[发明专利]一种基于Markov链的正交化插值的GM(1,1)模型预测方法无效
申请号: | 201310025028.6 | 申请日: | 2013-01-23 |
公开(公告)号: | CN103106256A | 公开(公告)日: | 2013-05-15 |
发明(设计)人: | 杨善林;王晓佳;杨昌辉;余本功;侯利强;陈志强 | 申请(专利权)人: | 合肥工业大学 |
主分类号: | G06F17/30 | 分类号: | G06F17/30 |
代理公司: | 安徽合肥华信知识产权代理有限公司 34112 | 代理人: | 余成俊 |
地址: | 230009 *** | 国省代码: | 安徽;34 |
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摘要: | 本发明公开了一种一种基于灰色Markov链的正交化模型预测方法,依据灰色正交化方法和马尔可夫链原理,应用Gauss-Chebyshev正交化思想预测时序数据的总体趋势。预测的精度是时变的,而马尔可夫链原理在处理时变的系统过程时具有较好的优势,选用该方法能更好的解决预测结果的不稳定性。基于此,提出一种用于用电量数据预测的灰色马尔可夫正交化模型,适用于中短期、数据需求量少且数据振幅较大的动态过程预测。本发明构思科学,计算简单,工作量小,预测精度高。它在预测技术领域里具有较好的使用价值和广阔的应用前景。 | ||
搜索关键词: | 一种 基于 markov 正交 化插值 gm 模型 预测 方法 | ||
【主权项】:
1.一种基于灰色Markov链的正交化模型预测方法,其特许在于:包括以下步骤:(1)原始数据序列选取:根据预测目标选取预测模型所采用的原始数据序列,并且数据序列必须为一组非负数据序列,即X(0);(2)1-AGO序列建立:以选取的原始数据序列X(0)作为GM(1,1)预测模型的基础数据,并对X(0)作1-AGO,得到处理结果1-AGO序列X(1),然后分别对X(0)和X(1)作准光滑性检验和准指数规律判断,判断原始数据序列X(0)和1-AGO序列X(1)是否满足GM(1,1)预测模型的适用要求;(3)背景值生成:对1-AGO序列X(1)作背景值Z(1)生成,则可计算出B和Y。其中,B = - z ( 1 ) ( 2 ) 1 - z ( 1 ) ( 3 ) 1 . . . . . . - z ( 1 ) ( n ) 1 ]]> ,Yn=[x(0)(2),x(0)(3),…,x(0)(n)]T,z(1)(k)为背景值序列,x(0)(i)为原始数据序列,由于最小二乘估计可以使得无差平方和达到最小,故利用最小二乘估计可得到参数列
,
为a的估计值;求得背景值的过程如下:(a)令 f(t)=x(1) (t)则∫ k k + 1 x ( 1 ) ( t ) dt = ∫ k k + 1 f ( t ) dt = 1 2 ∫ - 1 1 f ( 1 2 u + k + 1 2 ) du = ∫ - 1 1 f ( v ) dv = ∫ - 1 1 1 1 - v 2 1 - v 2 f ( v ) dv = ∫ - 1 1 1 1 - v 2 F ( v ) dv ]]>≈ A 0 F ( v 0 ) + A 1 F ( v 1 ) + A 2 F ( v 2 ) ]]> (b)高斯点为切比雪夫多项式的零点,故T3=4v3-3v=0 有v 0 = - 3 2 , v 1 = 0 , v 2 = 3 2 ]]> (c)对于拥有两次代数精度的Gauss-Chebyshev多项式求积F(v)=1,v,v2均精确成立。联立方程组A 0 + A 1 + A 2 = ∫ - 1 1 1 1 - v 2 dv = π - 3 2 A 0 + 0 A 1 + 3 2 A 2 = ∫ - 1 1 v 1 - v 2 dv = 0 3 4 A 0 + 0 A 1 + 3 4 A 2 = ∫ - 1 1 v 2 1 - v 2 dv = π 2 ]]> 解得, A 0 = A 1 = A 2 = π 3 ]]> (d)得到优化的背景值如下z ( 1 ) ( k + 1 ) = ∫ k k + 1 x ( 1 ) ( t ) dt ≈ ∫ k k + 1 S k dt = π 3 1 - ( - 3 2 ) 2 x ( 1 ) ( k + 2 - 3 4 ) + π 3 1 - ( 0 ) 2 x ( 1 ) ( k + 1 2 ) + π 3 1 - ( 3 2 ) 2 x ( 1 ) ( k + 2 + 3 4 ) ]]> 上式中带有小数节点的运算计算机无法实现,所以通过适当的插值方法把小数节点转化为整数节点,使得切比雪夫算法得以通过计算机实现预测。方法如下:z ( 1 ) ( k + 1 ) = ∫ k k + 1 x ( 1 ) ( t ) dt ≈ ∫ k k + 1 S k ( t ) dt ]]>= π 3 1 - ( - 3 2 ) 2 x ( 1 ) ( k + 2 - 3 4 ) + π 3 1 - ( 0 ) 2 x ( 1 ) ( k + 1 2 ) + π 3 1 - ( 3 2 ) 2 x ( 1 ) ( k + 2 + 3 4 ) ]]>= π 6 [ 15 + 8 3 32 x ( 1 ) ( k ) + 9 - 4 3 16 x ( 1 ) ( k + 1 ) - 1 32 x ( 1 ) ( k + 2 ) ] + π 3 [ 3 8 x ( 1 ) ( k ) + 3 4 x ( 1 ) ( k + 1 ) - 1 8 x ( 1 ) ( k + 2 ) ] + π 6 [ 15 - 8 3 32 x ( 1 ) ( k ) + 9 + 4 3 16 x ( 1 ) ( k + 1 ) - 1 32 x ( 1 ) ( k + 2 ) ] ]]>= 9 π 32 x ( 1 ) ( k ) + 7 π 16 x ( 1 ) ( k + 1 ) - 5 π 96 x ( 1 ) ( k + 2 ) ]]> 上式即为GM(1,1)模型的新背景值。(4)模型确定与求解:将步骤(3)中的a和b分别使用估计值
和
来代替,并建立GM(1,1)模型及时间响应序列
,然后求解出第一个点的预测值
的模拟值,最后还原求解出初始点的预测值
的模拟值即
,
的值即为原始数据序列的预测值序列;(5)误差检验:根据步骤(4)求解出原始数据序列的预测值后,再利用残差检验方法、或者是关联度检验方法、或者是后验差检验方法来判断GM(1,1)预测模型的精度;GM(1,1)预测模型的精度可以通过不同的背景值生成方式,原始数据的取舍,数据序列的变换、修正以及不同级别的残差GM(1,1)模型来得以提高。
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