进行预测。
三、SARIMA 模型的优缺点优点：1.可以处理具有线性趋势和季节性特征的时间序列数据。
2.参数稳定，易于估计。
3.预测结果较为准确，适用于多种领域。
缺点：1.对非线性趋势的时间序列数据预测效果较差。
2.模型参数选取和优化较为复杂，需要一定的经验。
3.预测结果受历史数据影响较大，可能出现过度拟合现象。
四、SARIMA 模型的应用实例以股票市场为例，通过 SARIMA 模型对某支股票的历史价格数据进行分析和预测，可以预测未来一段时间内股票价格的走势，为投资者提供参考依据。
高级计量经济学模型与应用
高级计量经济学模型与应用导言计量经济学是一门应用数学和统计学原理来研究经济学理论的学科。
随着数据科学和计量经济学的发展，高级计量经济学模型的重要性日益凸显。
这些模型可以帮助经济学家和决策者更准确地理解经济现象，并做出有根据的政策建议。
本文将介绍几种常见的高级计量经济学模型，并探讨它们在实际中的应用。
ARMA模型ARMA模型（自回归滑动平均模型）是一种时间序列模型，用于描述时间序列的相关性和趋势。
ARMA模型结合了自回归（AR）模型和滑动平均（MA）模型的特点。
在实际应用中，ARMA模型经常被用来分析和预测金融时间序列数据，如股票价格、汇率和利率等。
通过估计ARMA模型的参数，我们可以对未来数据进行预测，从而帮助投资者做出更明智的决策。
面板数据模型面板数据模型是一种经济计量学中常用的模型，用于分析横截面数据和时间序列数据的交叉样本。
面板数据模型具有较强的灵活性，可以用来处理包含多个观察单元和时间点的复杂数据。
在实践中，面板数据模型广泛应用于诸如教育经济学、劳动经济学和区域经济学等领域的研究中。
例如，研究人员可以使用面板数据模型来评估教育政策对学生学习成果的影响，或分析劳动市场的供求关系。
VAR模型VAR模型（向量自回归模型）是一种多元时间序列模型，用于描述多个经济变量之间的动态关系。
VAR模型可以帮助我们了解不同变量之间的相互作用，并预测它们可能的未来走势。
在经济学领域，VAR模型被广泛应用于宏观经济预测、货币政策分析和金融风险管理等方面。
例如，央行可以利用VAR模型，基于过去的经济数据来预测未来的通货膨胀率，从而制定相应的货币政策。
ARCH/GARCH模型ARCH模型（自回归条件异方差模型）和GARCH模型（广义自回归条件异方差模型）是一类用来研究时间序列波动性的模型。
它们被广泛应用于金融风险管理和资产组合优化等领域。
通过建立ARCH/GARCH模型，我们可以对金融数据中的波动性进行建模和预测。
时间序列分析与ARIMA模型
时间序列分析与ARIMA模型时间序列分析是一种研究时间上连续测量所构成的数据的方法。
它可以用来分析数据中的趋势、周期性和随机性，并预测未来的走势。
ARIMA（自回归滑动平均模型）是时间序列分析中常用的模型之一。
本文将介绍时间序列分析的基本概念以及ARIMA模型的原理和应用。
一、时间序列分析的基本概念时间序列是按照时间顺序排列的一组连续观测数据。
在时间序列分析中，我们常常关注序列中的趋势（trend）、季节性（seasonality）和周期性（cycle）等特征。
趋势是指长期上升或下降的走势；季节性是指数据在相同周期内波动的规律性；周期性是指超过一年的时间内出现的规律性波动。
二、ARIMA模型的原理ARIMA模型是由自回归（AR）和滑动平均（MA）模型组成的。
AR模型用过去的观测值来预测未来的值，滑动平均模型则用过去的噪声来预测未来的值。
ARIMA模型是将这两种模型结合起来，对时间序列进行建模和预测。
ARIMA模型包括三个主要部分：自回归阶数（p）、差分阶数（d）和滑动平均阶数（q）。
p表示模型中的自回归项数目，d表示需要进行的差分次数，q表示模型中的滑动平均项数目。
通过对时间序列的观测值进行差分，ARIMA模型可以将非平稳的序列转化为平稳的序列。
然后，可以通过对平稳序列的自回归和滑动平均建模，预测未来的值。
三、ARIMA模型的应用ARIMA模型在实际应用中被广泛使用。
它可以用于经济学、金融学、气象学等领域中的时间序列预测和分析。
以股票市场为例，投资者可以利用ARIMA模型对历史股价进行分析，预测未来股价的走势。
在气象学中，ARIMA模型可以用于预测未来的天气情况。
除了ARIMA模型，时间序列分析还包括其他模型，如季节性分解、移动平均、指数平滑等。
这些模型都有各自的优点和应用领域。
在实际应用中，根据不同的数据特点和研究目的，选择合适的模型进行分析和预测是十分重要的。
总结时间序列分析和ARIMA模型是研究时间数据的重要方法。
arfima模型定义
arfima模型定义
ARFIMA模型是一种时间序列模型，也称为自回归分数积分滑动平均模型。
该模型用于描述具有长期记忆性的时间序列数据，其特点是能够同时考虑时间序列的长期依赖性和短期波动性。
ARFIMA模型的名称由自回归项(AR)、分数积分项(FI)和滑动平均项(MA)三个部分组成。
其中，自回归项用于描述时间序列的短期依赖性，即时间序列的当前值与其过去值之间的关系；分数积分项用于描述时间序列的长期记忆性，即时间序列的当前值与其过去长期状态之间的关系；滑动平均项用于描述时间序列的噪声成分，即时间序列中的随机波动。
在ARFIMA模型中，自回归项、分数积分项和滑动平均项的阶数可以自由设定，并且可以通过参数估计来确定这些阶数。
模型的参数估计通常采用最大似然估计法或最小二乘法等统计方法。
ARFIMA模型的应用非常广泛，它可以用于描述股票市场指数、汇率、债券价格等金融时间序列数据，也可以用于描述气温、降水等自然时间序列数据。
通过ARFIMA模型，可以对时间序列数据进行预测、分析和建模，从而为决策提供依据和支持。
需要注意的是，ARFIMA模型是一种比较复杂的模型，需要一定的统计和编程知识才能正确应用。
同时，由于模型的参数估计涉及到大量的计算和优化，因此也需要较高的计算能力和技术水平。
时间序列分析-第三章 滑动平均模型和自回归滑动平均模型
2
qk
j0bjbjk,0kq
E(XX ) k
t tk
0,kq
(5)
MA序列的谱密度
定理1.1 MA(q)序列{ X t } 的自协方差函数 是q步截尾的：
q2bq0,k0,|k|q.
