时间序列分析报告(8

1、湖北工程学院时间序列分析实验报告八实验项目确定性分析趋势分析统计学专业0123011242012301124213湖北数学实验室实验项目名称理论内容实验报告实验日期实验地点实验目的及要求:1. 熟练掌握趋势分析原理，步骤；2. 查询一组具有趋势的数据，分别利用SPSS与SAS采用趋势拟合和平滑法的各种模型进行比较，并做五期的预测；分析基本原理与方法: 趋势拟合法以时间作为自变量，相应的序列观察值作为因变量，建立 序列值随时间变化的回归模型。1. 线性拟合：若序列时序图显示该序列有显著的线性递增（或减）趋势，可以考虑用线性模型。2. 曲线拟合：若序列时序图长期呈现出该序列有非线性特征，可以考虑用

2、曲线模型。3. 对曲线模型进行参数估计时，指导思想：能转换成线性模型的都转换成线性模型，用最小二乘法进行参数估计；实在不能转换成线性模型的，用迭代法进行参数估计。操作步骤:1. 首先画出该序列的时序图，观察该序列是否是线性变化。2. 若是线性，回归、线性，然后选择相应的选项3. 若是非线性，回归、曲线估计、对所有的模型估计（在等式中包含常量，显示ANOV表格），观察输出值，察ANOVA口系数的P值大小，若显示P值均小于0.05的模型，则表示模型通过4. 比较R的大小，R2较大的模型可以选择作为最优模型，对最优模型重新回归（保存预测值、残差值，预测区间），再对残差进行自相关与偏自相关检验。运行结

3、果:根据1964佃99年中国纱年产量数据一、曲线拟合法1.该序列时序图flco no-500 00-400 00-ZQQ QO-IdD 00-0-0er-iae4 ie阴 is/o ifl72 ifrze ize iso iee2 i&b4 i&e ie i990ig2i&4 isae 1 歸e严 300 UO-该时序图显示序列呈非线性特征，则采用曲线估计模型拟合SOO ao-oo d-400.00-300-00-zm.oo-lOO-iio-o(jcl?o3D40X / X序列模型汇总和参数估计值因变量：纱产量方程模型汇总参数估计值R方Fdf1df2Sig.常数b1b2b3线性.966962.

4、595134.00069.52013.950对数.755104.770134.000-71.661150.156倒数.32216.167134.000382.288-471.730二次.971549.969233.00094.8329.953.108三次.979508.497332.000137.537-3.017.972-.016幕.878243.929134.00068.115.547复合.956737.936134.000122.5471.0481S.47430.639134.0005.901-1.934增长.956737.936134.0004.808.047指数.956737.936

5、134.000122.547.047线性RR才.aaa.966.905 128.024ANOVA平力和dT均方F回归755S77 70315-55977.703962.595.OCC26702.02034忌计762670.72336对数R型a P方日frP科574375.101A NOVA平方籾drP回归S计59091 S.dO1141 T64.S2JTB25?g.7231懣话590615.401S 讯 0.1 2T10.770.000未标堆址系愈奇唯化系散1eiQ.BBotaT嘉(5厚13.950.450.96331.026.DOC.amt/Jtt邑倉sat6lg.EE日1SD.1S61J.

6、67D.B691O.33BDODiVBif-n .66140.361-1.7A3030倒数fXRR方谓整R方诂计醫融.506.322.303124.906槌型iC总R 1R方制BE R方.&05 1STl.969型扌匚J&甘计值的标惟26 184ANOVA平才和arFSIQ.回归总计Z5ZZ27.&45530453.0767&2679.7331343525222.545156D1.53316.167.CODAHOVrt平力和dT均：FSI 口.回归rfl&ssi STS23797.7507a2a7e 72i3333537990 350&3D S41as0000折唯ft末13ig.BBela11

7、亍妥厚列*71.730332.266117.32221369-.563词.02115.372.000.030标堆1Si 9-G&Bta9.9 S31 .733.701S.7J2jOOO节3t售拭JF 2iOS04 5.1902 3”flJ3(W 1护.03i13.30?5.B1B复合三次ftR方vasiRxr厂值的时99 二g.9 2RR方调XR方估计僖前978966966108A NOVA平ZAOdr均方F尬#Sit?e-65fi8 877uoeuQU762&7972333239756532 fi58別2皿S08 4 97000AHOVA平方和dr均方FSig归 歿S Si+88.39489

8、45134358.551.0(2737.936.000仔.m化1Sige89tj.2 H1 了3 kx x.?ln-Ag个KE * 29722402 6144 059OOOf套序刊3-.015.CC4-1 457-3.55681杓）137$3歹(639.262go因5为忻妙产耒椽准化系数标化糸数tGgBBota个案颠序 Kt1 048122 547.0024 4902658579.02927291.000.000系数汇总RR方调SR方.937.878.874179WffirCjSPR方调SR方S讥值的?准688.474459.372ANOVA平方df均方FSig,回妇7 851t7 85124

