目录
1.时间序列
2.平稳时间序列
差分方程
滞后因子
时序平稳性
自回归模型AR（P）
滑动平均模型 MA（q)
自回归移动平均模型ARMA(p,q)
3.matlab时序分析
garchset函数
garchfit函数
4.案例分析
1.时间序列
时间序列分析是一种数据分析方法，它研究的对象是代表某一现象的一串随时间变化而又相关联的数据系列，从而描述和探索该现象随时间发展变化的规律性。
时间序列分析方法包括：
- 确定性时序分析
- 随机性时序分析
2.平稳时间序列
分析平稳的时间序列的规律，一般的分析程序可用下面框图表示：
差分方程
将某个时间序列变量表示为该变量的滞后项、时间和其他变量的函数，这样的一个函数方程被称为差分方程。
差分方程的齐次部分：只包含该变量自身和它的滞后项的式子。
滞后因子
时序平稳性
文章来源地址https://www.toymoban.com/news/detail-663700.html
弱平稳：
白噪声序列：
自回归模型AR（P）
如果时间序列Xt是它的前期值和随机项（at）的线性函数，即可表示为
称为P阶自回归模型，记为AR（P）
注1：实参数 称为自回归系数，是待估参数。随机项 at是相互独立的白噪声序列，且服从均值为0、方差为 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
滑动平均模型 MA（q)
如果时间序列Xt是它的当期和前期的随机误差项的线性函数，即可表示为
称为q阶移动平均模型，记为MA（q）注：实参数 为移动平均系数，是待估参数。
引入滞后算子，并令:
一般地，任何经济变量的时间序列都可以自回归过程来描述。但在模型分析的实 践中，为简化估计参数的工作量，我们当然希望模型当中的参数尽可能地少。于是便 有了引进移动平均过程MA(q)的必要。
注1：移动平均过程无条件平稳。
注2：滞后多项式 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，
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。
自回归移动平均模型ARMA(p,q)
如果时间序列Xt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
称为（p,q）阶的自回归移动平均模型，记为ARMA(p,q)
在实际的社会经济现象中收集到的时序大多数是呈现出明显的趋势性或周期性，要把趋势和波动综合考虑进来，于是Xt = μt+Yt。其中μt 表示Xt中随时间变化的均值(往往是趋势值)，Yt是Xt中剔除μt后的剩余部分，表示零均值平稳过程。
3.matlab时序分析
garchset函数
通过命令garchset指定模型的结构
Spec=garchset(‘属性1’，属性1的值，’属性2’，属性2的值，…)garchfit函数
garchfit对模型中的参数进行估计
[Coeff,Errors,LLF,Innovations,Sigmas]=garchfit(Spec,Series)- Spec指定模型的结构，
- Series 为时间序列的样本观测值。
- Coeff是模型的参数估计值，
- Errors是模型参数的标准差，
- LLF是最大似然估计法中的对数目标函数值，
- Innovations是残差向量，
- Sigmas是对应于Innovations 的标准差。
4.案例分析
选取1978-2006历年国内生产总值数据如下，试对该时间序列进行建模并预测。
解析：
1、问题分析与模型建立
首先画出数据的走势图，这一时间序列是具有明显趋势且不含有周期性变化经济波动序列，即为非平稳的时间序列，对此序列进行建模预测需要用上面介绍的非平稳时间序列分析方法。采用模型：Xt = μt+Yt。
2. 模型求解
2.1确定趋势是按指数趋势发展的
t=1978:2006; x=[3624.10 4038.20 4517.80 4862.40 5294.70 5934.50 7171.00 8964.40 10202.20 11962.50 14928.30 16909.20 18547.90 21617.80 26638.10 34634.40 46759.40 58478.10 67884.60 74462.60 78345.20 82067.46 89468.10 97314.80 105172.34 116898.40 136515.00 182321.00 209407.00]; X=[ones(29,1) t']; %回归的资料矩阵 y=log(x)'; %线性化 [B,BINT,R,RINT,STATS] = regress(y,X) %回归 y2= exp(B(1)+B(2).*t) %预测值 plot(t,x,t,y2,'+'); %回归效果图B=[-290.4864,0.1510]; %回归系数两个
STATS=1.0e+003*[0.0010,2.1838,0] ;
