Одно из преимуществ функций пакета smooth заключается во встроенной возможности работать с прерывистыми данными и с данными с периодически возникающими нулями.

Прерывистый спрос — это такой спрос на продукцию, который происходит нерегулярно (Svetuknov and Boylan, 2017). Например, продажи зелёной губной помады имеют такой характер: её редко, кто покупает, но это всё-таки происходит время от времени. Данные по продажам такой продукции будут содержать много нулей, и предсказать, когда именно произойдёт продажа такого товара — крайне затруднительно. Может показаться, что я беру в пример какой-то экзотический товар, а значит и проблема прерывистого спроса надумана. Но вообще-то это не так. Если обратиться к тому, что происходит сейчас в сфере ритейла, то на себя обращает внимание увеличение частоты измерений данных. Раньше была возможность только сохранять количество проданных каких-нибудь хлопьев в неделю, сейчас же можно измерять продажи хоть раз в минуту (можно и чаще, но надо ли?). А как предсказать, когда купят хлопья в магазине, когда данные измеряются в такой частоте? В общем, проблема есть, и она вполне реальна.

Другая типичная проблема — это продукты, продающиеся сезонно. Например, продажи арбузов летом будут носить вполне себе непрерывный характер, а вот в остальное время года — не факт: в какие-то сезоны их не будет физически (естественные нули), а в другие спрос на них будет нестабилен.

В общем, со всеми этими интересными особенностями как раз и призваны справиться функции пакета smooth. Для этого в нём реализованы так называемые модели со смешанными распределениями.

В данной статье мы обсудим самую простую, можно сказать, базовую модель, реализованную в пакете.

Здесь мы будем делать акцент на прерывистый спрос, но вообще-то функции хорошо работают и в других случаях, в которых возникают нули в данных.

Модель

Во-первых, стоит заметить, что всё, что мы будем далее обсуждать основано на идее разделения ряда прерывистого спроса на две части (Croston, 1972):

1. Появление спроса, которая представлена бинарной переменной (0 — спроса нет, 1 — спрос есть);
2. Размер спроса, которая отражает, сколько единиц продукции было куплено, если спрос появился.

Математически это всё представляется вот так вот:
\begin{equation} \label{eq:iSS}
y_t = o_t z_t ,
\end{equation}
где \(o_t\) — это бинарная переменная появления, \(z_t\) — это объём спроса и \(y_t\) — это финальная величина, которую мы измеряем. Это уравнение было предложено в Croston, (1972), хотя Кростон ограничился лишь разработкой прогнозного метода, и не занимался стохастической моделью.

В литературе встречается несколько методов для прогнозирования прерывистого спроса: Кростон (Croston, 1972), SBA (Syntetos & Boylan, 2000 — SBA — Syntetos-Boylan Approximation) и TSB (Teunter et al., 2011 — по фамилиям авторов метода). Это всё хорошие методы, которые себя хорошо зарекомендовали. Единственное ограничение — это то, что они «методы», а не «стохастические модели». Модель позволяет достаточно легко включать дополнительные компоненты и переменные, конструировать прогнозные интервалы и возможность осуществлять выбор наилучшей модели среди некоторого пула. Не имея модель, всё это сделать затруднительно. Мы с Джоном Бойланом (John Boylan) разработали модель, которая лежит в основе этих методов (Svetunkov & Boylan, 2017), с помощью \eqref{eq:iSS}. Учитывая то, что все эти методы основаны на простом экспоненциальном сглаживании, мы назвали свою модель «iETS» — «intermittent ETS» — «прерывистая ETS». В статье, которая сейчас находится на стадии рецензирования в International Journal for Forecasting, мы рассматривали частный случай этой модели — iETS(M,N,N), то есть модель с мультипликативной ошибкой, без тренда и сезонности, так как именно эта модель лежит в основе простого экспоненциального сглаживания. Одно из ключевых предположений в нашей модели — это независимость появления спроса от размера спроса. Это, конечно, явное упрощение, которой мы получили по наследству от метода Кростона, но даже с ним модель работает хорошо в большинстве случаев.

Модель iETS(M,N,N) формулируется следующим образом:
\begin{equation} \label{eq:iETS}
\begin{matrix}
y_t = o_t z_t \\
z_t = l_{z,t-1} \left(1 + \epsilon_t \right) \\
l_{z,t} = l_{z,t-1}( 1 + \alpha_z \epsilon_t) \\
o_t \sim \text{Bernoulli}(p_t)
\end{matrix} ,
\end{equation}
где \(z_t\) — это модель ETS(M,N,N), \(l_{z,t}\) это уровень ненулевого спроса, \(\alpha_z\) — постоянная сглаживания, а \(\epsilon_t\) — ошибка модели. Важное допущение в модели — это то, что \(\left(1 + \epsilon_t \right) \sim \text{log}\mathcal{N}(0, \sigma_\epsilon^2) \) — нечто, что мы уже как-то обсуждали. Это допущение важно, так как ограничивает область значений только положительными значениями. Впрочем, если в вашем контексте возможны так же и отрицательные значения, то никто не мешает вместо мультипликативных моделей использовать аддитивные.

Прелесть модели \eqref{eq:iETS} заключается в том, что она может быть легко расширена (в неё можно добавить тренд, сезонность, экзогенные переменные), и то, что все её параметры могут быть оценены путём максимизации функции правдоподобия.

