时间序列分析模型实例
eviews残差分析
Eviews时间序列分析实例时间序列是市场预测中经常涉及的一类数据形式，本书第七章对它进行了比较详细的介绍。
通过第七章的学习，读者了解了什么是时间序列，并接触到有关时间序列分析方法的原理和一些分析实例。
本节的主要内容是说明如何使用Eviews软件进行分析。
一、指数平滑法实例所谓指数平滑实际就是对历史数据的加权平均。
它可以用于任何一种没有明显函数规律，但确实存在某种前后关联的时间序列的短期预测。
由于其他很多分析方法都不具有这种特点，指数平滑法在时间序列预测中仍然占据着相当重要的位置。
（－）一次指数平滑一次指数平滑又称单指数平滑。
它最突出的优点是方法非常简单，甚至只要样本末期的平滑值，就可以得到预测结果。
一次指数平滑的特点是：能够跟踪数据变化。
这一特点所有指数都具有。
预测过程中添加最新的样本数据后，新数据应取代老数据的地位，老数据会逐渐居于次要的地位，直至被淘汰。
这样，预测值总是反映最新的数据结构。
一次指数平滑有局限性。
第一，预测值不能反映趋势变动、季节波动等有规律的变动；第二，这种方法多适用于短期预测，而不适合作中长期的预测；第三，由于预测值是历史数据的均值，因此与实际序列的变化相比有滞后现象。
指数平滑预测是否理想，很大程度上取决于平滑系数。
Eviews提供两种确定指数平滑系数的方法：自动给定和人工确定。
选择自动给定，系统将按照预测误差平方和最小原则自动确定系数。
如果系数接近1，说明该序列近似纯随机序列，这时最新的观测值就是最理想的预测值。
出于预测的考虑，有时系统给定的系数不是很理想，用户需要自己指定平滑系数值。
平滑系数取什么值比较合适呢？一般来说，如果序列变化比较平缓，平滑系数值应该比较小，比如小于0.l；如果序列变化比较剧烈，平滑系数值可以取得大一些，如0.3～0.5。
若平滑系数值大于0.5才能跟上序列的变化，表明序列有很强的趋势，不能采用一次指数平滑进行预测。
〔例1〕某企业食盐销售量预测。
现在拥有最近连续30个月份的历史资料（见表l），试预测下一月份销售量。
时间序列分析(3)
二、传递函数模型
• (2) 1阶过程的互相关函数 • 由Ezt=Eεt=0，有Eyt=0，使用Yule-Walker方程，得： γyz(0)=Eytzt=E[cd(zt-d+a1zt-d-1+…)zt+ztεt/(1-a1L)]=0 γyz(1)=Eytzt-1=E[cd(zt-d+a1zt-d-1+…)zt-1+zt-1εt/(1-a1L)]=0 ……… γyz(d)=Eytzt-d =E[cd(zt-d+a1zt-d-1+…)zt-d+zt-dεt/(1-a1L)]=cdσz2 γyz(d+1)=Eytzt-d-1 =E[cd(zt-d+a1zt-d-1+…)zt-d-1+zt-d-1εt/(1-a1L)]=cda1σz2 γyz(d+2)=Eytzt-d-2 =E[cd(zt-d+a1zt-d-1+…)zt-d-2+zt-d-2εt/(1-a1L)]=cda12σz2
一、干预分析
• (1) 一个简单的干预分析模型 • 将Enders等的劫机事件干预分析模型变换，得： (1-a1L)yt=a0+c0zt+εt 即： yt=a0/(1-a1)+c0Σa1izt-i+Σa1iεt , |a1|<1. 由此可进行脉冲响应分析： yt/zt=c0 yt+1/zt+1+yt+1/zt=c0+c0a1=c0(1+a1) yt+2/zt+2+yt+2/zt+1+yt+2/zt=c0(1+a1+a12) yt+j/zt+j+yt+j/zt+j-1+…+yt+j/zt=c0(1+a1+a12+…a1j)
多元时间序列模型实例
多元时间序列模型实例1. 引言1.1 背景介绍多元时间序列模型是现代经济学中重要的分析工具，它能够有效地捕捉多个经济变量之间的互动关系和动态演变规律。
在实际应用中，多元时间序列模型被广泛运用于宏观经济预测、货币政策制定、金融风险管理等领域。
随着经济全球化和金融市场的不断发展，经济变量之间的关联性不断增强，传统的单变量时间序列模型已无法满足复杂的分析需求。
多元时间序列模型的研究和应用变得尤为重要。
本文将重点讨论VAR模型和VECM模型两种典型的多元时间序列模型，分析它们的原理、优缺点以及应用范围。
通过实例分析，我们将探讨这两种模型在实际经济数据中的应用效果和结果。
并对研究过程中的局限性进行分析，为未来研究提出展望。
通过深入探讨和研究多元时间序列模型，我们可以更好地理解经济变量之间的内在联系，为经济政策制定和风险管理提供更为准确和可靠的参考依据。
