توزيع من بين ترابط تلقائي في و متوسط الوقت سلسلة نماذج الانحدار الذاتي الحركة ،

توزيع أوتوكريلاتيونس المتبقية في الانحدار الانحداري المتكاملة المتكاملة نماذج سلسلة الوقت المنقول. ملاحظة دائما مراجعة المراجع الخاصة بك وإجراء أي التصحيحات اللازمة قبل استخدام الالتفات إلى الأسماء والكتابة بالأحرف الكبيرة والتواريخ. جريدة الجمعية الإحصائية الأمريكية. الوصف مجلة الإحصاءات الأمريكية وقد اعتبرت جمعية جاسا منذ فترة طويلة مجلة رئيس الوزراء للعلم الإحصائي مؤشر استشهاد العلوم ذكرت جاسا كانت مجلة الأكثر استشهدا للغاية في العلوم الرياضية في 1991-2001، مع 16457 الاستشهادات، أكثر من 50 أكثر من القادم الأكثر شهرة المجلات عالية مقالات في جاسا التركيز على التطبيقات الإحصائية والنظرية والأساليب في العلوم الاقتصادية والاجتماعية والفيزيائية والهندسية والصحية وعلى الأساليب الجديدة للتعليم الإحصائي. التغطية 1922-2011 المجلد 18، العدد 137 - المجلد 106، لا 496. يمثل الجدار المتحرك الفترة الزمنية بين العدد الأخير المتاح في جستور وآخر إصدار منشور من مجلة الجدران المتحركة يتم تمثيلها بشكل عام في السنوات في حالات نادرة، اختار الناشر أن يكون له جدار متحرك صفر، لذلك القضايا الحالية متوفرة في جستور بعد فترة وجيزة من نشر ملاحظة في حساب الجدار المتحرك، لا يتم احتساب السنة الحالية على سبيل المثال، إذا كان التيار عام 2008 ومجلة لديها جدار متحرك لمدة 5 سنوات ومقالات من عام 2002 متوفرة. الخطوط المتعلقة بالجدار المتحرك الجدران الثابتة المجلات التي لا تحتوي على مجلدات جديدة تضاف إلى الأرشيف المجلات الممتصة التي تم دمجها مع عنوان آخر المجلات الكاملة التي لم يتم نشرها أو التي تم دمجها مع عنوان آخر. يخصص العلوم عندما يتم إجراء هذا الحساب مع تقديرات استبدال قيم المعلمة الحقيقية، ويشار إلى تسلسل الناتجة باسم بقايا، والتي يمكن اعتبارها تقديرات للأخطاء إذا كان تم اختيار النموذج المناسب، سيكون هناك صفر الارتباط الذاتي في الأخطاء في التحقق من كفاية تناسب فمن المنطقي لذلك لدراسة عينة أوتوكور العلاقة بين البقايا بالنسبة للعينات الكبيرة فإن البقايا من النموذج المجهز بشكل صحيح تشبه عن كثب الأخطاء الحقيقية للعملية ولكن هناك حاجة إلى الرعاية في تفسير الارتباطات التسلسلية للمخلفات. وتبين هنا أن الارتباطات التلقائية المتبقية تقترب يمكن تمثيلها على أنها تحويل خطي وحيد من أوتوكوريلاتيونس من الأخطاء بحيث أنها تمتلك التوزيع الطبيعي المفرد عدم السماح لهذه النتائج في ميل إلى التغاضي عن أدلة على عدم ملاءمة يتم وضع اختبارات الشيكات تناسب والتشخيص التي تأخذ هذه الحقائق في الاعتبار. Page ثومبنايلز. JSTOR هو جزء من إيثاكا، وهي منظمة غير هادفة للربح مساعدة المجتمع الأكاديمي استخدام التقنيات الرقمية للحفاظ على السجل العلمي والمضي قدما في البحث والتدريس بطرق مستدامة 2000-2017 إيثاكا جميع الحقوق محفوظة جستور، شعار جستور ، جباس، و إيثاكا هي علامات تجارية مسجلة ل ITHAKA.2 1 نماذج