Для моделирования части, отвечающей за появление спроса, мы предложили следующие три модели:

1. iETS\(_F\) — модель предполагает, что вероятность появления спроса фиксирована (\(p_t = p\)).
2. iETS\(_O\) — «Odds Ratio», модель отношения шансов, которая использует логистическую кривую для обновления вероятности появления значения. В этом случае модель сфокусирована именно на вероятности появления спроса.
3. iETS\(_I\) — «Inverse Odds Ratio», модель обратного отношения шансов, которая использует похожие принципы, как и iETS\(_O\), однако прогнозы её сфокусированы на вероятности не появления спроса. Эта модель даёт статистическое объяснение для метода Croston (1972), но использует несколько другой принцип обновления вероятности: вместо того, чтобы обновлять вероятность, когда происходит продажа, она это делает на каждом наблюдении.
4. iETS\(_D\) — «Direct probability», модель непосредственной вероятности, которая использует принцип, предложенный Teunter et al., (2011). В этом случае вероятность обновляется на прямую с помощью простого экспоненциального сглаживания.
5. iETS\(_G\) — «General», обобщённая модель, которая фактически включает в себя все предыдущие. Она состоит из двух под-моделей для вероятности, фактически учитывая как вероятности возникновения, так и вероятность не возникновения продаж.

В случае (1) модель для вероятности значительно упрощается, её можно оценить с помощью функции правдоподобия и использовать для прогноза. В остальных случаях мы предлагаем использовать ещё одну модель ETS(M,N,N) для каждой из частей процессов. Так что в каждом из этих случаев прогноз представляет собой прямую линию. Финальный прогноз для всех этих моделей считается по формуле:
\begin{equation} \label{eq:iSSForecast}
\hat{y}_{t+h} = \hat{p}_{t+h} \hat{z}_{t+h} ,
\end{equation}
где \(\hat{p}_{t+h}\) — это прогнозируемая вероятность, \(\hat{z}_t\) — это прогнозируемый объём спроса, а \(\hat{y}_t\) — это финальный прогноз для прерывистого спроса. Фактически на выходе мы получает некую оценку того, сколько будет продано в среднем за единицу времени.

Для того, чтобы разделить общую модель \eqref{eq:iETS} с её частью для объёмов спроса и для появления спроса, мы предлагаем использовать разные названия. Например, iETS\(_G\)(M,N,N) обозначает полную модель \eqref{eq:iETS} (\(y_t\)), oETS\(_G\)(M,N,N) обозначает модель для появления спроса (\(o_t\)), а ETS(M,N,N) используется для обозначения модели для объёмов спроса (\(z_t\)). Во всех этих трёх случаях часть «(M,N,N)» показывает, что мы используем модель экспоненциального сглаживания с мультипликативной ошибкой, без тренда и сезонности. Более продвинутые обозначения для модели будут обсуждены в следующих статьях на сайте. Пока же мы будем ориентироваться на простую модель экспоненциального сглаживания.

Обобщая преимущества нашей модели:

1. Она расширяема. Это означает, что в неё можно добавлять любые компоненты, которые вы пожелаете. Такая возможность уже существует в пакете smooth. К слову, базовая модель \eqref{eq:iSS} позволяет использовать всё, что угодно для объёма спроса и множество разных моделей для появления спроса;
2. Модель позволяет выбирать между теми самыми пятью случаями (iETS\(_F\), iETS\(_O\), iETS\(_I\), iETS\(_D\) и iETS\(_G\)) с помощью информационных критериев. Этот механизм работает хорошо на больших выборках, но не всегда показывает такие же хорошие результаты на малых;
3. Модель позволяет конструировать параметрические прогнозные интервалы на несколько шагов вперёд;
4. Оценка моделей осуществляется с помощью функции правдоподобия, которая даёт эффективные и состоятельные оценки;
5. Хотя модель и предполагает непрерывную случайную величину для объёма спроса, мы показали в своей статье, что она часто работает лучше, чем модели целочисленных случайных величин (типа Пуассона или Биномиального распределения).

Что же, посмотрим, как это работает…

Появление спроса

В пакете smooth есть функция oes() (Occurrence Exponential Smoothing), которая отвечает за модель появления спроса. Так же, в каждой прогнозной функции пакета есть параметр occurrence, который может быть: «none» (никакой модели), «fixed» (oETS\(_F\)), «odds-ratio» (oETS\(_O\)), «inverse-odds-ratio» (oETS\(_I\)), «direct» (oETS\(_D\)), «general» (oETS\(_G\)) и «auto» (автоматический выбор). Автоматическую опцию мы пока не рассматриваем, обсудим те самые пять моделей. Рассмотрим их на условном примере:

x <- c(rpois(25,5),rpois(25,1),rpois(25,0.5),rpois(25,0.1))

В этом искусственном временном ряду вероятность и размер спроса меняются ступенчато каждые 25 наблюдений. Сгенерированные данные отражают нечто под названием "вымирающий спрос" или "устаревающий спрос". Построим наши три модели:

oesFixed <- oes(x, occurrence="f", h=25)

Occurrence state space model estimated: Fixed probability
Underlying ETS model: oETS[F](MNN)
Smoothing parameters:
level 
    0 
Vector of initials:
level 
 0.55 
Information criteria: 
     AIC     AICc      BIC     BICc 
139.6278 139.6686 142.2329 142.3269

oesOdds <- oes(x, occurrence="o", h=25)