并且有谱密度
(1.6)
f() 2 2|B (ei)|22 1 k q qke ik, [ ,]. (1.7)
b1,b2 ,bq(bq0)使得
则称
q
B(z)1 bjzj 0,|z|1, j1
q
Xt t bj tj,tZ
(1.2)
j1
是q阶滑动平均模型，简称为MA(q)模型；
称由(1.2)决定的平均序列 { X t } 是滑动平 均模型，简称为MA(q)序列。
如果进一步要求多项式 B ( z ) 在单位圆周 上也没有零点：B z 0 , 当 | z | 1 ，则称(1.2) 是可逆的MA(q)模型，称相应的平稳时间 序列是可逆的MA(q)序列。
k
2
3
q q1
0 0
0
0
0
1
0
0 qq
k
k 1
,
qk 1
1
c
0
0 q1
1
q
2
q
(1.11)
则有：
其中 b q 1 2(qA C ),20C T C , (1.12)
kl im kk1Tk .
(1.13)
MA(1)序列
可逆MA(1)
X t t b t 1 ,t W N ( 0 ,2 ) ,|b | 1
本章结构
滑动平均模型 ARMA模型
§3.1 滑动平均模型
模型引入 MA(q)和MA(q)序列 最小序列 MA(q)系数的递推计算 MA(q)模型举例
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。
自回归滑动平均模型
自回归滑动平均模型自回归滑动平均模型（ARMA）是一种常用的时间序列模型，用于预测未来值的方法。
它结合了自回归模型（AR）和滑动平均模型（MA），能够更好地捕捉时间序列数据的特征。
自回归模型是基于过去的观察值来预测未来值的模型。
它假设未来值和过去值之间存在相关性，即当前值与之前的若干值相关联。
自回归模型将过去的观察值作为自变量，当前值作为因变量，通过调整自变量系数来预测未来值。
滑动平均模型是通过给定的窗口大小，在当前值与其前面若干值的线性组合的基础上，对未来值进行预测的模型。
滑动平均模型认为当前值的变动由之前几个值的加权平均引起，权重通过最小化预测误差来确定。
ARMA模型结合了自回归模型和滑动平均模型的优点，既可以捕捉时间序列数据的历史趋势，也可以考虑数据的随机波动。
ARMA模型的一般形式为ARMA(p,q)，其中p是自回归模型的阶数，q是滑动平均模型的阶数。
使用ARMA模型进行预测时，首先需要确定模型的阶数。
可以通过观察自相关函数（ACF）和偏自相关函数（PACF）来确定。
ACF和PACF可以展现数据的相关性和延迟效应，根据它们的曲线图可以估计出ARMA模型的阶数。
确定了模型的阶数后，就可以使用最小二乘法或极大似然法来估计模型的系数。
然后，可以利用估计出的系数进行模型的拟合和预测。
如果模型的残差序列与随机序列相似，说明模型的预测效果较好。
总之，自回归滑动平均模型是一种常用的时间序列预测方法，它综合考虑了过去观察值的相关性和随机波动，可以较好地捕捉时间序列数据的特征。
但在使用ARMA模型进行预测时，需要注意选择适当的阶数，并根据模型的残差序列来评估预测效果。
自回归滑动平均模型（ARMA）是时间序列分析中的一种重要工具，常用于预测未来的数值或观测序列。
该模型结合了自回归（AR）和滑动平均（MA）两种模型的优点，既能考虑序列的历史信息，又能捕捉随机波动的特征，使得预测结果更加准确和可靠。
在ARMA模型中，自回归（AR）部分用于描述当前值与历史值之间的相关性，滑动平均（MA）部分用于描述当前值与误差（即残差）之间的相关性。
ARIMA模型自回归移动平均模型
自回归移动平均模型Autoregressive Integrated Moving Average Model,简记ARIMA什么是ARIMA模型ARIMA模型全称为自回归移动平均模型Autoregressive Integrated Moving Average Model,简记ARIMA,是由和于70年代初提出的一著名,所以又称为box-jenkins模型、博克思-詹金斯法;其中ARIMAp,d,q称为差分自回归移动平均模型,AR是自回归, p为自回归项; MA为移动平均,q 为移动平均项数,d为时间序列成为平稳时所做的差分次数;ARIMA模型的基本思想ARIMA模型的基本思想是：将预测对象随时间推移而形成的数据序列视为一个随机序列,用一定的来近似描述这个序列;这个模型一旦被识别后就可以从时间序列的过去值及现在值来预测未来值;现代统计方法、在某种程度上已经能够帮助企业对未来进行预测;ARIMA模型预测的基本程序一根据时间序列的、自相关函数和偏自相关函数图以ADF单位根检验其、趋势及其季节性变化规律,对序列的平稳性进行识别;一般来讲,经济运行的时间序列都不是平稳序列;二对非平稳序列进行平稳化处理;如果数据序列是非平稳的,并存在一定的增长或下降趋势,则需要对数据进行差分处理,如果数据存在异方差,则需对数据进行技术处理,直到处理后的数据的自相关函数值和偏相关函数值无显著地异于零;三根据时间序列模型的识别规则,建立相应的模型;若平稳序列的偏相关函数是截尾的,而自相关函数是拖尾的,可断定序列适合AR模型；若平稳序列的偏相关函数是拖尾的,而自相关函数是截尾的,则可断定序列适合MA模型；若平稳序列的偏相关函数和自相关函数均是拖尾的,则序列适合;四进行,检验是否具有统计意义;五进行,诊断残差序列是否为白噪声;六利用已通过检验的模型进行;相关链接各国的box-jenkins模型名称ARlMA模型案例分析案例一:ARlMA模型在海关税收预测中的应用2008年;海关税收预算计划8400亿元.