基于空间自回归模型的中长期负荷特性分析及预测1022

基于空间自回归模型的中长期负荷特性分析及预测1022
基于空间自回归模型的中长期负荷特性分析及预测1022

基于空间自回归模型的中长期负荷特性分析及预测

摘要 - 本文利用空间自回归模型,对电力需求和国内生产总值之间的空间特征进行了分析。建立了将电力需求之间的空间特征考虑在内的预测组合模型。仿真结果显示了电力需求和国内生产总值之间有明显的空间相互依存性,并且两者之间在空间的相互依赖性很强。预测结果表明,本文中建立的预测组合模型的误差很小。另外,本文提出的组合模型因其适应性较强,是一种有效的预测方法。

关键词——电力需求;负荷预测;空间自回归模型;莫兰 一.引言

对负荷的特点和中长期负荷预测的研究对电力系统是非常重要。在电力市场中,做好特性分析与负荷预测,特别是中长期负荷,直接关系到电网的经济利益

针对时间相关性的电力需求及其影响因素的研究的方法早已提出,研究结果之间的时间相关性,旨在表明电力需求和它的因素之间的关系是非常强烈。但随着理论研究的发展,越来越多的论文指出,根据空间依赖变量的空间计量经济学的研究表明,经济和文化发展是密切相关的。电力需求和使用之间的统计年鉴数据在中国 30 个省的 GDP 之间的依赖关系。莫兰的结果我显示电力需求与国内生产总值的 30 个省市之间的空间强烈依赖关系。空间自回归模型的研究关键在于探讨是否存在变量之间的空间相关性。对空间的依赖研究引起的广泛关注,是因为其采用空间自回归计算模型是很合理的。采用空间自回归模型,灰色模型和BP 神经网络模型的建立与空间相关性的组合。

二.空间自回归模型 A.空间自回归模型

一个空间自回归模型的一般规范是规范相结合的空间自回归因变量之间的解释变量和空间自回归干扰。对于一阶过程中,该模型是由:

1y y ρωχβμ=++

2μλωε

=+ (1)

()

20,,n εσ≈N I

其中Y 是(1)N ?)对因变量的观测向量,X 的

()N K ?包含的解释变量的设

计矩阵,β参数(

)

1K ?向量,ρ标量的空间自回归参数,λ标量的空间自回归干

扰参数,和μ(1)N ?独立同分布的误差项的向量。1ω和20ω=的N- N 邻里矩阵,占的空间数据之间的空间关系.从通用模型(1)可以获得特殊的模式强加限制。

案例1:

例如,设置0χ=和20ω=产生一阶空间自回归模型如(2)所示。 2y y ρωμ

=+ (2)

()

20,,n εσ≈N I

该模型试图解释变化的线性组合作为相邻或邻近单位没有其他解释变量。 案例2: 设置

20

ω=,产生一个混合回归空间自回归模型如(3)所示。这种模式是

类似的滞后因变量时间序列模型。在这里,我们有额外的解释变量矩阵X 解释在Y 的变化,对空间的观测样本。

1y y ρβχβε

=++

()

20,,n εσ≈N I (3)

案例3:

让0ω=导致空间自相关回归模型的结果如(3)所示的干扰

y χβμ=+ 2μλωμε

=+ (4)

()

20,,n εσ≈N I

案例4:

一个相关的模型被称为空间德宾模型(5)所示,其中因变量,以及一个空间滞后的解释变量矩阵X “空间滞后”被添加到传统的最小二乘模型。

1y w y ρχβε

=++

()

20,,n εσ≈N I (5)

B.空间自回归模型参数估计

让1ρωA =I - 1 2λωB =I -模型(1)可以写成:

Y χβμμεA -=??

B =? (5)

假设ε是一个正常的干扰方面的向量,函数表现为:

()()2

2

log 2log log 2

2T

n L νν

θπσ

σ

=-

+B

+A -

(7) 从

()

Y νχβ=B A -,

1ρωI ->0

2λωI ->0

可以预计参数最大的模型(7)。 C .莫兰指数

加里和莫兰的统计数据顺序和间隔时间的数据是最著名的.这些统计数字也是一般交叉统计的特殊情况。 单变量的莫兰统计:

11

2

1

1

()()

n

n

i j

i j i i n

n

i j

i j w

y y y y I S

w

====--=

∑∑∑∑

2

1

1

1

1

(),n

n

i

i

i i S y y y y n

n

===

-=

∑∑

这是常见的做法来解释莫兰相关系数,虽然它的值是严格来说并不限于[-1,+1]区间。高正面的价值观信号在空间上发生类似的属性值(或高或低的值),因此

空间聚类。负值表示在附近地点的高与低的属性值的联合发生。一个在空间上的属性值随机分配的证据可以被视为一个接近莫兰的空间相关性的情况下的我的预期值。

三、组合模型与空间相关的负荷预测 A. 负荷预测组合模型

假设预测模型应用于一个问题,组合预测模型可以表现为:

1

1

101,2m

i i

i m

i i i y f i m ωωω==?

=???=???≥=?????∑∑ (9)

其中fi 是模型的预测值。

假定Y 是真正的值,绝对误差可以写成相结合的模式:

^

e y y

=-

(10)

如何选择是组合模型的关键,组合模型的目的是尽量减少误差的绝对值,所以它可以改变一个优化模型:

^11m in 101,2m i i i m

i i i j e y f i m

ωωω===???=???=??