Occurrence state space model estimated: Odds ratio
Underlying ETS model: oETS[O](MNN)
Smoothing parameters:
level 
0.828 
Vector of initials:
 level 
14.442 
Information criteria: 
     AIC     AICc      BIC     BICc 
116.3124 116.4361 121.5227 121.8076 

oesInverse <- oes(x, occurrence="i", h=25)

Occurrence state space model estimated: Inverse odds ratio
Underlying ETS model: oETS[I](MNN)
Smoothing parameters:
level 
0.116 
Vector of initials:
level 
0.039 
Information criteria: 
     AIC     AICc      BIC     BICc 
 98.5508  98.6745 103.7611 104.0460

oesDirect <- oes(x, occurrence="d", h=25)

Occurrence state space model estimated: Direct probability
Underlying ETS model: oETS[D](MNN)
Smoothing parameters:
level 
0.115 
Vector of initials:
level 
0.884 
Information criteria: 
     AIC     AICc      BIC     BICc 
106.5982 106.7219 111.8086 112.0934

oesGeneral <- oes(x, occurrence="g", h=25)

Occurrence state space model estimated: General
Underlying ETS model: oETS[G](MNN)(MNN)
Information criteria: 
     AIC     AICc      BIC     BICc 
102.5508 102.9718 112.9715 113.9410

Анализируя результаты, можно заметить, что модель oETS\(_I\) показала себя лучше на этих данных - её информационные критерии ниже, чем у других моделей. Это всё потому что данный тип модели хорошо подходит под ряды с угасающим спросом из-за того, что модель сфокусирована на вероятности исчезновения. Обратите внимание, что постоянная сглаживания в модели oETS\(_O\) достаточно высока. Это потому что модель сфокусирована на вероятности возникновения спроса, а он у нас угасает. Если бы динамика была противоположной (частота спроса возрастала), то и ситуация была бы другой: постоянная сглаживания в oETS\(_O\) была бы ниже, чем постоянная сглаживания в oETS\(_I\). Так же можно заметить, что стартовый уровень в модели oETS\(_I\) равен 0.116, что соответствует вероятности возникновения в \(\frac{1}{1+0.116} \approx 0.89\).

На себя так же обращает внимание модель oETS\(_G\), которая не спешит делиться деталями о моделях внутри неё. Это потому что в ней две модели (которые называются modelA и modelB в R), каждая из которых имеет свои параметры. Вот они:

oesGeneral$modelA
oesGeneral$modelB

Occurrence state space model estimated: General
Underlying ETS model: oETS(MNN)_A
Smoothing parameters:
level 
    0 
Vector of initials:
level 
   16 
Information criteria: 
     AIC     AICc      BIC     BICc 
 98.5508  98.6745 103.7611 104.0460

Occurrence state space model estimated: General
Underlying ETS model: oETS(MNN)_B
Smoothing parameters:
level 
0.116 
Vector of initials:
level 
0.628 
Information criteria: 
     AIC     AICc      BIC     BICc 
 98.5508  98.6745 103.7611 104.0460 

oETS\(_G\) и обе подмодели A и B имеют одно и то же значение функции правдоподобия, так как они являются частями единого целого. Однако информационные критерии у них различаются, так как у них разное число оценённых параметров: в моделях A и B их по двое, в то время как в целой модели их, соответственно, 4. Заметьте, что оптимальная постоянная сглаживания в модели A оказалась равной нулю, что означает, что компоненты её не обновляются во времени. Мы ещё вернёмся к этому наблюдению чуть позже.

Мы так же можем построить линейные графики по этим моделям, чтобы увидеть, как именно они работают:

plot(oesFixed)

plot(oesOdds)

plot(oesInverse)

plot(oesDirect)

plot(oesGeneral)

Обратите внимание, что разные модели улавливают динамику вероятности по-разному: в то время как iETS\(_F\) всё усредняет, остальные модели реагируют на изменения вероятности, но не одинаково.
Так oETS\(_O\) более живо реагирует на динамику появления спроса, пытаясь угнаться за меняющейся вероятностью. Модель oETS\(_I\) при этом ведёт себя спокойней, воспроизводя более гладкую линию. oETS\(_D\) оказалась реактивней предыдущей модель, но не такой резкой, как модель отношения шансов. Ну, и модель oETS\(_G\) скопировала динамику модели oETS\(_I\). Это всё из-за того, что оптимальная постоянная сглаживания в модели A в oETS\(_G\) оказалась равной нулю, что привело к тому, что модель oETS\(_G\) выродилась в oETS\(_I\). Тем не менее, все эти модели спрогнозировали, что вероятность спроса будет достаточно низкой, что соответствует динамики сгенерированного ряда.

Что же, перейдём к полной модели...

Полная модель

Для того, чтобы дать финальный прогноз для прерывистого спроса, мы можем использовать любую прогнозную функцию из пакета: es(), ssarima(), ces(), gum() - во всех них есть соответствующий параметр occurrence, который по умолчанию равен "none". Для простоты пока будем использовать модель ETS. И для простоты мы будем использовать iETS\(_I\), так как она хорошо себя проявила на этом ряде:

es(x, "MNN", occurrence="i", silent=FALSE, h=25)

Прогноз этой модели - прямая линия, близкая к нулю, что вызвано снижением значений как в объёме спроса, так и в вероятности появления. Однако, зная, что спрос снижается, мы можем использовать модель с трендом для объёма спроса, ETS(M,M,N):

es(x, "MMN", occurrence="i", silent=FALSE, h=25)

Прогноз в этом случае оказывается ближе к нулю, а уж асимптотически он точно будет нуль... Это означает, что мы имеем дело с угосающим спросом.