比2007年实际完成数增加％,比2007年预算数增加％;为了对2008年江门海关税收总体形势进行把握,笔者尝试利用SAS软件的时间序列预测模块建立ARIMA模型,对2008年江门海关税收总值进行预测;从预测结果来看,预测模型拟合度较高,预测值也切合实际情况,预测模型具有一定的应用价值;现将预测的方法、原理以及影响税收工作的相关因素分析;一、ARlMA模型原理ARIMA模型全称为自回归移动平均模型Autoregressive Integrated Moving Average Model,简记ARIMA;是由博克思BoxfFfl詹金斯Jenkins于70年代初提出的一著名时问序列预测方法,所以又称为box--jenkins模型、博克思一詹金斯法;其中ARIMAp,称为差分自回归移动平均模型,AR是自回归,P为自回归项；MA为移动平均,q为移动平均项数,d为时间序列成为平稳时所做的差分次数;ARIMA模型可分为3种：1自回归模型简称AR模型；2简称MA模型；3简称ARIMA 模型;ARIMA模型的基本思想是：将预测对象随时问推移而形成的数据序列视为—个随机序列.以时间序列的自相关分析为基础.用一定的来近似描述这个序列;这个模型一旦被识别后就可以从时间序列的过去值及现在值来预测未来值;ARlMA模型在经济预测过程中既考虑了经济现象在时间序列上的依存性,又考虑了随机波动的干扰性,对于经济运行短期趋势的预测准确率较高,是近年应用比较广泛的方法之一;二、应用ARIMA模型进行预测每月税收数据.可以看作是随着时间的推移而形成的一个随机时间序列,通过对该时间序列上税款值的随机性、平稳性以及季节性等因素的分析,将这些单月税收值之间所具有的相关性或依存关系用数学模型描述出来,从而达到利用过去及现在的税收值信息来预测未来税收情况的目的;一对序列取对数和作差分处理,形成稳定随机序列ARIMA模型建模的基本条件是要求待预测的数列满足平稳的条件,即个体值要围绕序列均值上下波动,不能有明显的上升或下降趋势,如果出现上升或下降趋势,需要对原始序列进行差分平稳化处理;从上图可看出,江门海关自2002年以来的实际入库税收值数列波动性较明显,且呈现出一定的上升趋势,不能直接用AHIMA模型进行建模;取对数可以消除数据波动变大趋势,对数列进行一阶差分,可以消除数据增长趋势性和季节性;从下图可以看出,预测数列取对数并作一阶差分后的图形显示基本消除了性的影响,趋于平稳化,满足ARIMA模型建模的基本要求;二模型参数的估计时间序列预测模块的自相关分析包括对自和偏的分析,通过对比分析从而实现对时间序列特性的识别;从计算结果可知,自相关函数1步截尾,偏自相关函数2步截尾,白相关函数通过白噪声检验;根据变换数列的自相关函数和偏自相关函数的特点,并经过反复测试,对ARIMA模型的参数进行估计.三个参数定为d=l,p=2和q=l;对参数进行检验;从检验结果可知,参数估计全部通过.拟合优度统计量表中给出了残差序列的方差和,以及按AIC和SBC标准计算的和,这两个值都较小,表明对预测模型拟合得较好;从残差的自相关检验结果数据中.可以得知残差通过白噪声显著性检验;预测模型最终形式为：1+Z=1+Bu其中,Z=logX;B为后移算子,u为随机干扰项三应用模型预测;利用上面确定的模型进行预测;预测模型2007年税收的拟合值是亿元,跟实际税收值亿元比较,误差为％,表明预测模型拟合度较高,预测模型具有一定的应用fir值;把预测模型向前推12个月进行预测,得到2008年各月税收数据,全年累计税收预计均值为亿元,实际税收值会围绕此值上下波动;需要说明的是,由于利用模型向前预测1一12月的数据,预测时间越长,难度越大,也下降,若到年中再次预测时,预测精度将会进一步提高;这个税收预测值是基于当前水平、水平不变或提高的基础上,挖掘税收样本数据自身涵盖的信息.利用分析方法,建立预测模型得出的理论预测值,一旦实际外部环境和条件发生变化,例如国家实施、升值过快、大幅变动、对外的变化等,将对结果生一定的影响;三、其他可能对2008年税收工作产生影响的主要因素一个别商品税收变化影响巨大2007年占关区税收总值80％前20位大类税源,与2006年占关区税收总值80％前20位大类税源商品相比,新增了大豆、印刷和装订机械及零件、棉纱线,少了空气调节器、初级形状的聚丙烯和初级形状的聚乙烯.新增的三项收总值为亿元;占关区税收总值％,其中,大豆2007年税款高达亿元,2006年仅为15万元,影响巨大;另外,煤和钢材的税收值大幅增长;液化石油气、纺织品包括服装和纺织纱线、纸及纸板未切成形的税收下降幅度较大;主要税源商品的不稳定,为关区税收工作增加了难度;二本地企业异地纳税仍保持较大规模据统计,2007年江门关区企业在异地进口应税货值亿元人民币,比2006年增长％,应征税收为亿元,较2006年增长％.