≥=????∑∑ (11)

B.与空间相关性负荷预测相结合模型

图1组合模型框架

灰色模型的优势倾向于处理数据。内部模式的电力系统负荷可以采用灰色模型。自然网络可以用于解决非线性映射,可被视为一个输入的网络预测的自然因素对电力系统的负荷的影响。在本文中,负荷预测的空间相关性的组合,采用空间自回归模型,灰色模型和BP神经网络模型的建立。

组合模型图1所示。对比与传统的组合模型,空间相关性可以考虑在该组合模型采用空间自回归模型。通过使用MATLAB优化工具箱的计算。

四.示例

A.电力需求与国内生产总值之间的空间相关性分析

在中国的每一个省,经济的高速发展和空间相关性经济的合作越来越强。时间序列分析方法被用来研究从时间的角度看电力需求和经济之间的相互关系,并没有考虑空间相关性。利用统计年鉴数据和空间结构,在中国30个省采用空间自回归模型计算电力需求与国内生产总值。使用空间自回归模型计算的结果显示在表1。 R2是自变量与因变量之间的相关性复相关系数的值显示。括号中的值是显著的检验统计量。

表1估算结果

表1,P值(显示检验统计量)小于0.5,因此,回归模型和空间自回归模型的估计参数很重要的。空间自回归模型的复相关系数大于回归模型。多个相关系数的值表明,在中国30个省的国内生产总值之间的空间相关性是很紧密的。

与此同时,莫兰散点图2显示的是在电力需求和国内生产总值之间的差异。在图2中收集的数据点不仅在第一和第三象限象限显示了线是斜呈正相关关系也显示了电力需求与国内生产总值具有很强的空间。莫兰值(莫兰=0.3981)表明电力需求和国内生产总值之间的正相关关系在空间上也非常强烈。

图2 国内生产总之和莫兰功率需求散点图

B.电力需求预测研究

表2预测数据

利用空间自回归模型分析结果表明,电力需求不但影响的地区生产总值而且对邻近地区的国内生产总值也造成影响,因此采用空间自回归模型,灰色模型和BP神经网络模型的建立与空间相关性的组合。

表3预测结果

表格3显示出预测结果,模型1与这篇论文中提到的预测模型结合在一起模型2与预测模型结合在一起,并没有空间上的相关性,数据3是个错误的表格。

显而易见的是,这两个有真实数据的模型比表格3和数据3中的预测模型中的两种方法要好

在实际的过程中,数据其实也是未知的,有了我们所提到的模型,数据就能精确,这比没有空间联系的模型要好,预测结果显示我们提到的模型能够满足生产部门和管理部门的需求

结论

本文采用空间自回归模型分析了电力需求和国内生产总值之间的空间相关性。此外,采用空间自回归模型,灰色模型和BP神经网络模型,建立带有空间相关性的组合预测。

1.空间自回归模型计算结果表明电力需求和国内生产总值之间的空间相关性非常强;

2.莫兰系数和莫兰散点图明显地展示出电力需求和国内生产总值之间有着较强的相关性。

3.经实验认证,所采用的模型与实际空间相关误差较小,因此使用预测模型将是一个中长期的有效解决方案。

多元线性回归模型的案例分析

1. 表1列出了某地区家庭人均鸡肉年消费量Y 与家庭月平均收入X ,鸡肉价格P 1,猪肉价格P 2与牛肉价格P 3的相关数据。 年份 Y/千 克 X/ 元 P 1/(元/千克) P 2/(元/千克) P 3/(元/千克) 年份 Y/千克 X/元 P 1/(元/ 千克) P 2/(元/ 千克) P 3/(元/千克) 1980 2.78 397 4.22 5.07 7.83 1992 4.18 911 3.97 7.91 11.40 1981 2.99 413 3.81 5.20 7.92 1993 4.04 931 5.21 9.54 12.41 1982 2.98 439 4.03 5.40 7.92 1994 4.07 1021 4.89 9.42 12.76 1983 3.08 459 3.95 5.53 7.92 1995 4.01 1165 5.83 12.35 14.29 1984 3.12 492 3.73 5.47 7.74 1996 4.27 1349 5.79 12.99 14.36 1985 3.33 528 3.81 6.37 8.02 1997 4.41 1449 5.67 11.76 13.92 1986 3.56 560 3.93 6.98 8.04 1998 4.67 1575 6.37 13.09 16.55 1987 3.64 624 3.78 6.59 8.39 1999 5.06 1759 6.16 12.98 20.33 1988 3.67 666 3.84 6.45 8.55 2000 5.01 1994 5.89 12.80 21.96 1989 3.84 717 4.01 7.00 9.37 2001 5.17 2258 6.64 14.10 22.16 1990 4.04 768 3.86 7.32 10.61 2002 5.29 2478 7.04 16.82 23.26 1991 4.03 843 3.98 6.78 10.48 (1) 求出该地区关于家庭鸡肉消费需求的如下模型: 01213243ln ln ln ln ln Y X P P P u βββββ=+++++ (2) 请分析,鸡肉的家庭消费需求是否受猪肉及牛肉价格的影响。 先做回归分析,过程如下: 输出结果如下:

excel一元及多元线性回归实例

野外实习资料的数理统计分析 一元线性回归分析 一元回归处理的是两个变量之间的关系,即两个变量X和Y之间如果存在一定的关系,则通过观测所得数据,找出两者之间的关系式。如果两个变量的关系大致是线性的,那就是一元线性回归问题。 对两个现象X和Y进行观察或实验,得到两组数值:X1,X2,…,Xn和Y1,Y2,…,Yn,假如要找出一个函数Y=f(X),使它在 X=X1,X2, …,Xn时的数值f(X1),f(X2), …,f(Xn)与观察值Y1,Y2,…,Yn趋于接近。 在一个平面直角坐标XOY中找出(X1,Y1),(X2,Y2),…,(Xn,Yn)各点,将其各点分布状况进行察看,即可以清楚地看出其各点分布状况接近一条直线。对于这种线性关系,可以用数学公式表示: Y = a + bX 这条直线所表示的关系,叫做变量Y对X的回归直线,也叫Y对X 的回归方程。其中a为常数,b为Y对于X的回归系数。 对于任何具有线性关系的两组变量Y与X,只要求解出a与b的值,即可以写出回归方程。计算a与b值的公式为:

式中:为变量X的均值,Xi为第i个自变量的样本值,为因变量的均值,Yi为第i个因变量Y的样本值。n为样本数。 当前一般计算机的Microsoft Excel中都有现成的回归程序,只要将所获得的数据录入就可自动得到回归方程。 得到的回归方程是否有意义,其相关的程度有多大,可以根据相关系数的大小来决定。通常用r来表示两个变量X和Y之间的直线相关程度,r为X和Y的相关系数。r值的绝对值越大,两个变量之间的相关程度就越高。当r为正值时,叫做正相关,r为负值时叫做负相关。r 的计算公式如下: 式中各符号的意义同上。 在求得了回归方程与两个变量之间的相关系数后,可以利用F检验法、t检验法或r检验法来检验两个变量是否显著相关。具体的检验方法在后面介绍。