Мы можем так же построить прогнозные интервалы и использовать модель с автоматическим выбором компонент для объёма спроса. Если мы знаем, что данные не могут быть отрицательными (например, какие-нибудь продажи помидоров), то я бы рекомендовал обратиться к чистым мультипликативным моделям:

es(x, "YYN", occurrence="i", silent=FALSE, h=25, intervals=TRUE)

Forming the pool of models based on... MNN, MMN, Estimation progress: 100%... Done! 
Time elapsed: 1.02 seconds
Model estimated: iETS(MMN)
Occurrence model type: Inverse odds ratio
Persistence vector g:
alpha  beta 
0.268 0.000 
Initial values were optimised.
7 parameters were estimated in the process
Residuals standard deviation: 0.386
Cost function type: MSE; Cost function value: 0.149

Information criteria:
     AIC     AICc      BIC     BICc 
333.4377 334.0760 348.5648 339.9301 
95% parametric prediction intervals were constructed

Как видим, в данном случае наиболее подходящей оказалась модель с мультипликативным трендом. Прогнозные интервалы в этом случае сужаются, так как уровень спроса приближается к нулю. Сравните этот график с графиком чистой аддитивной модели:

es(x, "XXN", occurrence="i", silent=FALSE, h=25, intervals=TRUE)

Forming the pool of models based on... ANN, AAN, Estimation progress:    ... Done! 
Time elapsed: 0.23 seconds
Model estimated: iETS(ANN)
Occurrence model type: Inverse odds ratio
Persistence vector g:
alpha 
0.251 
Initial values were optimised.
5 parameters were estimated in the process
Residuals standard deviation: 1.125
Cost function type: MSE; Cost function value: 1.265

Information criteria:
     AIC     AICc      BIC     BICc 
459.8706 460.1206 472.8964 464.2617 
95% parametric prediction intervals were constructed

В последнем случае нижняя граница интервала оказывается отрицательной, что в некоторых случаях не имеет смысла. Обратите внимание так же, что информационные критерии для чистой мультипликативной модели оказались ниже. Это из-за того, что мы имеем дело с гетероскедастичностью: дисперсия спроса меняется каждый 25 наблюдений, вместе с изменением уровня ряда.

Здесь нужно сделать важную ремарку. Несмотря на то, что я бы рекомендовал использовать чистые мультипликативные модели, модель ETS(M,M,N) с положительным трендом взрывоопасна. Фактически мы имеем дело с экспонентой, а значит и прогноз может быть в форме взрывного спроса. Пока что решения этой проблемы нет, так что я бы рекомендовал вручную выбирать между ETS(M,N,N) и ETS(M,Md,N) (модель с демпфированным трендом). Я не рекомендую модели с аддитивным трендом, так как в случае с низким уровнем ряда и негативным трендом может получаться всякий бред (отрицательные значения и лош-нормальное распределение - это что-то странное).

Как видим, теперь в нашем распоряжении оказалось на пять моделей экспоненциального сглаживания больше, что может усложнить жизнь практикующему прогнозисту. Теперь надо понять, как выбрать наиболее подходящую модель из этих пяти, как выбрать модель экспоненциального сглаживания для oETS (не останавливаться же на простом экспоненциальном сглаживании при прогнозировании вероятности возникновения) и как включать объясняющие переменные в модель. Если бы мы могли всё это сделать, то это расширило бы инструментарий для прогнозирования в разы, не так ли? Всё это, на самом деле, уже доступно в пакете smooth, и мы перейдём к этим деталям в следующей статье. До новых встреч!

Сообщение Пакет «smooth» для R. Прерывистый спрос. Часть 1. Введение появились сначала на Open Forecasting.

Заметим, что в этой статье, мы будем обсуждать стартовые значения параметров. Не перепутайте со стартовыми значениями компонент экспоненциального сглаживания. Последние — это всего лишь часть первого.

Что ж, начнём.

Перед запуском оптимизации, нам нужно каким-то образом задать стартовые значения параметров. Число параметров и тип инициализации зависит от выбранной модели. Рассмотрим, последовательно, как каждый из них задаётся.

Постоянные сглаживания \(\alpha\), \(\beta\) и \(\gamma\) (для уровня ряда, тренда и сезонности) для аддитивной модели задаются равными 0.3, 0.2 и 0.1 соответственно. В случае с мультипликативной моделью они равны 0.1, 0.05 и 0.01. В общем случае мы стараемся найти параметры близкие к нулю, так как они позволяют сгладить ряд. Впрочем, это не всегда удаётся сделать, иногда ряд имеет более реактивные компоненты. Что касается мультипликативных моделей, стартовые значения там должны быть достаточно близкими к нулю, иначе модель может стать излишне чувствительной к шуму.