占江门区同期应征税收总额的四成多;从分布来看,大部分本地企业异地纳税进口行为分布在广州口岸;在广州口岸纳税亿元,下降占异地纳税总值的％;另外;在黄埔口岸纳税亿元,下降％；在拱北口岸纳税亿元,增加3倍从商品来看,异地纳税进口的商品主要是废塑料、废五金、木浆、冰乙酸、正丁醇、脂肪醇、冻猪杂碎、IEl挖掘机、初级形状聚乙烯等商品,税款均超过千万元,部分商品曾经在本关区口岸大量进口;废塑料进口3亿元,下降％；废五金进口亿元,增长％；木浆进口7783万元,增长％；冰乙酸进口6593万元,下降％；正丁醇进口3498万元,增长倍；脂肪醇进口3366万元;％；冻猪杂碎进口3313万元,增长倍；旧挖掘机进口3101万元,下降％；初级形状聚乙烯进口2539万元,下降54％;其中正丁醇、冻猪杂碎和废五金进口增长迅猛;三主要纳税大户变化较大2007年占关区税收总值60％前20位纳税企业,与2006年占关区税收总值60％前20位纳税企业相比,有12家企业新上榜,更新率为60％;新增的2家纳税企业嘉吉投资中国和北京华特安科经贸有限公司共纳税亿元,占关区税收总值的15％;影响巨大;而海洋石油阳江实业有限公司的纳税额从2006年的亿元下降到2783万元,该企业的税款下fl手x,l 2007年关区税收工作带来了较大的影响;主要纳税大户的不稳定,加大了2008年关区税收工作的不确定性;四加工贸易内销补税和出口征税的影响2007年,江门关区应征税收为亿元,增长％；内销补税不含后续补税为7909万元,增长％；后续补税为594万元,增长％;2007年江门关区品征税160万元,增长倍;江门关区的税收以一般贸易进口征税为主,但由于进出口值占关区进出口总值的比重超过一半.因而加强加工贸易内销征税工作,充分挖掘加贸内销补税潜力,可以为关区税收总量增长提供支持;虽然当前出口征税占关区税收总值的比重非常少,但由于国家不断调整外贸政策,2008年出口需要征收商品涉及300多个税号,而且相当多的商品率高达15—20％,预计江门关区出口关税将会保持大幅增长态势,为关区税收总量增长提供补充;综合来看,只要大类税源商品如己内酰胺、大豆、煤、钢材和废纸等保持2007年的进口规模,其他税源商品进口没有大幅下降,2008年的税收总额就能够保持甚至超过2007年的税收水平,如果液化石油气、纺织品和纸及纸板恢复2006年的进口水平,同时将本关区企业从异地报关引导回本关区,今年税收总额将比2007年小幅增长;结合应用前面的时间序列模型的预测结果,综合多方面因素,预计全年累计税收均值为亿元;案例二:基于ARIMA模型的备件消耗预测方法一、引言随着技术的进步和军事的变革,快速响应战场需求是装备战斗力的重要指标之一;要快速响应战场需求就要有强有力的后勤保障和支持,部队需要保证有一定数量备件;而实际中却常常由于没有足够的备件导致装备不能快速形成战斗力;由于造成备件短缺的重要原因是使用的备件需求预测方法和模型不够精确,故尝试用差分自回归滑动平均模型,即ARIMAp,d,q模型,对备件消耗进行预测;1备件消耗预测的ARIMAp,d,q模型求和自回归滑动平均模型AutoregressiveIntegrated Moving Average Model,简称ARIMA,由Box和Jenkins于70年代初提出的时间序列预测方法,又称为B-J模型、博克思-詹金斯法;其中ARIMAp,d,q称为差分自回归滑动平均模型,AR是自回归,MA为滑动平均,p、q分别为对应的阶数,d为时间序列成为平稳时所做的差分次数;1.基本思路首先需要明确建立模型的前提是在预测的这段时间内,影响该类备件消耗量的主要因素不发生大变故;在此前提下,将备件消耗的历史视为一个时间序列,即为一组依赖于时间t的随机变量序列;这些变量间有依存性和相关性,并表现出一定的规律性,如能根据这些消耗数据建立尽可能合理的统计模型,就能用这些模型来解释数据的规律性,就可利用已得到的备件消耗数据来预测未来消耗数据,也就能得出备件需求做好的备件供应;2.模型描述备件消耗预测ARIMAp,d,q模型实质是先对非平稳的备件消耗历史数据Yt进行dd＝0,1,dots,n次差分处理得到新的平稳的数据序列Xt,将Xt拟合ARMAp,q模型,然后再将原d次差分还原,便可以得到Y_t的预测数据;其中,ARMAp,q的一般表达式为：1式中,前半部分为自回归部分,非负整数p为自回归阶数,为自回归系数,后半部分为滑动平均部分,非负整数q为滑动平均阶数,为滑动平均系数；Xt为备件消耗数据相关序列,εt为WN0,σ2;当q=0时,该模型成为ARp模型：2当p＝0时,该模型成为MAq模型：33.备件消耗预测建模流程通过建立ARIMAp,d,q模型进行备件消耗预测的基本流程,如下图;1获取数据并进行预处理.收集装备使用阶段某备件消耗的数据序列,记为;利用游程检验法来判断该序列是否为平稳序列,如为非平稳序列,用差分的方法,即：,对序列进行平稳化预处理,每次差分后数据进行,直到差分所得数据可以通过平稳性检验,记为d次差分,得到新的平稳序列;取前N组或全部数据作为观测数据,进行零均值化处理,即：,得到一组预处理后的新序列;2ARMA模型的识别通过计算预处理后的序列的自相关函数ACF和偏自相关函数PACF来进行模型识别;具体的计算公式为：4;根据上述计算结果,并依据表1的模型识别原则,可以确定符合的模型;ARMAp,q模型识别原则模型ARp MAq ARMA自相关函数拖尾,指数衰减或振荡有限长度,截尾q步拖尾,指数衰减或振荡偏自相关函数有限长度,截尾p步拖尾,指数衰减或振荡拖尾,指数衰减或振荡3参数估计和模型定阶参数估计和模型定阶是建立备件消耗预测模型的重要内容,二者相互影响;在上述模型识别的基础上,利用样本矩估计法、最小二乘估计法或等对ARMAp,q的未知参数,即自回归系数、滑动平均系数以及白噪声方差进行估计,得出\widehat{\varphi}_1,\ldots,\widehat{\varphi}_p,\widehat{\theta}_1,\ldots,\widehat{\theta}_q,\wid