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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。
    ; w+ ]+ ]( u" m, m: ?几种灰色预测模型6 H# u+ A0 U5 R
    1 GM(1,1)预测模型[1,2]
    3 V% I  |1 Q. [  \9 s. y. l! z) b  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。
    & M( ]) m3 g; C1 K- B3 ?; U- _  对已知原始数据序列X(0)={X(0)i}(i=1,2,2 d8 w: M- L& N' U9 A1 e
    …,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& t; o3 c, l5 U2 Y# J
    # s. h+ m! Q4 n/ z9 B9 v
    4 b1 f9 \  [# Z/ ?& B5 ^
    式中 a、u为由最小二乘法确定的参数。2 c; q# x. Y5 }  M& 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
    1 ~- l* S2 D( ~4 [. B% v
    / `9 A% q0 ]' C2 W6 K; u# `. r2 指数加权法% {  Z5 d" v0 \' m* j' `
      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:
    # @& A# w, _/ x% d  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)};
    / b& R. n( s4 b3 G% m2 \  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)};
    . j; R9 d5 f9 D3 Q0 p% X  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)};
    3 c+ x( y$ Q8 E. F/ v$ n  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。
    + o4 k+ t0 T' Z' \2 L/ p" B  T3 c! q  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。3 [% D1 W4 A7 v1 \0 n! k
    3 对数变换法& l( u  t1 m0 x! k$ E4 _
      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。
    ) e  u/ ^+ t) I0 n4 开n次方变换法4 k  A& k& }  e4 z$ B
      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。
    4 ^2 ?2 }% X# E4 c% f- E2.5 灰色关联多因子预测模型[6~8]5 r" m3 c8 _$ R+ Q- |" |8 t( I
    {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   
    7 k( A0 ^0 a& `& N  f& K3 h6 i, s: G1 j- P) g
    X^(1)(t)=AX(1)(t)+U  (t≥0)(4)
    " _8 k. y' y/ ^% d" e. L7 k5 L2 s其解为6 S! }4 V: @/ J2 x
    X(1)(k)=eA(k-1)(X(1)+A-1U)-A-1U(5)$ Y  k5 S/ t# e$ F

    - ^% l! k2 _+ w" T  S6 l/ q( t3 f* K6 [- W
    还原解为) o& n/ t/ n* m" H& v
    X(0)(k)=2eA(k-1)(I+e-A)-1(I-e-A)B(6)
    $ o8 U9 j' N) t3 v  U式中 A、B为由最小二乘法确定的参数。
    zan
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