1.2 研究意义多元时间序列模型在经济学、金融学、环境科学等领域具有重要的应用价值。
通过对多元时间序列数据的建模分析，可以帮助研究者更好地理解变量之间的关系和内在规律，预测未来的发展走势，制定有效的政策和决策，促进经济社会的可持续发展。
多元时间序列模型可以用来分析经济系统中不同变量之间的相互影响和作用机制。
通过构建VAR模型和VECM模型，可以揭示变量之间的联动关系，帮助研究者更好地理解经济系统内部的运行机制，从而为制定政策提供科学依据。
多元时间序列模型还可以用来预测未来的发展趋势。
基于对历史数据的建模分析，可以得出一定的预测结果，为政府、企业和个人提供决策参考，减少不确定性因素的影响，提高决策的准确性和效益。
多元时间序列模型的研究具有重要的实践意义和理论意义，对于推动经济社会的发展和提高决策的科学性都具有重要的意义。
本文将通过实例分析，探讨多元时间序列模型在实际中的应用效果和局限性，为相关研究提供参考和借鉴。
1.3 研究对象研究对象是指在本研究中所关注和研究的主体或对象。
时间序列分析课件-07-ARIMA模型、疏系数模型、季节模型
xt 0 1t at
• 考察一阶差分后序列和二阶差分序列 的平稳性与方差
比较
• 一阶差分
– 平稳
xt xt xt1
1 at at1 – 方差小
• 二阶差分（过差分）
– 平稳
2 xt xt xt1 at 2at1 at2
– 方差大
Var(xt ) Var(at at1)
• 参数估计
(1 0.44746 B 0.28132 B4 )(1 B)(1 B4 )xt t
模型检验
残差白噪声检验
参数显著性检验
延迟 阶数
2统 计量
P值
待估 t 统
参数 计量
P值
6
2.09 0.7191 1
12 10.99 0.3584 4
5.48 <0.0001 -3.41 <0.0001
2 2
Var(2xt ) Var(at 2at1 at2 )
6 2
ARIMA模型
• ARIMA模型结构 • ARIMA模型性质 • ARIMA模型建模 • ARIMA模型预测 • 疏系数模型 • 季节模型
ARIMA模型结构
• 使用场合
– 差分平稳序列拟合
• 模型结构
( B) d
E( t )
Tt 0 1 xtm l xtlm
• 简单/复杂季节模型 • X-11 • etc
• AR • MA • ARMA • WN • etc
3.考虑残差
获 得 观 察 值 序
Y
Y
平稳性 检验
白噪声 检验
分 析
结
N
束 N
列
差分 运算
拟合
ARMA 模型
金融时间序列分析-ARIMA模型建模实验报告
（1）判断原序列平稳性观察时序图，该序列在不同的阶段有不同的均值，表现出一定的周期性，初步判断不平稳。
继续观察自相关图，由图可以清晰看到，序列自相关函数下降趋势缓慢，没有快速衰减至0，判断其不平稳。
该序列三种模型的分别为0.9104、0.6981、0.4589，均大于0.05，不能拒绝有单位根的原假设，因此是非平稳序列。
需要进行处理后再进行建模。
（2）差分序列平稳性检验对原序列进行一次差分，再对其进行平稳性检验。
观察其时序图，该序列的时序图都表现出围绕其水平均值不断波动的过程，没有明显的趋势或周期性，粗略估计是平稳时间序列。
再观察其自相关函数图。
自相关系数快速衰减到0，在虚线范围内波动，没有明显的波动、发散，判断为平稳序列。
模型3与模型2的伴随概率为0，拒绝有单位根的原假设，说明序列是平稳的。
但模型3的时间趋势项的伴随概率为0.1789，常数项的伴随概率0.3504，在显著性水平0.05情况下不显著，故不选用。
而模型2的常数项的伴随概率为0.6608，也不显著，不选用。
因此模型1是最合适的模型，不含有常数项和时间趋势项。
（3）模型的参数估计及模型的诊断检验观察自相关图最后两列可以看到，Q检验的伴随概率均小于0.05，拒绝没有自相关性的原假设，因此该序列不是白噪声序列，没有把信息都提取出来。
接下来将尝试使用AR（１）、AR（２）、AR（3）、MA（１）、ARMA（1，1）、ARMA（2，1）模型进行拟合。
（1）AR（1）：该模型各项显著，故对其进行残差项白噪声检验，观察Q检验及其伴随概率，在显著性水平为0.05时，拒绝没有自相关性的原假设，不是白噪声序列，不选用。
（2）AR（2）：。
该模型各项显著，故对其进行残差项白噪声检验，观察Q检验及其伴随概率，在显著性水平为0.05时，接受没有自相关性的原假设，是白噪声序列，可以选用。