ehat{\sigma}^2;利用AIC、BIC准则进行模型定阶;具体步骤;4模型检验首先要检验所建立模型是否能满足平稳性和可逆性,既要求下式6、式7根在单位圆外,具体公式如下：67再进一步判断上述模型的残差序列是否为白噪声,如果不是,则需要重新进行模型识别,如果是,则通过检验,得出软件模型：8 5备件消耗量预测根据上述预测模型,依据一步预测的方法对进行预测,并考虑前面所进行的d次差分,还原为备件消耗数据Yt的预测结果,根据该预测结果来进行备件的配置;二、案例应用1.原始数据及预处理以航空兵场站某种航材备件3年的消耗率件/1000h来进行分析和预测;取前30组数据建立模型,并用后面的几组数据对模型进行预测验证;3年的原始数据的时间序列如下图,是有关备件消耗统计时间2001年1月到2003年12月－备件消耗率件/1000h的某航材备件消耗数据;从上图中可以看出,数据有明显递增的趋势,为非平稳序列;尝试进行一次差分对数据进行平稳化处理,结果表明仍未平稳,然后再做一次差分,再对进行2次差分后的数据进行,可以通过检验,故接受数据具有平稳性的原假设;可得出d等于2,并将数据进行零均值化,下面进一步确定ARMAp,q模型;2.建立模型并进行参数估计计算零均值化后序列的自相关函数ACF和偏自相关函数PACF,结果如下图;其中,上下两条线为±;由图可以看出0≤p≤3,0≤q≤2;尝试建立ARMAp,q模型;对p、q可能的组合进行参数估计,并利用AIC准则进行定阶,并对估计出的参数进行平稳性和可逆性检验,结果表明都在单位圆外,可以初步确定满足要求的最佳模型为ARMA3,1模型,即：9式9中{εt}为WN0,;3.白噪声检验对已经通过平稳性和可逆性检验的模型9进行白噪声检验4≤m≤6,检验结果如图4;由上图中检验结果可看出,对应于上面m的值,都有m,可通过白噪声检验,模型合理;4.预测及结果分析根据模型9,用一步预测的方法对后4组数据进行预测,并与移动平均法进行对比,如表2;对预测结果进行多角度评价,具体选用的指标包括：平均绝对误差：10平均相对误差：11预测均方差：12其中,y_i为备件消耗序列的实际数据,为模型预测数据;预测结果对比移动平均法5 ARIMA模型时间真实值预测值MAE MRE MSE 预测值MAE MRE MSE129% %8注释：5是由上表预测结果及各项评价指标的对比可知,ARIMA模型预测结果明显优于移动平均法,从平均相对误差上来看,ARIMA模型为％,比移动平均法提高了将近15％,且预测的均方差也较小,仅;由此可见：该模型能较准确地预测出备件消耗的变化趋势,可为备件消耗量的预测提供依据;另由于ARIMA模型建立在历史数据的基础上,故搜集的历史数据越多,模型越准确;该建模方法能综合反映装备使用的实际情况,具有很好的模型适应性;模型具有较高的预测准确度,且有较成熟的软件支持SPSS、Matlab等,易于推广,可进行备件消耗预测,确定备件需求。
计量学1-自回归移动平均模型分析
9
引进滞后算子L（ Lt t1, L2t t2 , ），移动
平均模型可分别表示为：
Yt
Yt t t1 (1 L)t (L)t
Yt t 1t1 2t2 (11L 2L2 )t 2 (L)t
q
Yt j t j (11L 2L2 q Lq )t q (L)t j0
型才是可逆的。
19
2、MA(q)模型
（1）平稳性
根据MA(q)的定义得到 ：
E(Yt )
0
Var(Yt )
2
(1
12
2 q
)
k
Cov(Yt ,Ytk )
(
k
0
k 1 1 k 2 2
k q
q
qk
)
2
k 1, , q
20
（2）可逆性
MA(q)模型 Yt t 1t 1 2t 2 qt q
4、预测和控制 利用所得到的模型进行预测分析，包括静态预 测和动态预测，多步预测等，利用模型进行控 制。预测本身也是对模型的进一步检验。
7
二、自回归移动平均模型 （一）移动平均模型（moving average process,
MA） 移动平均过程就是一个白噪声过程不同时间随
机变量的加权和。 最简单的移动平均过程是当期和前一期白噪声
Yt Yt1 t
Yt 1Yt1 2Yt2 t
p
Yt 1Yt1 pYt p t iYti t i 1
Yt 1Yt1 t iYti t
i 1
11
引进滞后算子表示方法，上述AR模型则 可以分别表示为：
(1 L)Yt 1(L)Yt t (11L 2L2 )Yt 2 (L)Yt t (11L 2L2 p Lp )Yt p (L)Yt t (11L 2L2 )Yt (L)Yt t
自回归移动平均模型在全国流行性腮腺炎发病数预测中的应用
doi:10.3969/j.issn.1672-6375.2020.06.021收稿日期：2020-03-28作者简介：惠石生（1987-），男，回族，甘肃平凉人，硕士，讲师，主要从事流行病与卫生统计学研究。
流行性腮腺炎（Mumps ）简称腮腺炎，是由腮腺炎病毒感染引起的一种急性呼吸道传染病，多发于儿童和青少年，很容易在学校和托幼机构中暴发/流行，会产生较大的社会影响［1，2］。