Следующий важный параметр — это параметр демпфирования тренда \(\phi\). Его стартовое значение задаётся в функции равным 0.95. В случае, когда он равен единице, мы получаем модель обычного тренда, из которой оптимизатору может быть затруднительно выбраться. Если же задать его слишком маленьким, то тренд может оказаться «передемпфированным», в результате чего траектория будет напоминать простую прямую горизонтальную линию.

Стартовые значения вектора состояний задаются в зависимости от типа модели. Вначале задаются значения для уровня и тренда. Происходит это путём оценки параметров следующей простой регрессионной модели по первым 12 наблюдениям (ну, или по все выборке, если в нашем распоряжении меньше 12 наблюдений):
\begin{equation} \label{eq:simpleregressionAdditive}
y_t = a_0 + a_1 t + e_t .
\end{equation}

В случае с мультипликативным трендом модель имеет следующий вид:
\begin{equation} \label{eq:simpleregressionMulti}
\log(y_t) = a_0 + a_1 t + e_t .
\end{equation}

В обоих случаях константа \(a_0\) используется в качестве стартового значения для уровня, а угол наклона \(a_1\) используется для тренда. В ситуации с мультипликативной моделью параметры экспонируются. В случае, если компонента тренда в модели отсутствует, вместо \(a_0\) для уровня используется средняя по той же части ряда.

В случае с сезонной моделью, проводится классическая декомпозиция с помощью функции decompose(), в которой тип сезонности соответствует выбранному пользователем. В итоге полученные сезонные коэффициенты используются для стартовых значений сезонной компоненты.

Все значения затем собираются в один вектор под названием C (да, я знаю, что это плохое название для вектора параметров, но так уж тут повелось) в следующем порядке:

1. Вектор постоянных сглаживания \(\mathbf{g}\) (persistence);
2. Параметр демпфирования \(\phi\) (phi);
3. Стартовые значения не сезонной части вектора состояний \(\mathbf{v}_t\) (initial);
4. Стартовые значения сезонной части вектора состояний \(\mathbf{v}_t\) (initialSeason);

После этого в вектор добавляются параметры для экзогенных переменных, которые мы тут пока обсуждать пока не будем:

5. Вектор параметров экзогенных переменных \(\mathbf{a}_t\) (initialX);
6. Матрица переходов экзогенных переменных (transitionX);
7. Вектор постоянных сглаживания для экзогенных переменных (persistenceX).

Если пользователь задаст в функции какие-то из упомянутых выше параметров (например, параметр initial), то этот шаг в формировании вектора C будет пропущен.

Помимо этого при оптимизации задаются границы для каждого из параметров. Это делается посредством двух векторов: CLower и CUpper, длина которых соответствует длине C. Эти ограничения зависят от того, какие значения принимает параметр bounds в функции es() и позволяют ускорить процесс нахождения оптимальных значений. Большая часть элементов CLower и CUpper носят чисто технический характер и нужны для того, чтобы полученная модель имела смысл (например, чтобы мультипликативные компоненты не были отрицательными). Единственный параметр, которые стоит упомянуть — это параметр демпфирования \(\phi\). Область его значений — это от нуля до единицы (включая границы). В этом случае прогнозные траектории не будут иметь взрывной харакетер.

В то время как вектора CLower и CUpper ограничивают более широкую область значений для всех параметров, значения постоянных сглаживания должны регулироваться более филигранно, так как они обычно влияют друг на друга. Поэтому эта регуляция происходит в самой целевой функции.

Если пользователь выбрал bounds=»usual», то границы задаются следующим образом:
\begin{equation} \label{eq:boundsUsual}
\alpha \in [0, 1]; \beta \in [0, \alpha]; \gamma \in [0, 1-\alpha] \end{equation}

В этом случае экспоненциальное сглаживание сохраняет свойство средне-взвешенной модели: веса между наблюдениями распределяются так, что более новые наблюдения имеют больший вес, каждый вес лежит в пределах от нуля до единицы, а сумма весов оказывается равной единице.

В случае, если пользователь задаст bounds=»admissible» (расширенные границы), то ограничения выводятся на основе собственных чисел матрицы дисконтирования. Функция проверяет, все ли модули собственных чисел лежат в пределах от нуля до единицы. Это гарантирует то, что веса убывают экспоненциально и их сумма равна единице. Однако в этом случае каждый отдельный вес может выходить за рамки промежутка (0, 1). В этом случае модель теряет свойство усредняющей, но не теряет свой фундаментальный смысл.

В экстремальном случае пользователь может и вовсе отказаться от границ постоянных сглаживания, задав bounds=»none».

Если во время оптимизации постоянные сглаживания выходят за заданные границы, то целевая функция возвращает очень большое число (\(10^{300}\)),а оптимизатор пытается подобрать следующие значения для постоянных сглаживания.

Для того, чтобы оптимизировать модель экспоненциального сглаживания, я использую функцию nloptr() из пакета nloptr. Это функция нелинейной оптимизации, написанная в C. Функции пакета smooth используют два алгоритма: BOBYQA и Nelder-Mead. Это делается в два шага: на первом параметры оцениваются с помощью BOBYQA, полученные оптимизированные параметры используются далее на втором шаге и подтягиваются ближе к оптимальным значениям с помощью Nelder-Mead. В случае со смешанными моделями, после первого шага, мы так же проверяем, отличаются ли полученные параметры от заданных перед оптимизацией. Если нет, то это означает, что оптимизация не удалась и BOBYQA используется повторно, но уже с другими значениями вектора C (постоянные сглаживания, которые не удалось оптимизировать обнуляются). Если оптимизировать модель не удаётся, вы можете передать оптимизатору параметры, контролирующие максимальное число итераций (maxeval) и относительную величину схождения (xtol_rel). Из стандартные значения и общий смысл кратко рассмотрены в документации к функциям.