自回归分布滞后模型ADL的运用试验指导-时间序列分析

案例六 自回归分布滞后模型(ADL )的运用实验指导 一、实验目的 理解ADL 模型的原理与应用条件,学会运用ADL 模型来估计变量之间长期稳定关系。理解从经济理论上来说,两个经济变量之间的确有长期关系采用使用该模型进行估计。理解ADL 模型的优点:不管回归项是不是1阶单整或平稳都可以进行检验和估计。而进行标准的协整分析前,必须把变量分类成(0)I 和(1)I 。 二、基本概念 Jorgenson(1966)提出的(,p q )阶自回归分布滞后模型ADL(autoregressive distributed lag):011111 i t t p t p t t q t q i t i i y y y ταφφεθεθεβ-----='=++++--+∑x ,其中t i -x 是滞后i 期 的外生变量向量(维数与变量个数相同),且每个外生变量的最大滞后阶数为i τ,i β是参数向量。当不存在外生变量时,模型就退化为一般ARMA (,p q )模型。 如果模型中不含有移动平均项,可以采用OLS 方法估计参数,若模型中含有移动平均项,线性OLS 估计将是非一致性估计,应采用非线性最小二乘估计。 三、实验内容及要求 (1)实验内容 运用ADL 模型研究1992年1月到1998年12月我国城镇居民月对数人均生活费支出yt 和对数可支配收入xt 之间的长期稳定关系。 (2)实验要求 在认真理解模型应用条件的基础上,通过实验掌握ADL 模型的实际应用方法,并熟悉Eniews 的具体操作过程。 四、实验指导 (1)数据录入 打开Eviews 软件,选择“File”菜单中的“New --Workfile”选项,在“Workfile structure type ”栏选择“Dated-regular frequency ”,在“Data specification ”栏中“Frequency ”中选择“Monthly ”即月份数据,起始时间输入1992m1即1992年1月份,止于1998m12,点击ok ,见图6-1,这样就建立了一个工作文件。 图6-1 建立工作文件窗口

案例分析(一元线性回归模型)

案例分析报告(2014——2015学年第一学期) 课程名称:预测与决策 专业班级:电子商务1202 学号:2204120202 学生姓名:陈维维 2014 年11月

案例分析(一元线性回归模型) 我国城镇居民家庭人均消费支出预测 一、研究目的与要求 居民消费在社会经济的持续发展中有着重要的作用,居民合理的消费模式和居民适度的消费规模有利于经济持续健康的增长,而且这也是人民生活水平的具体体现。从理论角度讲,消费需求的具体内容主要体现在消费结构上,要增加居民消费,就要从研究居民消费结构入手,只有了解居民消费结构变化的趋势和规律,掌握消费需求的热点和发展方向,才能为消费者提供良好的政策环境,引导消费者合理扩大消费,才能促进产业结构调整与消费结构优化升级相协调,才能推动国民经济平稳、健康发展。例如,2008年全国城镇居民家庭平均每人每年消费支出为11242.85元,最低的青海省仅为人均8192.56元,最高的上海市达人均19397.89元,上海是黑龙江的2.37倍。为了研究全国居民消费水平及其变动的原因,需要作具体的分析。影响各地区居民消费支出有明显差异的因素可能很多,例如,零售物价指数、利率、居民财产、购物环境等等都可能对居民消费有影响。为了分析什么是影响各地区居民消费支出有明显差异的最主要因素,并分析影响因素与消费水平的数量关系,可以建立相应的计量经济模型去研究。 二、模型设定 我研究的对象是各地区居民消费的差异。居民消费可分为城镇居民消费和农村居民消费,由于各地区的城镇与农村人口比例及经济结构有较大差异,最具有直接对比可比性的是城市居民消费。而且,由于各地区人口和经济总量不同,只能用“城镇居民每人每年的平均消费支出”来比较,而这正是可从统计年鉴中获得数据的变量。 所以模型的被解释变量Y选定为“城镇居民每人每年的平均消费支出”。 因为研究的目的是各地区城镇居民消费的差异,并不是城镇居民消费在不同时间的变动,所以应选择同一时期各地区城镇居民的消费支出来建立模型。因此建立的是2008年截面数据模型。影响各地区城镇居民人均消费支

一元线性回归模型案例分析

一元线性回归模型案例分析 一、研究的目的要求 居民消费在社会经济的持续发展中有着重要的作用。居民合理的消费模式和居民适度的消费规模有利于经济持续健康的增长,而且这也是人民生活水平的具体体现。改革开放以来随着中国经济的快速发展,人民生活水平不断提高,居民的消费水平也不断增长。但是在看到这个整体趋势的同时,还应看到全国各地区经济发展速度不同,居民消费水平也有明显差异。例如,2002年全国城市居民家庭平均每人每年消费支出为6029.88元, 最低的黑龙江省仅为人均4462.08元,最高的上海市达人均10464元,上海是黑龙江的2.35倍。为了研究全国居民消费水平及其变动的原因,需要作具体的分析。影响各地区居民消费支出有明显差异的因素可能很多,例如,居民的收入水平、就业状况、零售物价指数、利率、居民财产、购物环境等等都可能对居民消费有影响。为了分析什么是影响各地区居民消费支出有明显差异的最主要因素,并分析影响因素与消费水平的数量关系,可以建立相应的计量经济模型去研究。 二、模型设定 我们研究的对象是各地区居民消费的差异。居民消费可分为城市居民消费和农村居民消费,由于各地区的城市与农村人口比例及经济结构有较大差异,最具有直接对比可比性的是城市居民消费。而且,由于各地区人口和经济总量不同,只能用“城市居民每人每年的平均消费支出”来比较,而这正是可从统计年鉴中获得数据的变量。所以模型的被解释变量Y 选定为“城市居民每人每年的平均消费支出”。 因为研究的目的是各地区城市居民消费的差异,并不是城市居民消费在不同时间的变动,所以应选择同一时期各地区城市居民的消费支出来建立模型。因此建立的是2002年截面数据模型。 影响各地区城市居民人均消费支出有明显差异的因素有多种,但从理论和经验分析,最主要的影响因素应是居民收入,其他因素虽然对居民消费也有影响,但有的不易取得数据,如“居民财产”和“购物环境”;有的与居民收入可能高度相关,如“就业状况”、“居民财产”;还有的因素在运用截面数据时在地区间的差异并不大,如“零售物价指数”、“利率”。因此这些其他因素可以不列入模型,即便它们对居民消费有某些影响也可归入随即扰动项中。为了与“城市居民人均消费支出”相对应,选择在统计年鉴中可以获得的“城市居民每人每年可支配收入”作为解释变量X。 从2002年《中国统计年鉴》中得到表2.5的数据: 表2.52002年中国各地区城市居民人均年消费支出和可支配收入