本病患者临床表现较轻，部分患者可伴随或单独发生脑膜炎、胰腺炎、睾丸炎或卵巢炎等，严重者甚至致残或死亡，发病后尚无特效的治疗药物，当前对其防控的最有效手段是免疫接种［3］。
据蒋蕊鞠等人研究发现［4］，2004年～2018年全国共报告腮腺炎病例4272368例，年平均报告发病率为21.44/10万，且在麻疹-腮腺炎-风疹联合减毒活疫苗纳入免疫规划前后腮腺炎报告发病率无明显变化。
另外本病暴发疫情较多，年暴发疫情事件数始终排在39种法定传染病的第1位，腮腺炎暴发疫情在我国依然较为严重［5］。
因此对其发病数预测便显得十分重要。
本研究采用季节性差分自回归移动平均模型（Autoregressive Integrated Moving Average Model ，ARIMA 模型）对全国腮腺炎月发病数预测效果进行分析，观察其预测效果，得出结论。
1资料与方法1.1资料来源全国腮腺炎月发病数数据来源于中国疾病预防控制中心网站中关于“法定传染病报告”数据，收集时间从2013年10月至2019年10月，数据收集地区为全国31个省市自治区（不含香港、澳门特别行政区和台湾地区）。
病例类型包括临床诊断病例和实验室确诊病例。
1.2ARIMA 模型基本思想自回归积分滑动平均模型是由Box 和Jenkins 于20世纪70年代初提出的一种时间序列预测方法。
而季节性ARIMA 模型是ARIMA 模型中最高级的一种，它充分考虑了时间序列的趋势性和季节性变化，并将影响传染病发生的社会、医学、自然等各种因素的综合效应统一蕴涵于时间变量中进行分析，短期预测的准确性较好。
滑动平均模型
ε t = β −1 ( B) xt = ∑ ϕ j B j xt = ∑ ϕ j xt − j = lim ∑ ϕ j xt − j
= ∑∑ β i β j E (ε t − iε t + k − j ) + E (ε tε t + k ) − ∑ β j E (ε tε t + k − j )
i =1 j =1 j =1
q
q
q
− ∑ β i E (ε t +k ε t −i )
i =1
q
由于 {ε t } 是一白噪声序列 故知当 k 对于任意的 1 ≤ k
显然 对于模型 2.2.1 式 可改写为 2.2.2
xt + β 1ε t −1 + β 2 ε t − 2 + L + β q ε t − q = ε t
则可视为 ε t 的 AR( q ) 序列 即
ε t = β 1ε t −1 + β 2 ε t − 2 + L + β q ε t − q + x t
i =1 j =1 j =1
q
q
q
− ∑ β i E (ε t + k ε t − i )
i =1
q
17
= ∑ β i β i + k E (ε
i =1
q −k
2 t −i
) + 0 − β k E (ε ) + 0 = [∑ β i β i + k − β k ]σ 2
2 t i =1
q−k
q ⎧ 2 + σ β i2 ) ( 1 ∑ ⎪ i =1 ⎪ q−k ⎪ 2 因此有 γ k = C ( k ) = ⎨σ ( − β k + ∑ β i β i + k ) i =1 ⎪ ⎪0 ⎪ ⎩
varma向量自回归移动平均模型python实现
Varma向量自回归移动平均模型是一种经济学和金融学领域常用的时间序列分析模型。
它可以用来预测和解释时间序列数据的变化趋势，对于金融市场的波动和趋势分析具有重要意义。
本文将介绍如何使用Python实现Varma模型，并对其原理和应用进行讨论。
一、Varma向量自回归移动平均模型的概念和原理Varma模型是由向量自回归模型（Var）和向量移动平均模型（Ma）组合而成的。
向量自回归模型是一种多变量时间序列模型，它假设当前时刻的多个变量值与过去若干时刻的所有变量值相关。
向量移动平均模型则是一种多变量时间序列模型，它假设当前时刻的多个变量值与过去若干时刻的随机误差相关。
Varma模型可以用数学公式表示为：Yt = C + Φ1Yt-1 + Φ2Yt-2 + ... + ΦpYt-p + Θ1et-1 + Θ2et-2 + ... + Θqet-q + et其中，Yt是一个k维向量，表示当前时刻的k个变量值；C是一个k 维向量，表示常数项；Φ1, Φ2, ..., Φp是k×k维矩阵，表示自回归项的系数；Θ1, Θ2, ..., Θq是k×k维矩阵，表示移动平均项的系数；et 是一个k维向量，表示当前时刻的随机误差。
二、Python实现Varma模型的步骤1. 数据准备我们需要准备时间序列数据，包括多个变量的观测值。
可以使用Pandas库读取和处理数据，将其转换为DataFrame类型。
2. 模型拟合接下来，我们使用statsmodels库中的VARMAX类拟合Varma模型。
首先要指定自回归阶数p和移动平均阶数q，并且调用fit方法拟合模型。
还需要考虑是否包含常数项C和是否使用最大似然估计方法进行参数估计。
3. 模型诊断拟合完成后，需要对模型进行诊断，检验模型的拟合效果和假设检验的显著性。
可以使用statsmodels库中的diagnostic检验函数进行自相关性、异方差性等方面的检验。
自回归滑动平均模型
可编辑ppt
4
例 3.1 考虑 MA(1) 模型Yt
Zt
1Zt
。它的相关函数满足
1
1,
k 0,
Y (k)
1 (1
2 1
),
0,
k 1, 其它.
