5時間的序列模型診斷

1、時間序列模型診斷1殘差分析1.1觀測殘差圖如果模型是適當?shù)?，則其殘差的期望圖形是一個圍繞零水平線的，無任何趨勢的長方形散點圖Eg：res=arima(sqrt(hare),order=c(3,0,0),i nclude.mea n=T)擬合效果似乎并不好：圖形的末端殘差的變化幅度增加arima11 plot(rsta ndard(arima11),type=o)1.2殘差正態(tài)性plot(rsta ndard(arima11),type=o) qqno rm(residuals(res);qqli ne(residuals(res)fn2-呂aanr:- 271FE3-2-1012Th&ortK

2、ai uimtitesNormal Q-Q Plat有較多的異常值，但是又因為樣本量較小，無法判斷是否擬合合理qqn orm(residuals(arima11);qqli ne(residuals(arima11)-2-10 11hKI%：dllQuefTil9$存在部份的異常值。1.3殘差的自相關0，方差為1/n的如果模型擬合較優(yōu)，則其殘差自相關應近似無關，服從均值為 正態(tài)分布。 acf(residuals(res) acf(residuals(arima11)sane $ rebduAi4nmAii|自相關顯示擬合的兩個模型都沒有自相關的跡象1.4 Ljung-Box 檢驗Ljung-S

3、ox 檢驗除了現(xiàn)務務個單獨的滯后處殘盡的相關系數(shù)，將這罐相關系數(shù)的值柞為一個組來進行檢驗 也見冇増的.例如，奇可能大多數(shù)歿蓋口栩關系數(shù)顯適歴曲一些St至接近臨界偵，但是作為 一牛整怵時.它門看起卓就圮過度的.Boxftl PkrcedS/O提出統(tǒng)計雖Q=*m(幷+理 4+璘)來栓臉這種町躺性*如果估計f內(nèi)足疋硒的兀RMA(粒Z模刪*那么對尸大的m Q近假服從 自由度為K衛(wèi)的1卡方分布.擬合一個捲泯的模塑將會增大Q.因此*如采觀測到Q值 趙過了自用虞為K pq的背方分布站出的適當怖界僅廣丈“混合檢驗*將矩絕ARMj 卩 模型.f此處*戢大滯后長度K前選禪有一宦的隨慰件個鏗足夠大以便半K時， 町以

4、惣略0權汞)Q的卡廳分布魁基T n 時的極限理論離到的*但是Ljung和B】9帀隨后發(fā)現(xiàn)十即 使當rt = 100時，近鯉值也井不令人滿意.通過梢徽椽正統(tǒng)讓童Q，他們筑文了 -個檢驗統(tǒng)計 昂，對F典黴的樣本容宦來說滾統(tǒng)計駅零假設下服從的分布更接近卡方分布修正的Bex- Pkree或# Lj li ng-Box統(tǒng)計怪由卜式給出=Q.=川5 + 2”丄一f + 芳萬十十一)他.1.12)注意.岡為對屈個丘3】均有5十25切A】、所以有QQQ.這部分解釋了為什么原來 的統(tǒng)計簾口傾向于忽略不恰烏的模那L對于屈限樣本F Q.和Q確坷分布曲詳細吋論町以參閱 Uunff 和 Bo(i978 以戾 Davie

5、s* Tnggs 和 Newbold(1977).Tsdiag提供了標準殘差的序列圖、殘差的樣本ACF從5-15的Ljung-Box檢驗統(tǒng)計量的P值。是一個綜合分析診斷時間序列模型的工具。的Ljung-Box檢驗P值在虛線外(5%)說明沒有證據(jù)來拒絕誤差項是不相關的 零假設。 tsdiag(res)tsdiag(arima11,gof=15,omit.i nitial=F)KOILW2過度擬合和參數(shù)冗余通過比較擬合模型的標準差，對數(shù)似然值（越大越好），以AIC （越小越好）及 檢驗系數(shù)的顯著性（系數(shù)/系數(shù)的標準誤差）來判斷是否過度擬合。擬合原則：擬存和過屢殲合模網(wǎng)的含丈如下：仁水心識別一個驚始挨型.如果 個協(xié)單模型呑起來見帝希里的、那盤在唸試擬合一個 里復雜的戾型前咚先村該覘型進燈檢馳.2.在過愷抑合時*年弊軾I時増軸AR和MA郵分的階數(shù)”亂按殘孟分析建議的力向來護展模例如 如果擬frT MA1樓型拓，張差九2階滯 石處仍存淫明顯的相綸性+則宜該嘗試MAW）模型*而ARMAd, 1模型*件為訶予，再丸葦慮鎖色屬件學列我們已經(jīng)發(fā)段人血打橫型規(guī)合禪啊蟲好.很沒嘗試 ARM