متوسط ​​المتحرك نماذج MA. Time السلسلة النماذج المعروفة باسم نماذج أريما قد تشمل مصطلحات الانحدار الذاتي و أو متوسط ​​المصطلحات المتحركة في الأسبوع 1، علمنا مصطلح الانحدار الذاتي في نموذج سلسلة زمنية لمتغير شت هو قيمة متخلفة من شت على سبيل المثال، متخلف 1 الانحدار الذاتي مصطلح هو x t - 1 مضروبا في معامل يعرف هذا الدرس متوسط ​​المصطلحات المتحركة. المتوسط ​​المتحرك المتوسط ​​في نموذج السلاسل الزمنية هو خطأ سابق مضروبا في معامل. L ووت أوفيرزيت N 0، سيغما 2w، بمعنى أن الوت متشابهة، موزعة بشكل مستقل، كل مع توزيع عادي يعني 0 ونفس التباين. المنظومة 1 المتوسط ​​المتحرك نموذج، يرمز إليها ما 1 هو. شت مو وت theta1w. The 2nd ترتيب متوسط ​​المتوسط ​​المتحرك، يرمز إليها ما 2 هو. شت مو وت theta1w theta2w. The q من أجل نموذج المتوسط ​​المتحرك، يرمز إليها ما q هو. شت مو w theta1w theta2w دوتس thetaqw. Note العديد من الكتب المدرسية والبرامج تحدد النموذج مع علامات سلبية قبل شروط هذا لا تغيير الخصائص النظرية العامة للنموذج، على الرغم من أنه لا تقلب علامات جبري من قيم معامل المقدرة وشروط أونكارد في الصيغ ل أكفس والتباينات تحتاج إلى التحقق من البرنامج للتحقق من ما إذا كانت قد استخدمت علامات سلبية أو إيجابية من أجل الكتابة بشكل صحيح النموذج المقدر R يستخدم علامات إيجابية في النموذج الأساسي لها، كما نفعل هنا. الخصائص النظرية لسلسلة زمنية مع نموذج 1 ما. لاحظ أن القيمة غير الصفرية الوحيدة في أسف النظرية هي للتخلف 1 جميع أوتوكوريلاتيونس الأخرى هي 0 وبالتالي عينة أسف مع ارتباط ذاتي كبير فقط في تأخر 1 هو مؤشر لنموذج ما 1 الممكنة. بالنسبة للطلاب المهتمين، البراهين لهذه الخصائص هي تذييل لهذه النشرة. المثال 1 افترض أن نموذج ما 1 هو شت 10 بالوزن 7 ث t-1 حيث وت أوفيرزيت N 0،1 وبالتالي فإن معامل 1 0 7 ث وتعطى أسف النظري by. A مؤامرة من هذا أسف يلي. المؤامرة فقط يظهر هو أسف النظري ل ما 1 مع 1 0 7 في الممارسة العملية، فاز عينة تي عادة ما توفر مثل هذا النمط واضح باستخدام R، ونحن محاكاة ن 100 عينة القيم باستخدام نموذج شت 10 ط 7 w t-1 حيث w t. iid N 0،1 لهذه المحاكاة، مؤامرة سلسلة زمنية من البيانات عينة يتبع يمكننا أن نقول الكثير من هذه المؤامرة. أكف عينة لمحاكاة البيانات التالية نرى ارتفاع في التأخر 1 تليها عموما القيم غير الهامة للتخلف الماضي 1 لاحظ أن العينة أسف لا يطابق النمط النظري لل ما 1 الأساسي، وهو أن جميع أوتوكوريلاتيونس للتخلف الماضي 1 سيكون 0 A عينة مختلفة سيكون لها عينة مختلفة قليلا أسف هو مبين أدناه، ولكن من المرجح أن يكون لها نفس السمات العريضة. خصائص تيروريتيكال من سلسلة زمنية مع ما 2 نموذج. للحصول على نموذج ما 2، الخصائص النظرية هي التالية. لاحظ أن الوحيد نونزيرو القيم في أسف النظرية هي للتخلف 1 و 2 أوتوكورات أيونات لتخلفات أعلى هي 0 لذا فإن عينة أسف ذات أوتوكوريلاتيونس كبيرة عند الفارقين 1 و 2، ولكن أوتوكوريلاتيونس غير هامة لفترات