考虑另一个 MA(1) 模型
1
Xt Zt
Zt 1
1
那么有 X (k) Y (k) 。
{ X t } 和 {Yt } 二者具有相同的协方差函数。那么 { X t } 和 {Yt } 二者谁
(i) 对于所有的t ，Yt 满足(3.4)；
(ii) EYt 0 ， varYt 2 (1 2) ；
(iii)
cov(Yt ,Yt k ) cov
jZt j ,
Zl tkl
j0
l0
2
2j k
j0
2 k (1 2) 。
因此，这个新定义的{Yt}是平稳的并且问题 1 的答案是存在
平稳 AR(1)过程{Yt}满足(3.4)。
k
Yt
iZt i
i0
Y k 1 t k1
·暂假定 1。既然{Yt}是平稳的，那么对于所有的 t ， EYt2 常量 。
特别地，命 Yt 2 EYt2 ，则我们有：当 k
时，
2 k
Yt
jZt j
j0
Y 2k 2
2
t k1
0
因此依 L2 ，Yt
。 Zj
j0
tj
可编辑ppt
10
对于这个新定义的过程Yt
j 0 jZt j ，我们有如下性质：
更可取呢？
可编辑ppt
5
为了回答这个问题，倒过头来将{Zt } 用数据来表示。对于数据集{Yt } ，残差 {Z t } 可以写为
博克斯-詹金斯预测
第一章 博克斯—詹金斯预测法第一节 概述 一 模型简介博克斯—詹金斯法，简称B －J 法或ARMA 法，是以美国统计学家Geogre E.P.Box 和英国统计学家Gwilym M.Jenkins 的名字命名的一种时间序列预测方法。
它主要试图解决以下两个问题：一是分析时间序列的随机性、平稳性和季节性；二是在对时间序列分析的基础上，选择恰当的模型进行预测。
其预测模型分为：自回归模型（简称AR 模型）、滑动平均模型（简称MA 模型）和自回归滑动平均混合模型（简称ARMA 模型）。
下面分别介绍这三种模型： 1． 自回归模型自回归模型的公式为：t p t p t t t e Y Y Y Y +Φ++Φ+Φ=--- 2211 （9－1）式（9－1）中：p 是自回归模型的阶数，原则上p 可为任意非负整数，但是在实际应用中p 的取值在1～2之间；Y t 是时间序列在t 期的观测，Y t-1是该时间序列在t -1期的观测值，类似的，Y t-p 是时间序列在t -p 期的观测值；Ф1, Ф2,…, Фp 为自回归模型的参数；e t 是误差或偏差，表示不能用模型说明的随机因素。
2． 滑动平均模型滑动平均模型的公式为：q t q t t t t e e e e Y -------=θθθ 2211 （9－2）式（9－2）中：q 是滑动平均模型的阶数，原则上q 可为任意非负整数，在实际应用中q 的取值在1～2之间；Y t 是时间序列在t 期的观测；e t 是时间序列模型在t 期的误差或偏差，e t －1是该时间序列模型在t -1期的误差或偏差，e t －2是该时间序列模型在t -2期的误差或偏差，类似地，e t －q 是时间序列模型在t -q 期的误差或偏差；Ф1, Ф2,…, Фp 滑动平均模型的参数。
3． 自回归滑动平均混合模型自回归模型与滑动平均模型的有效组合，便构成了自回归滑动平均混合模型，即：q t q t t t p t p t t t e e e e Y Y Y Y ----------+Φ++Φ+Φ=θθθ 22112211 （9－3）各参数的含义和自回归和滑动平均模型相同。
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iZt i
i0
Y k 1 t k1
·暂假定 1。既然{Yt}是平稳的，那么对于所有的 t ， EYt2 常量 。特别地，命 Yt 2 EYt2，则我们有：当 k时，
2 k
Yt
jZt j
j0
Y 2k 2
2
t k1
0
因此依 L2 ，Yt
。 Zj
j0
tj
对于这个新定义的过程Yt
j 0 jZt j ，我们有如下性质：
例 3.1 考虑 MA(1) 模型Yt
Zt
1Zt
。它的相关函数满足
1
1,
k 0,
Y (k)
1 (1
2 1
),
0,
k 1, 其它.