eviews多元线性回归案例分析

中国税收增长的分析 一、研究的目的要求 改革开放以来,随着经济体制的改革深化和经济的快速增长,中国的财政收支状况发生了很大的变化,中央和地方的税收收入1978年为519.28亿元到2002年已增长到17636.45亿元25年间增长了33倍。为了研究中国税收收入增长的主要原因,分析中央和地方税收收入的增长规律,预测中国税收未来的增长趋势,需要建立计量经济学模型。 影响中国税收收入增长的因素很多,但据分析主要的因素可能有:(1)从宏观经济看,经济整体增长是税收增长的基本源泉。(2)公共财政的需求,税收收入是财政的主体,社会经济的发展和社会保障的完善等都对公共财政提出要求,因此对预算指出所表现的公共财政的需求对当年的税收收入可能有一定的影响。(3)物价水平。我国的税制结构以流转税为主,以现行价格计算的DGP等指标和和经营者收入水平都与物价水平有关。(4)税收政策因素。我国自1978年以来经历了两次大的税制改革,一次是1984—1985年的国有企业利改税,另一次是1994年的全国范围内的新税制改革。税制改革对税收会产生影响,特别是1985年税收陡增215.42%。但是第二次税制改革对税收的增长速度的影响不是非常大。因此可以从以上几个方面,分析各种因素对中国税收增长的具体影响。 二、模型设定 为了反映中国税收增长的全貌,选择包括中央和地方税收的‘国家财政收入’中的“各项税收”(简称“税收收入”)作为被解释变量,以放映国家税收的增长;选择“国内生产总值(GDP)”作为经济整体增长水平的代表;选择中央和地方“财政支出”作为公共财政需求的代表;选择“商品零售物价指数”作为物价水平的代表。由于税制改革难以量化,而且1985年以后财税体制改革对税收增长影响不是很大,可暂不考虑。所以解释变量设定为可观测“国内生产总值(GDP)”、“财政支出”、“商品零售物价指数” 从《中国统计年鉴》收集到以下数据 财政收入(亿元) Y 国内生产总值(亿 元) X2 财政支出(亿 元) X3 商品零售价格指 数(%) X4 1978519.283624.11122.09100.7 1979537.824038.21281.79102 1980571.74517.81228.83106

多元线性回归模型案例分析

多元线性回归模型案例分析 ——中国人口自然增长分析一·研究目的要求 中国从1971年开始全面开展了计划生育,使中国总和生育率很快从1970年的降到1980年,接近世代更替水平。此后,人口自然增长率(即人口的生育率)很大程度上与经济的发展等各方面的因素相联系,与经济生活息息相关,为了研究此后影响中国人口自然增长的主要原因,分析全国人口增长规律,与猜测中国未来的增长趋势,需要建立计量经济学模型。 影响中国人口自然增长率的因素有很多,但据分析主要因素可能有:(1)从宏观经济上看,经济整体增长是人口自然增长的基本源泉;(2)居民消费水平,它的高低可能会间接影响人口增长率。(3)文化程度,由于教育年限的高低,相应会转变人的传统观念,可能会间接影响人口自然增长率(4)人口分布,非农业与农业人口的比率也会对人口增长率有相应的影响。 二·模型设定 为了全面反映中国“人口自然增长率”的全貌,选择人口增长率作为被解释变量,以反映中国人口的增长;选择“国名收入”及“人均GDP”作为经济整体增长的代表;选择“居民消费价格指数增长率”作为居民消费水平的代表。暂不考虑文化程度及人口分布的影响。 从《中国统计年鉴》收集到以下数据(见表1): 表1 中国人口增长率及相关数据

, 设定的线性回归模型为: 1222334t t t t t Y X X X u ββββ=++++ 三、估计参数 利用EViews 估计模型的参数,方法是: 1、建立工作文件:启动EViews ,点击File\New\Workfile ,在对 话框“Workfile Range ”。在“Workfile frequency ”中选择“Annual ” (年 年份 @ 人口自然增长率 (%。) 国民总收入 (亿元) 居民消费价格指数增长 率(CPI )% 人均GDP (元) 1988 15037 1366 1989 … 17001 18 1519 1990 18718 1644 1991 【 21826 1893 1992 26937 2311 1993 . 35260 2998 1994 48108 4044 1995 — 59811 5046 1996 70142 5846 1997 ~ 78061 6420 1998 83024 6796 1999 【 88479 7159 2000 98000 7858 2001 [ 108068 8622 2002 119096 9398 2003 : 135174 10542 2004 159587 12336 2005 、 184089 14040 2006 213132 16024

自回归综合移动平均预测模型

自回归综合移动平均预测模型 数据采集 本文选取了2011年某省电力系统从1月1日开始之后80天的电力负荷观测,如表一。 第n天 负荷量第n天负荷量第n天负荷量第n天负荷量 1 2565957.38 21 2705368.6 41 2429907.99 61 2743833.56 2 2588923.0 3 22 2677964.55 42 2476962.26 62 2736933.52 3 2595037.39 23 2667444.01 43 2576255. 4 63 2773791.8 4 2621899.1 5 24 2659986.34 44 2614097.2 64 2748178.37 5 2605604.4 25 2646095.54 45 2680843.85 65 2737334.22 6 2597404.13 26 2652315.14 46 2775056.43 66 2720053.61 7 2363386.42 27 2641570.43 47 2728907.25 67 2700061.15 8 2620185.38 28 2584430.88 48 2611172.72 68 2709553.04 9 2615940.83 29 2474001.24 49 2601989.82 69 2681309.47 10 2615480.96 30 2396095.97 50 2668757.4 70 2683185.56 11 2612348.58 31 2288598.13 51 2677390.06 71 2661837.7 12 2610054.23 32 2166399.62 52 2695802.63 72 2644097.64 13 2610964.36 33 2062979.7 53 2689571.21 73 2685694.93 14 2637653.21 34 1997281.18 54 2654423.52 74 2702991.02 15 2633388.14 35 1925136.26 55 2642984.00 5 75 2687024.37 5 16 2640311.3 36 1970438.06 56 2712142.78 76 2680354.45 17 2678530.11 37 1976557.67 8 57 2754918.32 77 2682596.37 18 2687189.9 38 2050309.54 58 2758839.28 78 2695560.6 19 2694733.01 39 2154488.52 59 2817728.94 79 2674342.97 20 2709637.21 8 40 2384011.84 60 2759327.72 80 2685891.98 表1 数据处理 利用spass绘制时间序列原始数据的散点图