（3）AR（3）：该模型各项不显著，不选用。
（4）MA（1）：该模型各项显著，故对其进行残差项白噪声检验，观察Q检验及其伴随概率，在显著性水平为0.05时，接受没有自相关性的原假设，是白噪声序列，可以选用。
用R语言实现奶牛月产奶量的时间序列分析
⽤R语⾔实现奶⽜⽉产奶量的时间序列分析奶⽜⽉产奶量的时间序列分析本⽂应⽤R软件对奶⽜⽉产奶量建⽴时间序列模型并进⾏预测。
⽂章主要从以下⼏个⽅⾯进⾏：1.描述性统计2.模型识别3.参数估计4.模型诊断5.预测6.其他建模⽅法及效果对⽐7.结论最终通过多⽅⾯对⽐，我们选择了ARIMA(0,1,1)×(0,1,1)12模型⽤于以后数据的预测。
⼀、描述性统计1.1数据的选取本⽂引⽤的是Data Market中的时间序列数据“Monthly milk production: pounds per cow. Jan 62 –Dec 75”，包括从1962年1⽉到1975年12⽉共168个⽉度数据，单位为pounds/month。
数据如下：从中我们将62-74年,共156条数据作为训练集，75年的12个⽉数据作为测试集，⽤于最后评价模型预测效果的参考。
1.2数据的描述性统计变量统计表1-1数据类型最⼩值下四分数中位数均值上四分数最⼤值数值型数据553.0 677.8 761.0 754.7 824.5 969.0时间序列的分布图和时间序列的分解如下：时间序列分解图1-1由图可以看出，时间序列含有明显的季节性和上升趋势，且没有波动集群现象，可以考虑季节模型，最常⽤的是ARIMA模型。
1.3乘法季节模型乘法季节模型是随机季节模型与 ARIMA 模型的结合。
统计学上纯 RIMA （p，d， q ）模型记作：ΦΘ。
其中 t 代表时间，Xt 表⽰响应序列，B是后移算⼦， R=1-B，p、 d、 q 分别表⽰⾃回归阶数、差分阶数和移动平均阶数；Φ(B)表⽰⾃回归算⼦；Θ(B)表⽰滑动平均算⼦。
⼀个阶数为（P，d， q ）×（P， D， Q ） s 的乘积季节模型可表为：ΦΘ代表独⽴⼲扰项或随机误差项， s 的值是⼀个季节循环中观测的个数，atΦ表⽰同⼀周期内不同周期点的相关关系，则描述了不同周期中对应时点上的相关关系，⼆者结合起来便同时刻画了 2 个因数的作⽤。
时间序列模型案例分析
时间序列模型案例分析时间序列模型案例分析: 新冠疫情趋势预测背景:新冠疫情自2020年开始全球流行，给世界各国的医疗体系和经济造成了巨大冲击。
为了有效应对疫情，政府和医疗机构需要准确预测疫情未来的趋势，并做出相应的决策和应对措施。
数据:本案例使用了每天的新增确诊病例数作为时间序列数据。
数据包括了从疫情开始到某一时间点的每天新增病例数，以及历史病例数、疫情防控政策等其他相关因素。
目标:利用时间序列模型预测未来疫情的趋势，帮助政府和医疗机构制定合理的防控策略。
方法:我们采用了ARIMA模型（自回归移动平均模型）进行疫情趋势预测。
ARIMA模型是一种广泛应用于时间序列分析的经典模型，可对时间序列数据进行模拟和预测。
步骤:1. 数据预处理: 首先，我们进行了数据清洗和转换，确保数据的准确性和一致性。
我们还对数据进行了平稳性检验，如果数据不平稳，则需要进行差分操作。
2. 模型选择: 然后，我们选择了合适的ARIMA模型。
模型选择的关键是要找到合适的参数p、d和q，它们分别代表了自回归阶数、差分阶数和移动平均阶数。
3. 参数估计和模型拟合: 我们使用最大似然估计方法来估计模型的参数，并对模型进行拟合。
拟合后，我们对模型进行残差分析，以检验模型的拟合效果。
4. 模型评估和预测: 接下来，我们使用已有的数据来评估模型的预测效果。
我们将模型的预测结果与实际数据进行比较，并计算误差指标，如均方根误差（RMSE）和平均绝对误差（MAE）。
最后，我们使用拟合好的模型来进行未来疫情的趋势预测。
结果与讨论:经过模型拟合和评估，我们得到了一个较为准确的ARIMA模型来预测未来疫情的趋势。
根据模型的预测结果，政府和医疗机构可以制定对应的防控策略，以应对疫情的发展。
结论:时间序列模型在新冠疫情趋势预测中发挥了重要作用。
通过对历史疫情数据的分析和建模，我们可以预测未来疫情的走势，并相应地采取措施。
然而，需要注意的是，时间序列模型是一种基于过去数据的预测方法，其预测精度可能受到多种因素的影响。
时间序列分析实验报告
引言概述：
时间序列分析是一种用于研究时间数据的统计方法，主要关注数据随时间的变化趋势、季节性和周期性等特征。
时间序列分析应用广泛，可以用于金融预测、经济分析、气象预测等领域。