В целом, такой механизм оптимизации гарантирует, что параметры будут близки к оптимальным значениям, будут лежать в разумных пределах и соответствовать требованиям выбранной модели.
Рассмотрим несколько примеров использования функции es(). Возьмём для этого ряд N41 из базы M3.

ETS(A,A,N) со стандартными границами в этом случае выглядит так:

es(M3$N0041$x,"AAN",bounds="u",h=6)

Time elapsed: 0.1 seconds
Model estimated: ETS(AAN)
Persistence vector g:
alpha  beta 
    0     0 
Initial values were optimised.
5 parameters were estimated in the process
Residuals standard deviation: 397.628
Cost function type: MSE; Cost function value: 101640.73

Information criteria:
     AIC     AICc      BIC 
211.1391 218.6391 214.3344

Как видим, обе постоянные сглаживания оказались равными нулю. Это означает, что мы совсем не используем новую поступающую информацию, а для прогноза используем лишь детерминистский тренд:

Ряд №41 и ETS(A,A,N) с традиционными границами

А вот, что произойдёт, если мы обратимся к расширенным границам:

es(M3$N0041$x,"AAN",bounds="a",h=6)

Time elapsed: 0.11 seconds
Model estimated: ETS(AAN)
Persistence vector g:
alpha  beta 
1.990 0.018 
Initial values were optimised.
5 parameters were estimated in the process
Residuals standard deviation: 327.758
Cost function type: MSE; Cost function value: 69059.107

Information criteria:
     AIC     AICc      BIC 
205.7283 213.2283 208.9236

Как видим, постоянная сглаживания уровня ряда \(\alpha\) оказалась выше единицы. Она вообще почти равна двум. Это означает, что ETS потеряла свойство усредняющей модели. Тем не менее с такими значениями веса всё равно убывают во времени. Такое высокое значение параметра говорит о том, что уровень претерпевает существенные изменения. Это нестандартное поведение экспоненциального сглаживания и обычно не то, чего мы хотели бы получить от модели. Но такое случается.

А вот как это всё выглядит графически:

Ряд №41 и ETS(A,A,N) с расширенными границами

Хотелось бы заметить, что модель может быть стабильной даже в случае, если постоянные сглаживания оказались отрицательными. Так что не пугайтесь. И имейте в виду, что в случае нарушения свойства стабильности, функция вас об этом предупредит.

Помимо этого, пользователь может сам регулировать, какие стартовые значения использовать для векторов C, CLower и CUpper на первом шаге оптимизации. Выбор модели в этом случае невозможен, так как длина векторов в каждой модели будет разной. Пользователь так же должен удостовериться, что он передаёт вектора правильной длины (соответствующей выбранной модели). Эти значения можно передать с помощью … следующим образом:

Cvalues <- c(0.2, 0.1, M3$N0041$x[1], diff(M3$N0041$x)[1])
es(M3$N0041$x,"AAN",C=Cvalues,h=6,bounds="u")

Time elapsed: 0.1 seconds
Model estimated: ETS(AAN)
Persistence vector g:
alpha  beta 
    1     0 
Initial values were optimised.
5 parameters were estimated in the process
Residuals standard deviation: 429.923
Cost function type: MSE; Cost function value: 118821.938

Information criteria:
     AIC     AICc      BIC 
213.3256 220.8256 216.5209

В этом случае мы получили граничные значения для обеих постоянных сглаживания. В результате этого получилась модель, в которой уровень имеет форму «случайного блуждания», а тренд не меняется во времени. Это несколько странное, но вполне возможное сочетание компонент. Аппроксимация и прогноз по модели оказываются похожими на то, что мы получили, когда использовали расширенные границы:

Ряд №41 и ETS(A,A,N) с традиционными границами и нестандартными стартовыми значениями

С помощью всего этого можно ненароком получить бессмысленную модель, так что будьте осторожны с тем, что задаёте и как. Например, следующие параметры приводят к тому, что в нашем распоряжении оказывается нечто невразумительное (с точки зрения прогнозирования):

Cvalues <- c(2.5, 1.1, M3$N0041$x[1], diff(M3$N0041$x)[1])
CLower <- c(1,1, 0, -Inf)
CUpper <- c(3,3, Inf, Inf)
es(M3$N0041$x,"AAN",C=Cvalues, CLower=CLower, CUpper=CUpper, bounds="none",h=6)

Time elapsed: 0.12 seconds
Model estimated: ETS(AAN)
Persistence vector g:
alpha  beta 
2.483 1.093 
Initial values were optimised.
5 parameters were estimated in the process
Residuals standard deviation: 193.328
Cost function type: MSE; Cost function value: 24027.222

Information criteria:
     AIC     AICc      BIC 
190.9475 198.4475 194.1428 
Warning message:
Model ETS(AAN) is unstable! Use a different value of 'bounds' parameter to address this issue!

