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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。
    / O& V/ _" A3 K0 V0 Y几种灰色预测模型6 P5 @* V; i+ R) d! {
    1 GM(1,1)预测模型[1,2]
    ; G3 P- ~  ]. B$ 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。
    4 Y( E* j. [8 T4 f0 |. l/ V! S  对已知原始数据序列X(0)={X(0)i}(i=1,2,
    4 t2 k# w' W" |+ ~* S…,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
    ! f5 W( C# U# Y' @' g& ^; s1 g # Z+ C. P- `, j, _
    # f+ `2 W# n0 G. [2 g) z% {
    式中 a、u为由最小二乘法确定的参数。: W% Q8 k$ E  y
    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 \$ p+ h% \$ R2 }

    1 y  }- l/ A( L' R  h- |; y: j2 指数加权法
    ) n! d8 Z* m, w' k  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:: I2 L6 T8 I6 \. Q7 m3 v- t
      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)};
    / [; z% X$ p) x; v4 O  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)};
    3 F9 I1 j: W8 H& a3 F5 w8 q, o  v% ]  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)};% G: e, e9 _+ Q, H7 ^# Z( N1 |
      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。, z8 e% {0 E0 f* _+ P
      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。
    : |& f7 A' F  X/ U; Z8 Z+ K3 对数变换法$ v% C5 _3 X; _) ?. G
      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。
    6 n9 i) I+ ~; a% m& H# S* Y4 开n次方变换法2 I6 g$ H/ t2 s; b0 j' i" 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。
    . G2 G9 r/ |8 r% [/ t% o+ U3 f2.5 灰色关联多因子预测模型[6~8]- G) v. Q# c, _' S' V
    {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 Y5 W5 N- U/ `) q3 E% L: U
    . A. ?6 j" N- a* o0 E5 p. GX^(1)(t)=AX(1)(t)+U  (t≥0)(4)8 O8 E' F) e) g, V5 B
    其解为
    . U$ P1 q* T2 ]6 x9 z- i  d& V# i) yX(1)(k)=eA(k-1)(X(1)+A-1U)-A-1U(5)
    5 o4 Y( V- c0 l+ J- q9 f$ X  w6 B; S0 Z- |8 [: R

    ( e( Q5 n+ t9 ]1 C还原解为
    ( M4 c  o% X: Y4 i5 \& j  @' \+ K! dX(0)(k)=2eA(k-1)(I+e-A)-1(I-e-A)B(6)6 X6 d( ?$ V1 {" L" {: g% [
    式中 A、B为由最小二乘法确定的参数。
    zan
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