本实验报告旨在介绍时间序列分析的基本概念和方法，并通过实例分析来展示其应用。
正文内容：
1.时间序列分析基本概念
1.1时间序列的定义
1.2时间序列的模式
1.3时间序列分析的目的
2.时间序列分析方法
2.1随机游走模型
2.2移动平均模型
2.3自回归移动平均模型
2.4季节性模型
2.5ARCH和GARCH模型
3.时间序列数据预处理
3.1数据平稳性检验
3.2数据平滑
3.3缺失值填补
3.4离群值检测
3.5数据变换
4.时间序列模型建立与评估
4.1模型的选择
4.2参数估计
4.3拟合优度检验
4.4模型诊断
4.5预测准确性评估
5.实例分析：某公司销售数据时间序列分析
5.1数据收集与预处理
5.2模型建立与评估
5.3预测分析与结果解释
5.4预测精度评估
5.5结果讨论与进一步改进方向
总结：
时间序列分析是一种重要的统计方法，可用于预测和分析时间相关的数据。
本报告介绍了时间序列分析的基本概念和方法，并通
过实例分析展示了其应用过程。
通过时间序列分析，可以更好地理解数据的趋势和周期性，并进行准确的预测。
时间序列分析也面临着多样的挑战，如数据质量问题和模型选择困难等。
因此，在实际应用中，需要综合考虑多种因素，灵活运用合适的方法和技巧，以提高预测准确性和分析可靠性。
时间序列建模案例VAR模型分析报告与协整检验
传统的经济计量方法是以经济理论为基础来描述变量关系的模型。
但是，经济理论通常并不足以对变量之间的动态联系提供一个严密的说明，而且内生变量既可以出现在方程的左端又可以出现在方程的右端使得估计和推断变得更加复杂。
为了解决这些问题而出现了一种用非结构性方法来建立各个变量之间关系的模型。
本章所要介绍的向量自回归模型(vector autoregression ，VAR)和向量误差修正模型(vector error correction model ，VEC)就是非结构化的多方程模型。
向量自回归(VAR)是基于数据的统计性质建立模型，VAR 模型把系统中每一个内生变量作为系统中所有内生变量的滞后值的函数来构造模型，从而将单变量自回归模型推广到由多元时间序列变量组成的“向量”自回归模型。
VAR 模型是处理多个相关经济指标的分析与预测最容易操作的模型之一，并且在一定的条件下，多元MA 和ARMA 模型也可转化成VAR 模型，因此近年来VAR 模型受到越来越多的经济工作者的重视。
VAR(p ) 模型的数学表达式是t=1,2,…..,T其中：yt 是 k 维内生变量列向量，xt 是d 维外生变量列向量，p 是滞后阶数，T 是样本个数。
k ⨯k 维矩阵Φ1，…， Φp 和k ⨯d 维矩阵H 是待估计的系数矩阵。
εt 是 k 维扰动列向量，它们相互之间可以同期相关，但不与自己的滞后值相关且不与等式右边的变量相关，假设 ∑ 是εt 的协方差矩阵，是一个(k ⨯k )的正定矩阵。
11t t p t p t t --=+⋅⋅⋅+++y Φy Φy Hx ε注意，由于任何序列相关都可以通过增加更多的yt 的滞后而被消除，所以扰动项序列不相关的假设并不要求非常严格。
以1952一1991年对数的中国进、出口贸易总额序列为例介绍VAR 模型分析，其中包括;① VAR模型估计;②VAR模型滞后期的选择;③VAR模型平隐性检验;④VAR模型预侧;⑤协整性检验VAR模型佑计数据Lni(进口贸易总额), ,Lne的时间序列见图。
时间序列
σ x (t) =
D x (t )
自协方差函数和自相关函数：任意两个截口 之间的相关性（即两个随机变量之间的相关 性）
K x (t1 , t 2 ) = E[( x(t1 ) − m x (t1 )( x(t 2 ) − m x (t 2 )] 当t 1 = t 2 = t 时 K x (t , t ) = D x (t )
表示一个时间序列：y1， y2，……， yn。 一个时间序列包含各种频率的波动； 粗红线表示长期变化趋势。
2.1 滤波法
概念：设计一个低通滤波器（实际就是一个计算公式） ，滤掉高 频部分，只保留低频部分的长期变化趋势。 滤波器一般形式：
yt =
j =− k
∑ω
k
j
yt + j
其中 yt+j 为原时间序列，y t 称之为滤波后得到的时间序列。 j 为 ω 权重函数，又叫脉冲响应函数，反映了输入信息对 y t 的影响。 权重函数一般是对称的，长度为（2k+1） 。为使得滤波器不失真， 要求：
如果要计算3个二项系数，则n = 3 - 1 = 2。
此时的权重系数分别为 1/4、2/4、1/4.