Несмотря на то, что такая модель лучше всех остальных аппроксимирует временной ряд (MSE оказалась равной 24027 против 70000 — 120000 в других моделях), она оказалась нестабильной, что означает, что старая информация имеет больший вес, чем новая. Прогноз в этом случае получился неразумным и, скорее всего, смещённым и неточным:

Ряд №41 и ETS(A,A,N) с безумными границами

Так что будьте осторожны во время ручного задания параметров моделей.

Всем всех благ!

Сообщение Пакет «smooth» для R. Функция es(). Часть 6. О том, как происходит оптимизация параметров появились сначала на Open Forecasting.

Начнём с инициализации экспоненциального сглаживания.

История экспоненциального сглаживания насчитывает дюжины методов задания стартовых значений. Некоторые работают вполне себе неплохо, другие в корне неправильны. Некоторые из них позволяют сохранять данные, в то время как другие уменьшают размер выборки, с которой работает исследователь. В es() инициализация экспоненциального сглаживания сделана до начала выборки. То есть вектор \(v_t\), к которому который мы обращались в предыдущих статьях, задаётся в функции до первого наблюдения \(y_1\). Это вполне себе согласуется с подходом Hyndman et al. 2008, и в этом случае мы не теряем наблюдения. Тем не менее, само стартовое значение может быть задано в функции по-разному.

1. Оптимизация. Этот метод означает, что стартовое значение будет подобрано с помощью оптимизатора во время поиска постоянной сглаживания. То есть число параметров, которые нужно оценить, в этом случае увеличивается. Это стандартный метод инициализации в es() и задаётся он параметром initial=»optimal».

Если оптимизация работает вполне хорошо на месячных данных, то это, к сожалению, не означает, что она так же будет хорошо работать и на данных с более высокой частотностью (например, недельных или дневных). Причиной тому высокое число параметров для подбора. Например, для построения какой-нибудь модели ETS(M,N,M) на недельных данных нужно оценить 52 + 1 + 2 + 1 = 56 параметров (52 сезонных коэффициента, 1 значение для компоненты уровня ряда, 2 постоянных сглаживания и 1 дисперсию остатков). Это непростая задача, и не всегда удаётся её эффективно решить. Поэтому нам могут пригодиться другие методы инициализации ETS.

Посмотрим, что получается, когда мы сталкиваемся с этой проблемой на каком-нибудь примере. Вот, например, ряд taylor из пакета forecast. Это получасовые данные по спросу на электроэнергию. Частота этих данных — 336 (7 дней недели * 48 получасов в сутках). Оценить такое количество параметров достаточно сложно. Тем не менее, посмотрим, что получится, если мы используем стандартную оптимизацию в функции es() с автоматическим выбором моделей:

es(taylor,"ZZZ",h=336,holdout=TRUE)

Forming the pool of models based on... ANN, ANA, ANM, AAA, Estimation progress: 100%... Done!
Time elapsed: 18.47 seconds
Model estimated: ETS(ANA)
Persistence vector g:
alpha gamma 
0.850 0.001 
Initial values were optimised.
340 parameters were estimated in the process
Residuals standard deviation: 250.546
Cost function type: MSE; Cost function value: 56999

Information criteria:
     AIC     AICc      BIC 
51642.90 51712.02 53756.01 
Forecast errors:
MPE: 1%; Bias: 50%; MAPE: 1.8%; SMAPE: 1.8%
MASE: 0.798; sMAE: 1.8%; RelMAE: 0.078; sMSE: 0.1%

Как говорит нам функция, нам пришлось оценить 340 параметров, а выбор модели занял 18 секунд (при этом было проверено только 5 моделей). В итоге у нас получилось что-то вот такое:



Спрос на электроэнергию и модель ETS(A,N,A), инициализированная с помощью оптимизации

Первое, что обращает на себя внимание, это те самые стартовые значения из-за которых первые расчётные значения оказались совершенно неадекватными. Это как раз из-за высокого числа параметров. Неточные стартовые значения — это плохо, потому что в итоге мы можем выбрать не ту модель (так как все остальны будут инициализированы ещё хуже). Поэтому стоит обратиться к другим методам инициализации.

2. «Backcasting», что-то типа прогноза назад. Это второй метод задания стартовых значения для компонент ETS. В этом случае модель строится несколько раз, используя следующую формулу для построения вперёд:

\begin{equation} \label{eq:ETSANN_Forward}
\begin{matrix}
y_t = l_{t-1} + \epsilon_t \\
l_t = l_{t-1} + \alpha \epsilon_t
\end{matrix}
\end{equation}
и вот такую, когда получен финальный прогноз:
\begin{equation} \label{eq:ETSANN_Backward}
\begin{matrix}
y_t = l_{t+1} + \epsilon_t \\
l_t = l_{t+1} + \alpha \epsilon_t
\end{matrix}
\end{equation}

То есть в формуле \eqref{eq:ETSANN_Forward} для расчёта следующего значения мы используем предыдущее, в то время как в формуле \eqref{eq:ETSANN_Backward} мы рассчитываем предыдущее на основе следующего. Первую мы используем при расчёте значение с начала выборки до самого её конца, затем разворачиваемся и используем вторую, с конца в начало. Это позволяет уточнить стартовое значение и сделать его близким к самой модели. В функции es() эта процедура повторяется три раза и может быть вызвана параметром initial=»backcasting». Как и упомянуто ранее, эта процедура рекомендуется при работе с недельными, дневными, часовыми и прочими видами сезонности.