9、3 929000残S1.09434,032Si+894535AHOVA平方df6FSig回b4 24014 24030 639000歿S4.70534.138Sit894535未栋准化亲标化猱StSi0BBetaIM个実序列）（京）547bK1 Id,035b.bbti937156181U 21H000UUUBSft力妙产*)耒标催化系S18ig.BBela1 /个実序列-1 934349688-5.535.0005.90107479.369,000a克*为in（纱产糸9击m ft任增长旅型汇总RR方舷R方估计曾琢准978956955108ANOVA平方和df均方FSO回6855118.551

10、737.936,000歿S.39434.012总计0.94535指数RR方调SR方e计啜5蒔准V8956955108ANOVA平方和df均方FSiglasa8 56118 551737 936000歿s39434,012it0 94539耒标准化系数标化系数tSig.BBeta个案顺序.047.002.97827 J 65,0004.909.037131.227.000因3?为S妙产系标化系tSigB标Beta个JW序篇数047122 647.0024.400.97827J6527.201.000.000因S*为 Inttkr*)-由上许图表观察ANOVA和系数除对数常数项的P值大于0.05外

11、，其他的P值均小于0.05,可以认为除对数模型外的模型都基本可以再比较剩下模型R2的大小，发现三次模型的R2最大，故三次模型拟合最好，因此选择三次模型三次模型拟合预测该序列残差检验自相关图序列:CURVEFIT MOD、CUBIC 中 纱产量 的误差滞后自相关标准误差aBox-Ljung 统计量值dfSig. b1.383.1605.7281.0172.125.1586.3582.0423-.099.1556.7643.0804-.199.1538.4624.0765-.264.15111.5485.0426-.223.14813.8256.0327-.089.14614.1967.0488-

12、.090.14314.5938.0689-.058.14014.7639.09810-.008.13814.76710.14111-.076.13515.08511.17912-.062.13215.30712.22513-.151.13016.66513.21514-.168.12718.42014.18815-.071.12418.74615.22516.061.12119.00316.269a.假定的基础过程是独立性（白噪音）。b.基于渐近卡方近似。CUfiVEftr, MOP i, CUBK.中产址0 Fv I R如CUHVEFFT. MOO_1 CUBkC.中劭产量林M站a n汕n

13、rr口出口亠才4LiLrJJIJU LU-ijLjyu-1- S J IQ H H I】7 坊fJUltU由于各阶延迟下LB统计量的P值都显著小于0.05,认为模型的残差序列属于非白噪声序列，不能认为该拟合模型有效。指数平滑法拟合1、简单指数平滑法GE小冏5ID2660759005字曙的R方-.563-352-/163-.352-.35i3 62-352-.355-X2-352R方QE的MB EQQEH口關 EQQEO.口關QE的RMSE立U 53-420 3Jft割552Q岂立BStS.5S43/3立日2ki aa-iMAPE7.73J7.737.77+34?.73g7.7347.737.7

14、 347枷MxAFE23 3眄3B.HE3茁ar23 3B43-5.1 E32S2a.ZB43-1.3323 3眄MAE21.07321 07231.07321 07221.07231.0 7221 07221.07231.0 7221 072tn如E52.60052 eooS2.eD0S3 00052 eoD5 2.0 0052 00052 BOD5?.00052 60C正或it的eiu6.641e 616.6440 eie 641.3 416 641e.e4ie.3 4ie 61ts型预闻虫SE稽型含航订蠱L|jnB口口0 日）4前曲魏平罄的R方R方轶计IDPI白口I广* !型a-3fi3

15、3E9e.a 耳1 r033甘计1BE1aiaI铀L录1607. f 66：1.71635.66UCL625.D4Q4S.9B071.37002.77713.-45LCL3詛60530.643J4.1550.65Sir.er赴先値工后刃：，s 所型较早5-卜中e, J由上两表可看出Holt指数平滑法拟合较好，故再次进行残差检验j*eI r*严1 iTid*用於汐InnZTjPJILJ -1.4f Ml & ill Vfc ivI * M *II自相关图序列：来自 纱产量-模型1的噪声残差滞后自相关标准误差aBox-Ljung 统计量值dfSig. b1.030.160.0351.8522-.0

16、09.158.0382.9813-.168.1551.2043.7524-.102.1531.6504.8005-.014.1511.6595.8946.004.1481.6596.9487.086.1462.0127.9598-.013.1432.0208.9809-.023.1402.0479.99110-.013.1382.05610.99611-.085.1352.45411.99612-.067.1322.70712.99713-.135.1303.79313.99314-.173.1275.66214.97415-.058.1245.88315.98216.040.1215.99416.988a.假定的基础过程是独立性（白噪音）b. 基于渐