9点二项式权重系数
实例：北京夏季气温简单3点滑动平均与1-21加权滑动（二次曲线）对比
年份 7月均温 移动平均 (1/3,1/3,1/3) 二次曲线 (1/4,2/4,1/4)
29
7月 温 度 均 （ ）
此时滤波器的频率响应函数为：
sin( πfm ) H( f ) = πfm
m = 2k + 1
当 T＝1/f 为 m，m/2，m/3，m/4 等周期振动时，H(f)＝0， 完全被过虑掉了。 当 T＝2m，3m 等周期振动时，H(f)≠0，但强度被消弱。 当 T → ∞ 时， H ( f ) → 1，长期变化被保留下来 。
时间序列分析自回归模型详解
j)
齐次线性差分方程的通解
定理1.1 设A(z)是k个互不相同的零点 z1, z2 , zk 其中z j
是r(j)重零点。则
{z
t j
tl
},
l
0,1, 2,
r( j) 1, j 1,2,
k
是（1.2）的p个解，而且（1.2)的任何解都可以写成
这p个解的线性组合
k r ( j)1
（1.7）
Xt
60
80
100
120
AR( p) 模型 定义2.1（ AR( p) 模型） 如果{t} 是白噪声WN(0， 2 ),实数
a1, a2, ap , ap 0 使得多项式A(z)的零点都在单位圆外 p A(z) 1 aj z j 0, z 1 则称P阶差分方程 j 1
p
Xt a j Xt j t ,t Z j 1
是一个p阶自回归模型，简称为 AR( p) 模型
满足 AR( p) 模型(2.5)的平稳时间序列称为（2.5）的平稳解或 AR( p) 序列
称 a (a1,a2, ap )T 为 AR( p) 模型的自回归系数。
称条件（2.4）是稳定性条件或最小相位条件。 A（z）称为模型（2.5）的特征多项式。
X t [a1X t1 a2 X t2 ap X t p ] 0,t Z
为p阶齐次常系数线性差分方程，简称齐次差分方程。 满足上式方程的实数列称为它的解， 满足上式的实值（或复值）时间序列也成为它的解。
上式的解可以由p个初值逐次递推得到
Xt [a1X t1 a2 X t2 ap X t p ],t p
U
l
,
jt
'
z
t j
,
时间序列模型bic准则__概述说明以及解释
时间序列模型bic准则概述说明以及解释1. 引言1.1 概述时间序列模型是一种经典的数学统计方法，用于分析和预测随时间变化的数据。
在时间序列模型中，BIC准则（Bayesian Information Criterion）是一种常用的模型选择准则，用于从多个候选模型中选择最优模型。
本文将对BIC准则进行概述、说明和解释，并探讨其在时间序列分析中的应用与实例分析。
同时，本文还将评估BIC准则的优缺点，并提出结论和研究展望。
1.2 文章结构本文包括以下几个部分：引言、时间序列模型BIC准则的概述、BIC准则的说明、BIC准则的解释、应用与实例分析、优缺点评估以及结论与展望。
通过这样的结构安排，读者能够全面深入地了解BIC准则及其在时间序列模型中的作用。
1.3 目的本文旨在介绍时间序列模型中广泛应用且极具实际意义的BIC准则。
通过对BIC 准则进行概述、说明和解释，读者能够了解其原理和应用场景，在实践中正确运用该准则进行时间序列模型选择和预测分析。
此外，通过实例分析和优缺点评估，我们可以更全面地认识到BIC准则的优势与局限，并提出进一步研究的方向。
以上是《时间序列模型BIC准则概述说明以及解释》这篇文章“1. 引言”部分的内容。
2. 时间序列模型bic准则2.1 BIC准则概述BIC（Bayesian Information Criterion）准则是一种常用的模型选择准则，广泛应用于时间序列分析中。
它是由斯瓦齐蒂基于贝叶斯统计学思想提出的，旨在衡量模型的拟合能力和复杂度之间的平衡。
2.2 BIC准则说明BIC准则通过对模型的极大似然函数值进行修正，考虑了样本量和模型参数个数的影响，以及对复杂模型的惩罚项。
其定义如下：BIC = -2ln(L) + k * ln(n)其中，L表示模型的极大似然函数值，k为自由参数的个数，n为样本量。
BIC 准则越小代表模型越好。