a = exp(-290.4864)=6.9721×10-127
b = exp(0.1510)=1.16302.2随机性趋势
残差序列
观察残差序列的散点图可知，该序列有很大的波动性，可认为是非平稳的，应该经过多次差分使其平稳。
r=x-y2; %残差数列 plot(t,r,'O'); %残差散点图 二次差分后序列 r1=diff(r); %残差的一阶差分 r11=[0 r1]; %补数列差分后的项为0 plot(t,r11,'o'); %一阶差分散点图 r2=diff(r1); %二阶差分 r21=[0 0 r2]; %补数列差分后的项为0 plot(t,r21,'o'); %二阶差分散点图
2.3 ωt的时间序列分析
ωt为上述二次差分序列的均值化序列
%序列{ωt}的样本自相关函数ρk程序 w=r2-mean(r2); %零均值化 gamao=var(w); %求方差 for j=1:27 gama(j)=w(j+1:end)*w(1:end-j)'/27; end rho=gama/gamao %样本自相关系数 bar(rho) %条状图%样本偏相关函数ΦKk
f(1,1)=rho(1); for k=2:27 s1=rho(k);s2=1; %计算的初始值 for j=1:k-1 s1=s1-rho(k-j)*f(k-1,j); s2=s2-rho(j)*f(k-1,j); end f(k,k)=s1/s2; %对角上的样本偏相关系数 for j=1:k-1 f(k,j)=f(k-1,j)-f(k,k)*f(k-1,k-j); %不在对角上的样本偏相关系数 end end pcorr=diag(f)' %提取偏相关函数 bar(pcorr) %条形图
模型定阶程序：
for i=0:3 for j=0:3 spec= garchset('R',i,'M',j,'Display','off'); %指定模型的结构 [coeffX,errorsX,LLFX] = garchfit(spec,w); %拟合参数 num=garchcount(coeffX); %计算拟合参数的个数 [aic,bic]=aicbic(LLFX,num,27); fprintf('R=%d,M=%d,AIC=%f,BIC=%f\n',i,j,aic,bic); %显示计算结果 end end得到结果为：
R=0,M=0,AIC=554.744695,BIC=557.336369
R=0,M=1,AIC=547.624381,BIC=551.511892
R=0,M=2,AIC=547.846439,BIC=553.029786
R=0,M=3,AIC=549.327469,BIC=555.806653
R=1,M=0,AIC=551.953049,BIC=555.840559
R=1,M=1,AIC=550.238380,BIC=555.421727
R=1,M=2,AIC=821.672996,BIC=828.152180
R=1,M=3,AIC=547.002577,BIC=554.777598
R=2,M=0,AIC=555.026386,BIC=560.209733
R=2,M=1,AIC=556.460271,BIC=562.939455
R=2,M=2,AIC=552.958726,BIC=560.733748
R=2,M=3,AIC=552.882696,BIC=561.953554
R=3,M=0,AIC=554.379959,BIC=560.859143
R=3,M=1,AIC=553.753258,BIC=561.528280
R=3,M=2,AIC=560.830281,BIC=569.901139
R=3,M=3,AIC=829.833618,BIC=840.200313
计算结果显示可以为ARMA（1,3）模型。对模型 进行参数估计程序：
spec = garchset('R',1,'M',3,'Display','off'); %指定模型的结构 [coeffX,errorsX,LLFX] = garchfit(spec,w) %拟合参数模型检验和预测程序：
spec= garchset('R',1,'M',3); %指定模型的结构 [coeff,errors,LLF,innovations,sigmas,summary] = garchfit(spec,w) %拟合参数 h=lbqtest(innovations) %模型检验 [sigmaForecast,x_Forecast] = garchpred(coeff,w,3) %预测得到的结果为 h=0说明模型是可用的，未来三年ωt的预测值为15270，25983，24497。
通过指数预测的值加上残差的预测值并可以得到最终预测结果。
文章来源：https://www.toymoban.com/news/detail-663700.html
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