أعلى يشير إلى احتمال ما 2 model. iid N 0،1 المعاملات هي 1 0 5 و 2 0 3 لأن هذا هو ما 2، فإن أسف النظرية لها قيم غير صفرية فقط في التأخر 1 و 2.Values ​​من أوتوكوريلاتيونس نونزيرو are. A مؤامرة من أسف النظرية يتبع. كما هو الحال دائما تقريبا، وفاز البيانات عينة تي تتصرف تماما لذلك تماما كما نظرية نحن محاكاة ن 150 عينة القيم للنموذج شت 10 بالوزن 5 ث t-1 3 ث t-2 حيث w t. id n 0،1 سلسلة الوقت سلسلة من البيانات يتبع كما هو الحال مع مؤامرة سلسلة زمنية ل يمكن أن تروي الكثير من ذلك. نموذج أسف للبيانات المحاكاة يتبع النمط هو نموذجي للحالات التي قد يكون نموذج ما 2 مفيدة هناك اثنين من طفرات إحصائية كبيرة في التأخر 1 و 2 تليها غير - قيم هامة للتخلفات الأخرى لاحظ أنه نظرا لخطأ المعاينة، لم تتطابق العينة أسف والنموذج النظري تماما. أسف للماجستير العامة q نماذج. خاصية نماذج ما q بشكل عام هو أن هناك أوتوكوريلاتيونس غير الصفرية للفواصل q الأولى و أوتوكوريلاتيونس 0 لجميع الفواصل q. Non تفرد الاتصال بين قيم 1 و rho1 في ما 1 نموذج. في نموذج ما 1، لأي قيمة 1 1 المتبادلة يعطي نفس القيمة ل. على سبيل المثال، استخدم 0 5 ل 1 ثم استخدم 1 0 5 2 ل 1 أنت ليرة لبنانية الحصول على rho1 0 4 في كلتا الحالتين. لإرضاء تقييد نظري يسمى العكوس نقيد نماذج ما 1 لها قيم ذات قيمة مطلقة أقل من 1 في المثال الذي أعطيت للتو، 1 0 5 ستكون قيمة المعلمة المسموح بها، في حين أن 1 1 0 5 2 لن. ويقال إن قابلية نماذج ما. قلب ما أن تكون قابلة للانعكاس إذا كان معادلا جبريا لتلاقي ترتيب لانهائي نموذج أر من خلال التقارب، فإننا نعني أن معاملات أر تنخفض إلى 0 ونحن نعود مرة أخرى في time. Invertibility هو تقييد مبرمجة في برامج سلسلة زمنية تستخدم لتقدير معامل إيسينتس من النماذج مع شروط ما انها ليست شيئا أننا تحقق في في تحليل البيانات وترد معلومات إضافية حول تقييد قابلية للماجستير 1 نماذج في الملحق. نظرية متقدمة ملاحظة لنموذج ما q مع أسف المحدد، هناك فقط نموذج واحد قابل للانعكاس الشرط اللازم للانعكاس هو أن المعاملات لها قيم مثل أن المعادلة 1- 1 y - - كيق 0 لديها حلول ل y تقع خارج دائرة الوحدة. رمز للأمثلة. في المثال 1، النظري أسف للنموذج شت 10 وت 7w t-1 ومن ثم محاكاة n 150 قيم من هذا النموذج ورسم التسلسل الزمني للعينة وعينة أسف للبيانات المحاكية كانت الأوامر R المستخدمة في رسم أسف النظرية. اكفما 1 أرماكف ما c 0 7، 10 تأخر من أسف ل ما 1 مع theta1 0 7 تأخر 0 10 يخلق متغير يدعى التأخر الذي يتراوح من 0 إلى 10 تأخر مؤامرة، acfma1، زليم ج 1،10، يلب r، نوع h، أسف الرئيسي ل ما 1 مع theta1 0 7 أبلين h 0 يضيف محور أفقي إلى المؤامرة يحدد الأمر الأول e أسف ويخزنه في كائن اسمه acfma1 اختيارنا ل name. The مؤامرة قيادة المؤامرات الأمر 3 يتخلف مقابل القيم أسف للتخلف 1-10 معلمة يلب تسميات المحور ص والمعلمة الرئيسية يضع عنوان على المؤامرة. للاطلاع على القيم العددية لل أسف ببساطة استخدام acfma1.The