通过引入惩罚项k * ln(n)，BIC准则在选择合适模型时不仅考虑了拟合优度，还考虑了模型中参数个数与样本量之间的平衡关系。
时间序列分析模型
时间序列分析模型时间序列分析模型是一种通过对时间序列数据进行建模和分析的方法，旨在揭示数据中的趋势、季节性、周期和不规则波动等特征，并进行预测和决策。
时间序列分析模型在经济、金融、市场、气象、医学等领域都有广泛的应用。
本文将介绍几种常见的时间序列分析模型。
1. 移动平均模型（MA）移动平均模型是时间序列分析中最简单的模型之一。
它基于一个基本假设，即观察到的时间序列数据是对随机误差的线性组合。
该模型表示为：y_t = c + e_t + θ₁e_(t-1) + θ₂e_(t-2) + … + θ_qe_(t-q)其中，y_t 是观察到的数据，c 是常数，e_t 是随机误差，θ₁，θ₂，…，θ_q 是移动平均项的参数，q 是移动平均项的阶数。
2. 自回归模型（AR）自回归模型是基于一个基本假设，即观察到的时间序列数据是过去若干时间点的线性组合。
自回归模型表示为：y_t = c + ϕ₁y_(t-1) + ϕ₂y_(t-2) + … + ϕ_p y_(t-p) + e_t其中，y_t 是观察到的数据，c 是常数，e_t 是随机误差，ϕ₁，ϕ₂，…，ϕ_p 是自回归项的参数，p 是自回归项的阶数。
3. 自回归移动平均模型（ARMA）自回归移动平均模型将自回归模型和移动平均模型结合在一起，用于处理同时具有自相关和移动平均性质的时间序列数据。
自回归移动平均模型表示为：y_t = c + ϕ₁y_(t-1) + ϕ₂y_(t-2) + … + ϕ_p y_(t-p) + e_t +θ₁e_(t-1) + θ₂e_(t-2) + … + θ_qe_(t-q)其中，y_t 是观察到的数据，c 是常数，e_t 是随机误差，ϕ₁，ϕ₂，…，ϕ_p 是自回归项的参数，θ₁，θ₂，…，θ_q 是移动平均项的参数，p 是自回归项的阶数，q 是移动平均项的阶数。
4. 季节性自回归移动平均模型（SARIMA）季节性自回归移动平均模型是自回归移动平均模型的扩展，用于处理具有季节性和趋势变化的时间序列数据。
时间序列分析方法
• 如果样本容量有限;或者样本点之间的联系紧密;去掉某 个样本点会影响模型的估计质量;则要采取特定的技术 将遗失数据补上
准确性
• 准确性有两方面含义：
– 所得到的数据必须准确反映它所描述的经济因素的 状态;即统计数据或调查数据本身是准确的；
– 必须是模型研究中所准确需要的;即满足模型对变量 口径的要求；
– 在生产函数模型中;作为解释变量的资本 劳动等必须是投入到生产过 程中的 对产出量起作用的那部分生产要素;以劳动为例;应该是投入到 生产过程中的 对产出量起作用的那部分劳动者 于是;在收集样本数据 时;就应该收集生产性职工人数;而不能以全体职工人数作为样本数据; 尽管全体职工人数在统计上是很准确的;但其中有相当一部分与生产 过程无关;不是模型所需要的
• 计算方法：不同类型的时间数列有不同的计算方法
总量数列的序时平均数
时期数列——简单算术平均法
• 计算公式：
yy1y2 ynyt
n
n
• 计算结果表示：某段时间内平均每期的水平
– 例： 根据某年各月商品销售收入数据;计算该年的月平均销售收入
时点数列的序时平均数
• 连续时点数列已知每天数据;视为连续时点数列 – 简单算术平均法
4; 5; 6; 7; …… ;n 采样时;得到时间序列：
y1; y2; y3 ; y4 ; y5 ; y6 ; …… ; yn
定义
• 时间数列——又称为动态数列
– 把反映某一现象发展变化的一系列指标数值 按时间先后顺序排列起来所形成的数列
时间序列分析模型汇总
平滑法
平滑法是进行趋势分析和预测时常用的一 种方法。它是利用修匀技术，削弱短期随 机波动对序列的影响，使序列平滑化，从 而显示出长期趋势变化的规律
• 简单平均数法 :也称算术平均法。即把若干历史 时期的统计数值作为观察值，求出算术平均数作 为下期预测值。这种方法基于下列假设：“过去 这样，今后也将这样”，把近期和远期数据等同 化和平均化，因此只能适用于事物变化不大的趋 势预测。如果事物呈现某种上升或下降的趋势， 就不宜采用此法。 • 加权平均数法: 就是把各个时期的历史数据按近 期和远期影响程度进行加权，求出平均值，作为 下期预测值。