考虑另一个 MA(1) 模型
1
Xt Zt
Zt 1
1
那么有 X (k) Y (k) 。
{ X t } 和 {Yt } 二者具有相同的协方差函数。那么 { X t } 和 {Yt } 二者谁
第三章 自回归滑动平均模型
3.1 简介
本章引入了时间序列分析常用的几个概率模型。假定所要研究的序列已 经用前两章介绍的方法剔除了趋势。粗略地说，存在三种模型：滑动平均模 型(MA)；自回归模型(AR)和自回归滑动平均模型(ARMA)。它们用来描述平稳 时间序列。此外，因一些类型的非平稳性可以用差分的手段来处理，所以 我们也研究自回归融合滑动平均模型(ARIMAs)这种类型。
(i) {Yt}是平稳的； (ii) 对所有的 t ，{Yt}满足 (B)Yt Zt 。
3.3.1 因果和平稳二象性
在不同的著作中，关于 AR(一般地，ARMA)模型的平稳性和因果性的 概念似乎存在着混淆。本节我们来澄清这种模棱两可的情况。
主要问题：AR(p)总是存在的吗？
为了回答这个问题，考虑简单的 AR(1)情形：
Yt Yt 1 Zt , Zt WN(0, 2 )
迭代这个方程，有Yt Zt Zt 1
。 Y k 1 t k1
(3.4)
问题 1. 我们可以找到满足方程(3.4)的平稳过程吗？
首先，假如这样的过程 {Yt } 的确存在，它会是怎样的呢？
·既然 {Yt } 满足方程(3.4)，它必须有如下形式：
k
Yt
(B)Zt ，那么
3.3 自回归模型
另一类常用的模型是自回归(AR)模型。AR 模型之所以有吸引力是因为它
很类似于传统的回归模型。当我们用时间序列的过去(滞后)值代替经典回归
模型中的预测子后，我们就得到了一个 AR 模型。因此我们有理由料想为经典
回归导出的大部分统计结果可以不做什么修改就推广到 AR 情形。情况确实
(i) 对于所有的t ，Yt 满足(3.4)；
(ii) EYt 0 ， varYt 2 (1 2) ；
(iii)
cov(Yt ,Yt k ) cov
jZt j ,
Zl tkl
j0
l0
2
2j k
j0
2 k (1 2) 。
因此，这个新定义的{Yt}是平稳的并且问题 1 的答案是存在
平稳 AR(1)过程{Yt}满足(3.4)。
(B) 1 1B
qBq 而 BZt Zt 1。{Yt}可逆的条件由如下定理给出。
定理 3.1 如果方程 (B) 0 的根全部位于单位圆之外，那么 MA(q) 模
型 {Yt } 是可逆的。 证明： MA(1) 情形说明了证明思路。
注释：假如一个常数均值 加入到方程中，使的Yt EYt ，但是，自协方差函数保持不变。
更可取呢？
为了回答这个问题，倒过头来将{Zt } 用数据来表示。对于数据集{Yt } ，残差 {Z t } 可以写为
Zt Yt 1Zt 1 Yt 1(Yt 1 1Zt 2 )
Yt
1Yt 1
Y2
1 t2
(3.2)
对于数据集 { X t } ，残差{Z t } 可以写为
1
Zt Xt
Zt 1
1
1
1
Xt
Xt 1
2
i i k,
i0
k q, k q.
证明： cov(Yt ,Yt k ) E(YtYt k )
E(Zt
q Zt q )(Zt k
qZt k q )
观察公式
qk
2
i i k,
i0
其中, 0 1.
qk
q
ii k
2 i
,
k q, k 0,
(k) i 0
i0
1,
k 0,
0,
其它.
知，对于 MA(q) 模型，其 ACF 在 q 次滞后以后变为零。它显然是一个平稳模型。
问题 2. 对于假设 1，情况又怎样呢？
这个假设是无关紧要的，因为一当我们建立了{Yt } 的正确形式，它就不
需要了。虽然当 1时，过程{Yt}不再收敛，我们仍可以重写(3.4)如下。
既然Yt 1
Yt
Zt
，方程两边同时除以
1
，我们有
如此并且正因为这个原因，AR 模型已经成为最常用的线性时间序列模型之一.
形式上，AR(p)模型{Yt}可以写为 (B)Yt Zt ，这里 (B) (1 1B
pBp) ，
BYt Yt 1 。于是，Yt 1Yt 1
pYt p Zt 。正式地，我们有如下定义。
定义 3.1 称{Yt}为 AR(p)过程，如果
3.2 滑动平均模型
设{Zt}是具有均值为零方差为 2 的独立同分布的随机变量序列并用 Zt i.i.d.(0, 2 ) 表示之。假如我们只要求{Zt}是不相关的而不必是独立的， 则{Zt}有时被称为白噪音序列并用 Zt WN(0, 2) 表示之。从直观上说，这 意味着序列{Zt}是随机而且没有系统结构的。 在本书的通篇，我们都用 {Zt}表示宽意义上的白噪音序列，这就是说， Zt WN(0, 2 ) 或者意味着 Zt i.i.d.(0, 2 ) 或者意味着{Zt}是具有均值为零方差为 2 的不相关的随机变 量序列。用 {Z t } 做成一个加权平均，我们就完成了如下的滑动平均(MA)时 间序列模型：
2 Xt 2
1
1
(3.3)
如果 1
1，方程(3.2)收敛而方程(3.3)发散。当我们想去解释残差{Z t } 时
，处理一个收敛的表达式当然是更合意的。因此方程(3.2)更可取。在这种
情形下， MA(1) 模型{Yt}被称为是可逆的。
一般地，设{Yt}是一个 MA(q) 模型，由Yt (B)Zt 给出，这里
Yt Zt 1Zt 1
qZt q , Zt WN(0, 2 )
此模型称为 q 阶滑动平均模型并记为 MA(q) 。
(3.1)
命题 3.1 设{Yt}是(3.1)式给出的 MA(q) 模型。那么
(i)
EYt
0 ； (ii) varYt
(1
2 1
2 q
)
2；
(iii)
cov(Yt ,Yt k )
0,
qk