案例分析 一元线性回归模型

案例分析报告 (2014——2015学年第一学期) 课程名称:预测与决策 专业班级:电子商务1202 学号: 2204120202 学生姓名:陈维维 2014 年 11月 案例分析(一元线性回归模型) 我国城镇居民家庭人均消费支出预测 一、研究目的与要求 居民消费在社会经济的持续发展中有着重要的作用,居民合理的消费模式和居民适度的消费规模有利于经济持续健康的增长,而且这也是人民生活水平的具体体现。从理论角度讲,消费需求的具体内容主要体现在消费结构上,要增加居民消费,就要从研究居民消费结构入手,只有了解居民消费结构变化的趋势和规律,掌握消费需求的热点和发展方向,才能为消费者提供良好的政策环境,引导消费者合理扩大消费,才能促进产业结构调整与消费结构优化升级相协调,才能推动国民经济平稳、健康发展。例如,2008年全国城镇居民家庭平均每人每年消费支出为11242.85元,?最低的青海省仅为人均8192.56元,最高的上海市达人均19397.89元,上海是黑龙江的2.37倍。为了研究全国居民消费水平及其变动的原因,需要作具体的分析。影响各地区居民消费支出有明显差异的因素可能很多,例如,零售物价指数、利率、居民财产、购物环境等等都可能对居民消费有影响。为了分析什么是影响各地区居民消费支出有明显差异的最主要因素,并分析影响因素与消费水平的数量关系,可以建立相应的计量经济模型去研究。 二、模型设定?

我研究的对象是各地区居民消费的差异。居民消费可分为城镇居民消费和农村居民消费,由于各地区的城镇与农村人口比例及经济结构有较大差异,最具有直接对比可比性的是城市居民消费。而且,由于各地区人口和经济总量不同,只能用“城镇居民每人每年的平均消费支出”来比较,而这正是可从统计年鉴中获得数据的变量。 所以模型的被解释变量Y选定为“城镇居民每人每年的平均消费支出”。 因为研究的目的是各地区城镇居民消费的差异,并不是城镇居民消费在不同时间的变动,所以应选择同一时期各地区城镇居民的消费支出来建立模型。因此建立的是2008年截面数据模型。影响各地区城镇居民人均消费支出有明显差异的因素有多种,但从理论和经验分析,最主要的影响因素应是居民收入,其他因素虽然对居民消费也有影响,但有的不易取得数据,如“居民财产”和“购物环境”;有的与居民收入可能高度相关,如“就业状况”、“居民财产”;还有的因素在运用截面数据时在地区间的差异并不大,如“零售物价指数”、“利率”。因此这些其他因素可以不列入模型,即便它们对居民消费有某些影响也可归入随即扰动项中。 为了与“城镇居民人均消费支出”相对应,选择在统计年鉴中可以获得的“城市居民每人每年可支配收入”作为解释变量X。 以下是2008年各地区城镇居民人均年消费支出和可支配收入表

多元线性回归模型案例

我国农民收入影响因素的回归分析 本文力图应用适当的多元线性回归模型,对有关农民收入的历史数据和现状进行分析,探讨影响农民收入的主要因素,并在此基础上对如何增加农民收入提出相应的政策建议。?农民收入水平的度量常采用人均纯收入指标。影响农民收入增长的因素是多方面的,既有结构性矛盾因素,又有体制性障碍因素。但可以归纳为以下几个方面:一是农产品收购价格水平。二是农业剩余劳动力转移水平。三是城市化、工业化水平。四是农业产业结构状况。五是农业投入水平。考虑到复杂性和可行性,所以对农业投入与农民收入,本文暂不作讨论。因此,以全国为例,把农民收入与各影响因素关系进行线性回归分析,并建立数学模型。 一、计量经济模型分析 (一)、数据搜集 根据以上分析,我们在影响农民收入因素中引入7个解释变量。即:2x -财政用于农业的支出的比重,3x -第二、三产业从业人数占全社会从业人数的比重,4x -非农村人口比重,5x -乡村从业人员占农村人口的比重,6x -农业总产值占农林牧总产值的比重,7x -农作物播种面积,8x —农村用电量。

资料来源《中国统计年鉴2006》。 (二)、计量经济学模型建立 我们设定模型为下面所示的形式: 利用Eviews 软件进行最小二乘估计,估计结果如下表所示: DependentVariable:Y Method:LeastSquares Sample: Includedobservations:19 Variable Coefficient t-Statistic Prob. C X1 X3 X4 X5 X6 X7 X8 R-squared Meandependentvar AdjustedR-squared 表1最小二乘估计结果 回归分析报告为: () ()()()()()()()()()()()()()()() 2345678 2? -1102.373-6.6354X +18.2294X +2.4300X -16.2374X -2.1552X +0.0100X +0.0634X 375.83 3.7813 2.066618.37034 5.8941 2.77080.002330.02128 -2.933 1.7558.820900.20316 2.7550.778 4.27881 2.97930.99582i Y SE t R ===---=230.99316519 1.99327374.66 R Df DW F ====二、计量经济学检验 (一)、多重共线性的检验及修正 ①、检验多重共线性 (a)、直观法 从“表1最小二乘估计结果”中可以看出,虽然模型的整体拟合的很好,但是x4x6