例如，取线性方程、一期滞后以及白噪声随 机扰动项（ n =n），模型将是一个1阶自回 归过程AR(1)： Yn=aYn-1+ n 这里， n特指一白噪声。
一般的p阶自回归过程AR(p)是 Yn=a1Yn-1+ a2Yn-2 + … + apYn-p + n
(*)
一般的p阶自回归过程AR(p)是 Yn=a1Yn-1+ a2Yn-2 + … + apYn-p + n
三、确定性时间序列分析与随机性时间序列分 析: 时间序列依据其特征，有以下几种表现形式， 并产生与之相适应的分析方法： （1）长期趋势变化 受某种基本因素的影响，数据依时间变化时 表现为一种确定倾向，它按某种规则稳步地 增长或下降。 使用的分析方法有：移动平均法、指数平滑法、 模型拟和法等；
（2）季节性周期变化 受季节更替等因素影响，序列依一固 定周期规则性的变化，又称商业循环。 采用的方法：季节指数； （3）循环变化 周期不固定的波动变化。
例:拟合澳大利亚政府1981——1990年 每季度的消费支出序列
统计学第8章 时间序列分析
a n 1
a0
（二）增长速度（增减速度）
增长速度=
增减量 基期水平
报告期水平 基期水平 基期水平
报告期水平 基期水平 1
发展速度1
环比增长速度= an an1 an 1
an1
an1
=环比发展速度 - 100%
定基增长速度= an a0 an 1
a0
a0
=定基发展速度 - 100%
例题：
时间序列的构成要素与模型
（构成要素与测定方法）
时间序列的构成要素
长期趋势
季节变动
循环波动 不规则波动
线性趋势 非线性趋势
按月(季)平均法
移动平均法
二次曲线 指数曲线
趋势剔出法
半数平均法
修正指数曲线
最小平方法
Gompertz曲线 Logistic曲线
剩余法
线性趋势
一、移动平均法
(Moving Average Method)
移动平均法(趋势图)
200
汽 150
车
产 100
量
（万辆）50
产量 五项移动平均趋势值 五项移动中位数
0
1981
1985
1989
1993
1997
（年份）
图11-1 汽车产量移动平均趋势图
移动平均法特点
1、对原数列有修匀作用，移动项数越大，修匀 作用越强。
2、移动平均时，项数为奇数时，只需一次移动 平均，其平均值作为移动平均项中间一期； 当为偶数时，需再进行一次相邻两平均值的 移动平均。
年份
销售额 逐 期 增 减 量 环比发展速度 定基增长速
（万元） （万元）
（%）
度（%）
- 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、"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、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)。
（2）平稳性
若时间序列 X t 满足
k
k 1, j k j
j 1
k 1
1 k 1, j j
j 1
k 1 k 2,3,
k 其中 k 是滞后 期的自相关系数，
kj k1, j kkk1,k j , j 1, 2, , k 1
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 X t ：
如果时间序列 X t 是它的当期和前期的随机误差项以及 前期值的线性函数，即可表示为
Xt 1Xt1 2 Xt2 p Xt p ut 1ut1 2ut2 qutq【5】
季度资料的时间序列，季节周期为4个季.
1 时间序列分析模型【ARMA模型 】简介
判断时间序列季节性的标准为： 月度数据，考察 k 12, 24,36, 时的自相关系数是否
与0有显著差异； 季度数据，考察k 4,8,12, 时的自相关 系数是否与0有显著差异。 若自相关系数与0无显著不同， 说明各年中同一月（季）不相关，序列不存在季节性，否则 存在季节性.