محاكاة و المؤامرات تمت مع الأوامر التالية. قائمة ما c 0 7 يحاكي n 150 القيم من ما 1 x شك 10 يضيف 10 لجعل يعني 10 المحاكاة الافتراضية يعني 0 مؤامرة x، نوع b، الرئيسية محاكاة ما 1 البيانات أسف x، زليم c 1،10، أسف الرئيسية لمحاكاة بيانات العينة. في المثال 2، قمنا بتآمر أسف النظري للنموذج شت 10 بالوزن 5 ث t-1 3 ث t-2 ومن ثم محاكاة n 150 قيم من هذا النموذج وتآمر سلسلة الوقت العينة وعينة أسف للمحاكاة البيانات R الأوامر المستخدمة كانت. أسفما 2 أرماكف ما c 0 5،0 3، acfma2 متخلفة 0 10 تأخر مؤامرة، acfma2، زليم c 1،10، يلب r، نوع h، أسف الرئيسية لما 2 مع ثيتا 0 5، ثيتا 0 3 أبلين h 0 قائمة أماه c 0 5، 0 3 x شك 10 مؤامرة x، نوع b، الرئيسية محاكاة ما 2 سلسلة أسف x، زليم c 1،10، أسف الرئيسي لمحاكاة ما 2 data. Appendix برهان خصائص ما 1 . للطلاب المهتمين، وهنا هي البراهين للخصائص النظرية للنموذج ما 1.Variance شت النص النص مو بالوزن wta1 w 0 النص النص wt1twww سيغما 2w ثيتا 21 سيغما 2W 1 ثيتا 21 سيغما 2W. When h 1، والتعبير السابق 1 w 2 لأي h 2 ، والتعبير السابق 0 والسبب هو أنه، من خلال تعريف الاستقلال للوزن E وكوج 0 لأي كي جي وعلاوة على ذلك، لأن وزنها يعني 0، E ويوج E وي 2 w 2.For سلسلة زمنية. تطبيق هذه النتيجة للحصول على و أسف المذكورة أعلاه. نموذج ما لا يمكن عكسها هو واحد التي يمكن أن تكون مكتوبة كأنها أمر لا نهائية نموذج أر التي تتقارب بحيث أن المعاملات أر تتلاقى إلى 0 ونحن نتحرك بلا حدود مرة أخرى في الوقت المناسب وسوف نبرهن على التقلب لنموذج ما 1.We ثم العلاقة 2 ل w t-1 في المعادلة 1. 3 زت وت ثيتا z - theta1w وت theta1z - ثيتا 2w. At الوقت t-2 المعادلة 2 يصبح. نحن ثم استبدال العلاقة 4 ل w t-2 في المعادلة 3. زت وزن theta1 z - ثيتا 21w وت theta1z - ثيتا 21 ض - theta1w وت theta1z - theta1 2z ثيتا 31w. If كنا على مواصلة بلا حدود، فإننا سوف تحصل على نموذج لانهائية أر نموذج. زت وت theta1 z - ثيتا 21z ثيتا 31z - ثيتا 41z دوتس. ملاحظة ومع ذلك، أنه إذا 1 1، فإن المعاملات ضرب ضرب من z سوف تزيد بلا حدود في الحجم ونحن نعود إلى الوراء في الوقت المناسب لمنع هذا، نحن بحاجة 1 1 هذا هو الشرط لنموذج ما 1 قابل للانعكاس. إنفينيت النظام ما نموذج. في الأسبوع 3، سنرى أن نموذج أر 1 يمكن تحويلها إلى لانهائية النظام ما نموذج. شت - مو وت phi1w فاي 21w النقاط في k1 w النقاط سوم في j1w. This مجموع مصطلحات الضوضاء البيضاء الماضية يعرف باسم التمثيل السببي لل أر 1 وبعبارة أخرى، شت هو نوع خاص من ما مع عدد لا حصر له من المصطلحات العودة إلى الوراء وهذا ما يسمى أمر لانهائي ما أو ما أمر محدود ما هو أمر لانهائي أر وأي أمر محدود أر هو أمر لانهائي MA. Recall في الأسبوع 1، لاحظنا أن شرط ل أر ثابتة 1 هو أن 1 1 اسمحوا s حساب فار شت باستخدام التمثيل السببي. وهذه الخطوة الأخيرة يستخدم حقيقة أساسية حول سلسلة هندسية تتطلب phi1 1 خلاف ذلك سلسلة تتباعد. توزيع أوتوكوريلاتيونس