一元线性回归分析的结果解释

一元线性回归分析的结果解释 1.基本描述性统计量 分析:上表是描述性统计量的结果,显示了变量y和x的均数(Mean)、标准差(Std. Deviation)和例数(N)。 2.相关系数 分析:上表是相关系数的结果。从表中可以看出,Pearson相关系数为0.749,单尾显著性检验的概率p值为0.003,小于0.05,所以体重和肺活量之间具有较强的相关性。 3.引入或剔除变量表

分析:上表显示回归分析的方法以及变量被剔除或引入的信息。表中显示回归方法是用强迫引入法引入变量x的。对于一元线性回归问题,由于只有一个自变量,所以此表意义不大。 4.模型摘要 分析:上表是模型摘要。表中显示两变量的相关系数(R)为0.749,判定系数(R Square)为0.562,调整判定系数(Adjusted R Square)为0.518,估计值的标准误差(Std. Error of the Estimate)为0.28775。 5.方差分析表 分析:上表是回归分析的方差分析表(ANOVA)。从表中可以看出,回归的均方(Regression Mean Square)为1.061,剩余的均方(Residual Mean Square)为0.083,F检验统计量的观察值为12.817,相应的概率p 值为0.005,小于0.05,可以认为变量x和y之间存在线性关系。

6.回归系数 分析:上表给出线性回归方程中的参数(Coefficients)和常数项(Constant)的估计值,其中常数项系数为0(注:若精确到小数点后6位,那么应该是0.000413),回归系数为0.059,线性回归参数的标准误差(Std. Error)为0.016,标准化回归系数(Beta)为0.749,回归系数T检验的t统计量观察值为3.580,T检验的概率p值为0.005,小于0.05,所以可以认为回归系数有显著意义。由此可得线性回归方程为: y=0.000413+0.059x 7.回归诊断 分析:上表是对全部观察单位进行回归诊断(Casewise Diagnostics-all cases)的结果显示。从表中可以看出每一例的标准

向量自回归与ARCH、GARCH模型

向量自回归 预测是计量经济分析的重要部分,宽泛的说,依据时间序列数据进行经济预测的方法有五种:(1)指数平滑法;(2)单一方程回归模型;(3)联立方程回归模型;(4)单整自回归移动平均模型;(5)向量自回归模型(V AR ,vector autoregression )。 一、V AR 的估计 V AR 方法论同时考虑几个内生变量,它看起来类似于联立方程模型。但是,在V AR 模型中,每一个内生变量都是由它的滞后或过去值以及模型中所有其他内生变量的滞后或过去值来解释。通常模型中没有任何外生变量。在联立方程模型中,我们把一些变量看作内生的,而另一些变量看作外生的或预定的,在估计这些模型之前,必须肯定方程组中的方程是可识别的,而为达到识别的目的,常常要假定某些预定变量仅出现在某些方程之中,这些决定往往是主观的,因此这种方法受到C.A.西姆斯(Christopher Sims )的严厉批评,他认为如果在一组变量中有真实的联立性,这些变量就应该平等对待,而不应事先区分内生和外生变量,以此思路,其推出了V AR 模型。 例我们想考虑中国的货币(M1)与利率(R )的关系。如果通过格兰杰因果关系检验,我们无法拒绝两者之间有双向因果关系的假设,即M1 影响R ,而R 反过来又影响M1,这种情形是应用V AR 的理想情形。假定每个方程都含有M1 和R 的k 个滞后值作为回归元,每个方程都可以用OLS 去估计,实际模型如下: 11111k k t j t j j t j t j j M M R u αβγ--===+++∑∑

2111k k t j t j j t j t j j R M R u αθλ--=='=+++∑∑ 其中u 是随机误差项,在V AR 术语中称为脉冲值(impulses )。在估计以上方程时,必须先决定最大滞后长度,这是一个经验问题,包括过多的滞后项将消耗自由度,而且会引入多重共线性的可能性,而包含过少的滞后值将导致设定误差,解决这个问题的方法之一就是使用赤池、施瓦茨或汉南—奎因准则中的某一个准则,并选择准则最低值的模型,因此,这个过程中试错法就不可避免。 值得注意的是,向量自回归模型中同时引入同一变量的几个滞后项,可能因多重共线性而使每个估计系数在统计上都不显著,但基于F 检验它们可能是联合显著的。 二、V AR 建模的一些问题 V AR 的倡导者强调此法有如下的优点:(1)方法简单,无需决定哪些变量是内生的,哪些变量是外生的,V AR 中的全部变量都是内生的。(2)估计简单:常用的OLS 法可以用于逐个估计每一个方程。 (3)在许多案例中,此方法得到的预测优于用更复杂的联立方程模型得到的预测。 但V AR 建模的批评者指出如下的一些问题: 1、不同于联立方程模型,V AR 利用较少的先验信息,所有是缺乏理论支撑的,因为在联立方程中排除或包含某些变量,对模型的识别起到关键性作用。 2、由于重点放到预测,V AR 模型不适合用于政策分析。 3、实际上,对V AR 建模最大的挑战在于选择适当滞后长度。假

多元线性回归实例分析

SPSS--回归-多元线性回归模型案例解析!(一) 多元线性回归,主要是研究一个因变量与多个自变量之间的相关关系,跟一元回归原理差不多,区别在于影响因素(自变量)更多些而已,例如:一元线性回归方程为: 毫无疑问,多元线性回归方程应该为: 上图中的x1, x2, xp分别代表“自变量”Xp截止,代表有P个自变量,如果有“N组样本,那么这个多元线性回归,将会组成一个矩阵,如下图所示: 那么,多元线性回归方程矩阵形式为: 其中:代表随机误差,其中随机误差分为:可解释的误差和不可解释的误差,随机误差必须满足以下四个条件,多元线性方程才有意义(一元线性方程也一样) 1:服成正太分布,即指:随机误差必须是服成正太分别的随机变量。 2:无偏性假设,即指:期望值为0 3:同共方差性假设,即指,所有的随机误差变量方差都相等 4:独立性假设,即指:所有的随机误差变量都相互独立,可以用协方差解释。 今天跟大家一起讨论一下,SPSS---多元线性回归的具体操作过程,下面以教程教程数据为例,分析汽车特征与汽车销售量之间的关系。通过分析汽车特征跟汽车销售量的关系,建立拟合多元线性回归模型。数据如下图所示:

点击“分析”——回归——线性——进入如下图所示的界面:

将“销售量”作为“因变量”拖入因变量框内,将“车长,车宽,耗油率,车净重等10个自变量拖入自变量框内,如上图所示,在“方法”旁边,选择“逐步”,当然,你也可以选择其它的方式,如果你选择“进入”默认的方式,在分析结果中,将会得到如下图所示的结果:(所有的自变量,都会强行进入) 如果你选择“逐步”这个方法,将会得到如下图所示的结果:(将会根据预先设定的“F统计量的概率值进行筛选,最先进入回归方程的“自变量”应该是跟“因变量”关系最为密切,贡献最大的,如下图可以看出,车的价格和车轴跟因变量关系最为密切,符合判断条件的概率值必须小于0.05,当概率值大于等于0.1时将会被剔除)

SPSS多元线性回归分析实例操作步骤

SPSS 统计分析 多元线性回归分析方法操作与分析 实验目的: 引入1998~2008年上海市城市人口密度、城市居民人均可支配收入、五年以上平均年贷款利率和房屋空置率作为变量,来研究上海房价的变动因素。 实验变量: 以年份、商品房平均售价(元/平方米)、上海市城市人口密度(人/平方公里)、城市居民人均可支配收入(元)、五年以上平均年贷款利率(%)和房屋空置率(%)作为变量。 实验方法:多元线性回归分析法 软件:spss19.0 操作过程: 第一步:导入Excel数据文件 1.open data document——open data——open;

2. Opening excel data source——OK. 第二步: 1.在最上面菜单里面选中Analyze——Regression——Linear,Dependent (因变量)选择商品房平均售价,Independents(自变量)选择城市人口密度、城市居民人均可支配收入、五年以上平均年贷款利率、房屋空置率;Method选择Stepwise. 进入如下界面: 2.点击右侧Statistics,勾选Regression Coefficients(回归系数)选项组中的Estimates;勾选Residuals(残差)选项组中的Durbin-Watson、

Casewise diagnostics默认;接着选择Model fit、Collinearity diagnotics;点击Continue. 3.点击右侧Plots,选择*ZPRED(标准化预测值)作为纵轴变量,选择DEPENDNT(因变量)作为横轴变量;勾选选项组中的Standardized Residual Plots(标准化残差图)中的Histogram、Normal probability plot;点击Continue.

一元线性回归模型习题及答案解析

一元线性回归模型 一、单项选择题 1、变量之间的关系可以分为两大类__________。A A 函数关系与相关关系 B 线性相关关系和非线性相关关系 C 正相关关系和负相关关系 D 简单相关关系和复杂相关关系 2、相关关系是指__________。D A 变量间的非独立关系 B 变量间的因果关系 C 变量间的函数关系 D 变量间不确定性的依存关系 3、进行相关分析时的两个变量__________。A A 都是随机变量 B 都不是随机变量 C 一个是随机变量,一个不是随机变量 D 随机的或非随机都可以 4、表示x 和y 之间真实线性关系的是__________。C A 01???t t Y X ββ=+ B 01()t t E Y X ββ=+ C 01t t t Y X u ββ=++ D 01t t Y X ββ=+ 5、参数β的估计量?β 具备有效性是指__________。B A ?var ()=0β B ?var ()β为最小 C ?()0β β-= D ?()ββ-为最小 6、对于01??i i i Y X e ββ=++,以σ?表示估计标准误差,Y ?表示回归值,则__________。B A i i ??0Y Y 0σ∑ =时,(-)= B 2 i i ??0Y Y σ∑=时,(-)=0 C i i ??0Y Y σ∑=时,(-)为最小 D 2 i i ??0Y Y σ∑=时,(-)为最小 7、设样本回归模型为i 01i i ??Y =X +e ββ+,则普通最小二乘法确定的i ?β的公式中,错误的是__________。D A ()()()i i 1 2 i X X Y -Y ?X X β--∑∑= B ()i i i i 1 2 2 i i n X Y -X Y ?n X -X β ∑∑∑∑∑= C i i 1 2 2 i X Y -nXY ?X -nX β ∑∑= D i i i i 1 2 x n X Y -X Y ?β σ ∑∑∑= 8、对于i 01i i ??Y =X +e ββ+,以 ?σ表示估计标准误差,r 表示相关系数,则有__________。D A ?0r=1σ =时, B ?0r=-1σ =时, C ?0r=0σ =时, D ?0r=1r=-1σ =时,或 9、产量(X ,台)与单位产品成本(Y ,元/台)之间的回归方程为?Y 356 1.5X -=,这说明__________。D

SPSS线性回归分析案例

回归分析 实验内容:基于居民消费性支出与居民可支配收入的简单线性回归分析 【研究目的】 居民消费在社会经济的持续发展中有着重要的作用。影响各地区居民消费支出的因素很多,例如居民的收入水平、商品价格水平、收入分配状况、消费者偏好、家庭财产状况、消费信贷状况、消费者年龄构成、社会保障制度、风俗习惯等等。为了分析什么是影响各地区居民消费支出有明显差异的最主要因素,并分析影响因素与消费水平的数量关系,可以建立相应的经济模型去研究。 【模型设定】 : 我们研究的对象是各地区居民消费的差异。由于各地区的城市与农村人口比例及经济结构有较大差异,现选用城镇居民消费进行比较。模型中被解释变量Y选定为“城市居民每人每年的平均消费支出”。从理论和经验分析,影响居民消费水平的最主要因素是居民的可支配收入,故可以选用“城市居民每人每年可支配收入”作为解释变量X,选取2010年截面数据。 1、实验数据 表1: —

2010年中国各地区城市居民人均年消费支出和可支配收入

| 数据来源:《中国统计年鉴》2010年 2、实验过程 作城市居民家庭平均每人每年消费支出(Y)和城市居民人均年可支配收入(X)的散点图,如图1:

表2 模型汇总b — 模型 R R方调整R方标准估计的误差 - 1 .965a.932.930 ~ a.预测变量:(常量),可支配收入X(元)。 b.因变量:消费性支出Y(元) 表3 相关性 、 消费性支出Y (元) 可支配收入X(元) Pearson相关 性消费性支出Y(元)& .965 ! 从散点图可以看出居民家庭平均每人每年消费支出(Y)和城市居民人均年可支配收入(X)大体呈现为线性关系,所以建立如下线性模型:Y=a+bX

