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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。5 `# L( I" A6 s
    几种灰色预测模型# @$ M9 G1 S% F' t$ d" v# x3 J& J
    1 GM(1,1)预测模型[1,2]* [' M5 g5 E/ v8 j) }
      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。
    ) H9 A$ W+ q+ r% D5 c: t6 p+ m  对已知原始数据序列X(0)={X(0)i}(i=1,2,
    + u' q2 u# @: M# A…,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
    6 Q' q  i  N3 {* i
    ; h( ^. i! C' T/ O2 i  E
    - V$ @. B* x% b( |% Q6 n式中 a、u为由最小二乘法确定的参数。- y, t1 c/ q6 u. r7 A2 I
    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
    7 S- N0 E1 ?: U# b( p% X$ Z
    0 W* Y. q' {) ^. X2 指数加权法
    9 ~  V8 I9 Y) Y# o- i9 y! {  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 T% a; n6 P, N+ l& n; {8 j  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)};5 ]/ W" Q/ o* `/ ?- `+ B( C# G( B
      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)};
    & E! ~7 T9 O7 M9 ^6 D  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)};
    ' h% @1 K9 q- H& w) `7 l' H  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。
    4 {; c+ U& T  ~: u' f  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。" c. r9 i) q+ o9 H3 f: K
    3 对数变换法- ]) k' X: O. M
      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。
    / f3 z% O$ O# L4 ]& Y) ~4 开n次方变换法' g" {" S, w% T. Q
      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。, u, z4 L; i1 ?" f- Y
    2.5 灰色关联多因子预测模型[6~8]0 \; _9 g6 H) V. t! V: l
    {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   4 M7 X, y. R/ E; \: ^+ i

    # H3 i5 r( X7 Z$ nX^(1)(t)=AX(1)(t)+U  (t≥0)(4)
    & U- S( D8 X$ O5 ]# e$ {( S! t其解为, C4 W0 ]4 H5 Q/ k5 K1 U3 t' c
    X(1)(k)=eA(k-1)(X(1)+A-1U)-A-1U(5)
    * m: G, X( B: U# K) E% l- o6 e
    " q4 q- H* W# }( L* b  I
    ; J5 k8 e# [% G. o1 w) U8 {还原解为. Q$ e. A+ P: J
    X(0)(k)=2eA(k-1)(I+e-A)-1(I-e-A)B(6)
    % B$ \8 |: n: E6 M4 S3 o  f式中 A、B为由最小二乘法确定的参数。
    zan
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