随机性时间序列模型是以时间序列的平稳性为基础建立的
随机性时间序列模型的特点
利用时间序列中的自相关关系进行分析和建摸
时间序列的自相关关系是指时间序列在不同时期观测值之 间的相关关系
许多因素产生的影响不是瞬间的，而是持续几个时期或更 长时间，因此时间序列在不同时期的值往往存在较强的相 关关系
【6】
注4：ARMA过程的平稳条件是滞后多项式 (B) 的根均在单位圆外
可逆条件是滞后多项式 (B) 的根都在单位圆外
1 时间序列分析模型【ARMA模型 】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 Xt , Xt1, Xt2, , Xtk 之间的简单
建摸过程是一个反复实验的过程
借助自相关函数值和偏自相关函数值确定模型的类型
借助诊断性检验判断模型的实用性
时间序列最佳模型的确定
出发点：模型总类 选择暂时试用的模型
估计模型中的参数 诊断检验：模型是否适用
运用模型分析和预测
模型分类
总类模型 移动平均模型 MA(q) (Moving Average) 自回归模型 AR(p) (Autoregression) 混合自回归移动平均模型 ARMA (p，q） 差分自回归-移动平均模型 ARIMA (p，d，q）
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 注1： 是样本量， k 为滞后期， X 代表样本数据的算术平均值
注2：自相关系数 k 的取值范围是 [1,1] 且 | k | 越接近1，自相关程度越高
时间序列分析模型
1 时间序列分析模型简介 一、时间序列分析模型概述 1、自回归模型 2、移动平均模型 3、自回归移动平均模型 二、随机时间序列的特性分析 三、模型的识别与建立 四、模型的预测
2 长江水质污染的发展趋势预测 【CUMCM 2005A】 一、问题分析 二、模型假设 三、模型建立
四、模型预测 五、结果分析 六、模型评价与改进
T K
—
—
（Yt Y ）（Ytk Y ）
ρ k t 1 T
—2
（Yt Y ）
t 1
样本自相关函数的性质
可以用来判断时间序列的平稳性
平稳性时间序列的样本自相关函数值随滞后期的延长很快趋 近于零
可以较好描述季节性变动或其他周期性波动的规律
如果季节变化的周期是 12 期，观测值 Yt 与 Yt+12，Yt+24， Yt+36之间存在较强自相关关系
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 时间序列分析模型【ARMA模型 】简介
1 时间序列分析模型【ARMA模型 】简介
（2）偏自相关
偏自相关是指对于时间序列 X t ，在给定 Xt1, Xt2 , , Xtk1
的条件下，X
与
t
X
t k 之间的条件相关关系。
其相关程度用
偏自相关系数 kk 度量，有 1 kk 1
1
k 1
kk
1 时间序列分析模型【ARMA模型 】简介
引入滞后算子，并令 (B) 11B 2B2 qBq 则模型【3】可简写为
X t (B)ut
【4】
注1：移动平均过程无条件平稳
注2：滞后多项式 (B) 的根都在单位圆外时，AR过程与MA过程
能相互表出，即过程可逆，
1 w1B w2B2
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；
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】
【1】式称为 p 阶自回归模型，记为AR（ p ）
2、移动平均【MA】模型 移动平均序列 Xt：
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
X t ut 1ut1 2ut2 qutq 【3】
式【3】称为 q阶移动平均模型，记为MA（ q ）
注：实参数 1,2 , ,q 为移动平均系数，是待估参数
平稳序列(stationary series)
基本上不存在趋势的序列，各观察值基本上在某个固 定的水平上波动
或虽有波动，但并不存在某种规律，而其波动可以看 成是随机的
非平稳序列 (non-stationary series)
有趋势的序列：线性的，非线性的 有趋势、季节性和周期性的复合型序列
Xt
wi
Bi
Xt
ut
i0
即为MA过程的逆转形式，也就是MA过程等价于无穷阶的AR过程
注3：【2】满足平稳条件时， AR过程等价于无穷阶的MA 过程，即
Xt 1 v1B v2B2
ut
v
j
B
j
ut
j0
1 时间序列分析模型【ARMA模型 】简介
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
Xt
均值为0，否则令
X
t
Xt
1 时间序列分析模型【ARMA模型 】简介
记 Bk 为 k 步滞后算子，即 Bk X t X tk ，则
用自相关函数和偏自相关函数衡量时间序列中的自相关关 系
时间序列的自相关关系
自相关函数 随机过程的自相关函数 样本的自相关函数
偏自相关函数 随机过程的偏自相关函数 样本的偏自相关函数
自相关函数
对于平稳随机过程，滞后期为 K 的自相关函数定义为 滞后期为 K 的自协方差与方差之比
平稳时间序列
2260
2240
2220
2200
SCORE
2180
2160 1
11 21 31 41 51 61 71 81 91
6
16 26 36 46 56 66 76 86 96
序號
非平稳时间序列
42 40
38 36
34
32 30
28
26 1
27 53 79 105 131 157 183 209 235
14 40 66 92 118 144 170 196 222 248
序號
STOCK
平稳性时间序列
由平稳随机过程产生的时间序列的性质： 概率分布函数不随时间的平移而变化，即： P（Y1，Y2，… …，Yt）=P（Y1+m，Y2+m，… …，Yt+m) 期望值、方差和自协方差是不依赖于时间的常数，即： E（Yt）=E（Yt+m） Var（Yt）= Var（Y t+m） Cov（Yt，Y t+k）= Cov（Y t+m，Y t+m+k）
t 1）对任意时间 ，其均值恒为常数； 2）对任意时间 t和 s ，其自相关系数只与时间间隔t s 有关，而与t和 s 的起始点无关。