المتبقية في نماذج الانحدار والانتقال التدريجي المتكاملة الانحدار التلقائي. توزيع أوتوكوريلاتيونس المتبقية في نماذج الانحدار الانحداري المتكامل والانحدار المتكامل نماذج الوقت الزمني. الندرسون، رل 1942 توزيع معامل الارتباط التسلسلي، سجلات الإحصاءات الرياضية 13 مارس 1 13.Bartlett، مس 1946 على سبيسيف النظرية (إيكاتيون) وخصائص أخذ العينات من سلسلة زمنية ذات صلة تلقائية، مجلة الجمعية الإحصائية الملكية 8 أبريل 27 41 السلسلة B. Diananda، ف 1950 تمديدات كنويل اختبارات مخططات الانحدار الذاتي، مجلة الجمعية الإحصائية الملكية 12 أبريل 108 15 السلسلة B. بوكس، جيب و جينكينز، غم 1967 نماذج إحصائية للتنبؤ والتحكم ماديسون ويسكونسن دائرة الإحصاءات، جامعة ويسكونسن التقارير الفنية 72، 77، 79، 94، 95، 99، 103، 104، 116، 121، أند 122.Box، جيب و جينكينز، جنرال موتورز 1970 الوقت سلسلة تحليل التنبؤ والتحكم سان فرانسيسكو هولدن يوم، Inc. Bacon، دو 1967 نماذج للتنبؤ سلسلة الموسمية وغير الموسمية سلسلة، في التحليل الطيفي لسلسلة زمنية تحريرها هاريس، B نيويورك جون وايلي سونز، Inc. Box، جيب و مولر، مي 1958 ملاحظة حول توليد عشوائية عشوائية ديفياتس، سجلات الإحصاءات الرياضية 29 يونيو 610 11.Box، جيب و بيرس، دا أبريل 1968 توزيع أوتوكريلاتيونس المتبقية في أوتوريغر المتكاملة إيسيف-موفينغ متوسط ​​نماذج السلاسل الزمنية، دائرة الإحصاءات في ماديسون في أبريل، جامعة ويسكونسن التقرير الفني 154.Durbin، J 1959 تقدير فعال للمعلمات في نماذج المتوسط ​​المتحرك، بيوميتريكا 46 ديسمبر 306 16.Dorpin، J 1970 اختبار الارتباط المتسلسل في الأقل - تراجع الانحدار عندما يكون بعض المتراجعين متخلفين عن المتغيرات التابعة، إكونوميتريكا 38 ماي 410 21. غريناندر، U و روزنبلات، M 1957 التحليل الإحصائي لسلسلة الوقت الثابتة نيويورك جون وايلي سونس، Inc. Mann، هب أند والد، A 1943 أون والمعاملة الإحصائية لمعادلات الفرق العشوائية الخطية، إكونوميتريكا 11 يوليو 173 220. مان، هب و والد، A 1943 على الحد العشوائي وعلاقات النظام، سجلات الإحصاءات الرياضية 14 سبتمبر 217 26.Quenouille، م 1947 اختبار عينة كبيرة ل الخير من صالح مخططات الانحدار الذاتي، مجلة الجمعية الإحصائية الملكية 110 يونيو 123 9 السلسلة A. Walker، آم 1950 ملاحظة عن تعميم الخير عينة كبيرة من صالح اختبار مخططات الانحدار الخطي، مجلة الجمعية الإحصائية الملكية 12 أبريل 102 7 السلسلة B. Whittle، P 1952 اختبارات تناسب السلسلة الزمنية، بيوميتريكا 39 ديسمبر 309 18.Wold، H 1938 دراسة في تحليل السلسلة الزمنية الثابتة ستوخهولم ألمكيست و Wiksell. Wold، H 1949 اختبار عينة كبيرة للمتوسطات المتحركة، مجلة الجمعية الإحصائية الملكية 11 أبريل 297 305 السلسلة B. Yule، غو 1927 على طريقة التحقيق في الدوريات في سلسلة مضطربة، مع إشارة خاصة إلى ولفر s أرقام سونسبوت، المعاملات الفلسفية، A 226 يوليو 267 98. الناس أيضا قراءة. تصفح المجلات حسب الموضوع.