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灰色预测

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    发表于 2009-1-31 16:58 |只看该作者 |倒序浏览
    |招呼Ta 关注Ta
    灰色预测常用的是GM(1,1)模型,该模型存在一定的缺陷,修正起来比较麻烦,另外GM(1,1)模型是一种呈指数增长的模型,其预测精度受到原始数据序列光滑离散性的限制,当原始数据序列不够光滑离散时,利用GM(1,1)模型所建立的系统预测模型精度就很差。提高GM(1,1)模型预测精度的方法较多,其中主要是对原始数据序列进行变换,增加离散数据光滑度后再进行预测。常用的改进方法有:指数加权方法、对数变换方法和开n次方变换方法。从预测结果的相对误差来看,对数变换的预测结果为最好,开平方变换的预测结果次之,指数加权变换方法较差。9 R  W5 W$ C# N& k! @5 u3 Z
    几种灰色预测模型
    * ^0 q& A+ n% r) n: i8 |3 l: Z3 o! |* ]1 GM(1,1)预测模型[1,2]/ A- S- F1 w0 ]3 R1 C
      GM(1,1)模型是对原始数据序列作一次累加生成,使生成序列呈一定规律,并用典型曲线拟合,建立其数学模型。
    2 s6 {/ {3 U6 x* L& b! I. A' C  对已知原始数据序列X(0)={X(0)i}(i=1,2,
    3 x% S# j: ]5 X  W…,n),首先进行一阶累加生成新序数列X(1)然后按新序数列中数据间的变化规律对X(1)建立白化形式的微分方程
    0 D1 s$ Z7 d1 H% ^* J" g# q" Q
    9 C$ I/ n) C  {2 O" O, @3 }9 _. n( G7 z
    式中 a、u为由最小二乘法确定的参数。
    : C5 ]: z/ ^  F; _3 g对X(1)(k)进行逆累加生成还原,可得到X(0)(k)预测值,即为GM(1,1)预测模型
    ! a$ ~4 r; b5 D6 m0 i / E3 b5 x9 T' M7 D
    2 指数加权法
    7 e; I; e- v* L! E  用指数加权方法改造原始数据序列,然后对新生成的数据序列用GM(1,1)模型预测,最后把预测数据序列还原。具体预测步骤如下:4 _* I3 e  X1 A# [* }- g8 K0 W
      ①对原始序列{X(0)(t)}按公式Y(0)(t)=αX(0)(t)+(1-α)Y(0)(t-1)(t=1,2,…,N)生成新序列{Y(0)(t)};
    3 N6 H4 n" R8 Q0 ~# B9 E  ②对新序列{Y(0)(t)}应用GM(1,1)模型进行预测,得预测序列{Y(0)(t)};
    $ P( q# ^- [4 y5 i8 s6 J  ③再按公式X(0)(t)=[Y(0)(t)-(1-α)Y(0)(t-1)]/β(t=1,2,…,N,N+1,…,N+L)将序列{Y(0)(t)}还原成序列{X(0)(t)};1 y7 k1 ?2 _  o
      ④在上述计算中,根据需要,可以调整α、β的值,以控制预测结果和精度。当α=β=1时,即为原GM(1,1)模型。+ m* z2 _- x" L& l7 F$ B3 w$ j
      指数加权方法的主要优点是,可以通过调整参数α、β的值来提高预测精度。$ D5 [. P, L: l
    3 对数变换法
    5 p( N4 n5 D( S# v) ]  若原数据序列{X(0)(k)}(k=1,2,…,)为不光滑离散数据序列,则对{X(0)(k)}进行对数变换可得到{lnX(0)(k)},这样往往能提高数据序列的光滑度,因而可以用GM(1,1)模型对{lnX(0)(k)}进行预测,最后通过exp{lnX(0)(k)}还原。通过这种方法,可拓广灰色系统预测的范围,提高了预测精度。
    ; C6 `* P3 W0 q( ?4 开n次方变换法
    1 w- M* S+ j2 o( h8 D  主要思想是对{X(0)(k)}开n次方变换得到数列{X(0)(k)1/n},对变换后的数列建立GM(1,1)模型,最后通过对预测值求n次幂还原。
    * R% x; S& k5 d$ U, d+ c. b2.5 灰色关联多因子预测模型[6~8]5 @( \  B' ^+ [* u+ Z$ g
    {X(0)i(k)}(k=1,2,…,n;i=1,2,…,h)代表原始数据序列,相应有均值时序和均值累加生成时序。均值时序若与非齐次离散指数函数满意趋势关联,则关联多因子预测模型为   
    - ]9 m7 Q+ N4 s* x0 [
    % T' L1 i2 i" q* uX^(1)(t)=AX(1)(t)+U  (t≥0)(4)4 C) w7 c5 M7 i; }# a) g8 T' p& |" S6 l
    其解为
    3 f) e  Y1 k4 |3 g: QX(1)(k)=eA(k-1)(X(1)+A-1U)-A-1U(5)5 y7 D5 p& R, l3 |* a4 |' c4 Y
    $ K: T% }$ V" X
    4 E* \& T* l6 |) w  ^' R
    还原解为
    7 `: o) F' a+ S3 aX(0)(k)=2eA(k-1)(I+e-A)-1(I-e-A)B(6)
    ) E3 h8 Y% h4 v) D式中 A、B为由最小二乘法确定的参数。
    zan
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