多元线性回归模型的案例讲解

多元线性回归模型的案 例讲解 Document number:NOCG-YUNOO-BUYTT-UU986-1986UT

1. 表1列出了某地区家庭人均鸡肉年消费量Y 与家庭月平均收入X ,鸡肉价格P 1,猪肉价格P 2与牛肉价格P 3的相关数据。 年份 Y/ 千克 X/元 P 1/(元/千克) P 2/(元/千克) P 3/(元/千克) 年份 Y/ 千克 X/元 P 1/(元/千克) P 2/(元/千克) P 3/(元/ 千克) 1980 397 1992 911 1981 413 1993 931 1982 439 1994 1021 1983 459 1995 1165 1984 492 1996 1349 1985 528 1997 1449 1986 560 1998 1575 1987 624 1999 1759 1988 666 2000 1994 1989 717 2001 2258 1990 768 2002 2478 1991 843 (1) 求出该地区关于家庭鸡肉消费需求的如下模型: 01213243ln ln ln ln ln Y X P P P u βββββ=+++++ (2) 请分析,鸡肉的家庭消费需求是否受猪肉及牛肉价格的影响。 先做回归分析,过程如下: 输出结果如下:

所以,回归方程为: 123ln 0.73150.3463ln 0.5021ln 0.1469ln 0.0872ln Y X P P P =-+-++ 由上述回归结果可以知道,鸡肉消费需求受家庭收入水平和鸡肉价格的影响,而牛肉价格和猪肉价格对鸡肉消费需求的影响并不显着。 验证猪肉价格和鸡肉价格是否有影响,可以通过赤池准则(AIC )和施瓦茨准则(SC )。若AIC 值或SC 值增加了,就应该去掉该解释变量。 去掉猪肉价格P 2与牛肉价格P 3重新进行回归分析,结果如下: Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.?? C LOG(X) LOG(P1) R-squared ????Mean dependent var Adjusted R-squared ????. dependent var . of regression ????Akaike info criterion Sum squared resid ????Schwarz criterion Log likelihood ????F-statistic Durbin-Watson stat ????Prob(F-statistic)

多元线性回归实例分析报告

SPSS--回归-多元线性回归模型案例解析!(一) 多元线性回归,主要就是研究一个因变量与多个自变量之间的相关关系,跟一元回归原理差不多,区别在于影响因素(自变量)更多些而已,例如:一元线性回归方程 为: 毫无疑问,多元线性回归方程应该 为: 上图中的 x1, x2, xp分别代表“自变量”Xp截止,代表有P个自变量,如果有“N组样本,那么这个多元线性回归,将会组成一个矩阵,如下图所示: 那么,多元线性回归方程矩阵形式为: 其中:代表随机误差, 其中随机误差分为:可解释的误差与不可解释的误差,随机误差必须满足以下四个条件,多元线性方程才有意义(一元线性方程也一样) 1:服成正太分布,即指:随机误差必须就是服成正太分别的随机变量。 2:无偏性假设,即指:期望值为0 3:同共方差性假设,即指,所有的随机误差变量方差都相等 4:独立性假设,即指:所有的随机误差变量都相互独立,可以用协方差解释。 今天跟大家一起讨论一下,SPSS---多元线性回归的具体操作过程,下面以教程教程数据为例,分析汽车特征与汽车销售量之间的关系。通过分析汽车特征跟汽车销售量的关系,建立拟合多元线性回归模型。数据如下图所示:

点击“分析”——回归——线性——进入如下图所示的界面:

将“销售量”作为“因变量”拖入因变量框内, 将“车长,车宽,耗油率,车净重等10个自变量拖入自变量框内,如上图所示,在“方法”旁边,选择“逐步”,当然,您也可以选择其它的方式,如果您选择“进入”默认的方式,在分析结果中,将会得到如下图所示的结果:(所有的自变量,都会强行进入) 如果您选择“逐步”这个方法,将会得到如下图所示的结果:(将会根据预先设定的“F统计量的概率值进行筛选,最先进入回归方程的“自变量”应该就是跟“因变量”关系最为密切,

一元线性回归分析法

一元线性回归分析法 一元线性回归分析法是根据过去若干时期的产量和成本资料,利用最小二乘法“偏差平方和最小”的原理确定回归直线方程,从而推算出a(截距)和b(斜率),再通过y =a+bx 这个数学模型来预测计划产量下的产品总成本及单位成本的方法。 方程y =a+bx 中,参数a 与b 的计算如下: y b x a y bx n -==-∑∑ 222 n xy x y xy x y b n x (x)x x x --==--∑∑∑∑∑∑∑∑∑ 上式中,x 与y 分别是i x 与i y 的算术平均值,即 x =n x ∑ y =n y ∑ 为了保证预测模型的可靠性,必须对所建立的模型进行统计检验,以检查自变量与因变量之间线性关系的强弱程度。检验是通过计算方程的相关系数r 进行的。计算公式为: 22xy-x y r= (x x x)(y y y) --∑∑∑∑∑∑ 当r 的绝对值越接近于1时,表明自变量与因变量之间的线性关系越强,所建立的预测模型越可靠;当r =l 时,说明自变量与因变量成正相关,二者之间存在正比例关系;当r =—1时,说明白变量与因变量成负相关,二者之间存在反比例关系。反之,如果r 的绝对值越接近于0,情况刚好相反。 [例]以表1中的数据为例来具体说明一元线性回归分析法的运用。 表1: 根据表1计算出有关数据,如表2所示: 表2:

将表2中的有关数据代入公式计算可得: 1256750x == (件) 2256 1350y ==(元) 1750 9500613507501705006b 2=-??-?=(元/件) 100675011350a =?-=(元/件) 所建立的预测模型为: y =100+X 相关系数为: 9.011638 10500])1350(3059006[])750(955006[1350 750-1705006r 22==-??-???= 计算表明,相关系数r 接近于l ,说明产量与成本有较显著的线性关系,所建立的回归预测方程较为可靠。如果计划期预计产量为200件,则预计产品总成本为: y =100+1×200=300(元)

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