Для примера возьмём всё тот же ряд из пакета forecast:

es(taylor,"ZZZ",h=336,holdout=TRUE,initial="b")

В этот раз процедура заняла около семи секунд:

Forming the pool of models based on... ANN, ANA, ANM, AAA, Estimation progress: 100%... Done! 
Time elapsed: 6.81 seconds
Model estimated: ETS(MNA)
Persistence vector g:
alpha gamma 
    1     0 
Initial values were produced using backcasting.
3 parameters were estimated in the process
Residuals standard deviation: 0.007
Cost function type: MSE; Cost function value: 38238

Information criteria:
     AIC     AICc      BIC 
49493.46 49493.47 49512.11 
Forecast errors:
MPE: 0.8%; Bias: 40.6%; MAPE: 1.7%; SMAPE: 1.8%
MASE: 0.784; sMAE: 1.7%; RelMAE: 0.076; sMSE: 0.1%

Функция проверила всё тот же пул моделей и выбрала ETS(M,N,A), оценив всего три параметра вместо 340. Мы в итоге получили странную модель, в которой постоянная сглаживания уровня ряда оказалась равной единице (что соответствует процессу случайного блуждания для уровня), а постоянная сглаживания для сезонности — равной нулю (что означает, что мы имеем дело с детерминированной сезонной компонентой).

В итоге выглядит это всё вот так:



Спрос на электроэнергию и модель ETS(M,N,A), инициализированная с помощью backcasting

Как видим, «backcasting» — это неплохой метод инициализации, который может быть полезен в тех случаях, когда мы имеем дело с высокочастотными данными. Более того, где-то в глубине этих ваших интернетов есть доказательство того, что эта техника асимптотически даёт такие же значения, как и метод наименьших квадратов. Это по сути означает, что метод (1) и метод (2) по мере увеличения числа наблюдений сходятся друг с другом в оценках парметров.

3. Произвольные значения. Если по какой-то причине нам известны стартовые значения (либо из предыдущих экспериментов, либо из похожих данных), то мы можем передать их функции es() в виде вектора. В этом случае нам помогут параметры initial и initialSeason. Функция в этом случае использует эти значения и построит модель, оценивая только постоянные сглаживания. Мы можем предоставить как оба параметра, так и только один из них — в зависимости от стоящей перед нами задачи, функция оценит всё недостающее сама. В случае, если мы работаем с несезонной моделью предоставлять initialSeason ненужно. Заметим, что использовать backcasting в случае с заданием произвольных значений не получится, функция всегда будет использовать оптимизацию, если что-то ей недодали. Ещё одно важное замечание — выбор модели и комбинирование прогнозов не работает с этим методом инициализации.

Продолжая наши пример, мы используем классическую декомпозицию для построения модели ETS(M,N,M) по ряду taylor:

ourFigure <- decompose(taylor,type="m")$figure
es(taylor,"MNM",h=336,holdout=TRUE,initial=mean(taylor),initialSeason=ourFigure)

Можно даже сравнить этот метод с двумя другими:

es(taylor,"MNM",h=336,holdout=TRUE,initial="o")
es(taylor,"MNM",h=336,holdout=TRUE,initial="b")

Построение модели в этом случае у меня занимает что-то порядка четырёх секунд, в то время как на initial="o" нужно потратить 13, а для initial="b" — около семи. Итоговые модели выглядят очень похоже.

Этот, третий, метод инициализации может быть полезен, если по какой-то причине предыдущие два недоступны (например, нам нужно что-то посчитать быстро и на большом числе рядов данных) и в нашем распоряжении уже имеются стартовые значения. Его можно также использовать для научных экспериментов. Во всех остальных случаях я бы его не рекомендовал к использованию.

В функции es() есть и другие увлекательные параметры. Например, параметр persistence позволяет задавать вектор с постоянными сглаживаниями, которые должны по длине соответствовать числу компонент модели (они иду в порядке: уровень, тренд, сезонность), а параметр phi позволяет задавать значения для параметра демпфирования тренда. Так, например, модель ETS(A,Ad,N), может быть построена по какому-нибудь ряду N1234 из M3 с произвольными заданными значениями:

es(M3$N1234$x,"AAdN",h=8,persistence=c(0.2,0.1),phi=0.95)

Сравнить этот график:

Ряд N1234 и модель ETS(A,Ad,N) с заданными параметрами

с полученным, если эти значения не задавать:

es(M3$N1234$x,"AAdN",h=8)

Ряд N1234 и модель ETS(A,Ad,N) с оптимизированными параметрами

Естественно, задавать параметры вручную стоит только в том случае, если вам уж невтерпёж, и у вас есть какие-то основания для этого. В противном случае используйте оптимизацию и не выпендривайтесь не задумывайтесь об этом.

Ещё одна крутая вещь в функции es() - это то, что она сохраняет все упомянутые выше значения и возвращает их в виде списка вместе со многими другими полезными параметрами. Например, выберем наилучшую модель по ряду N1234 и сохраним её:

ourModel <- es(M3$N1234$x,"ZZZ",h=8,holdout=TRUE)

Получиться должен вот такой график:

Ряд N1234 и модель ETS(M,A,N) с оптимизированными параметрами

А теперь используем маленькую, но гордую функцию model.type() (которая вытаскивает тип модели из сохранённых объектов) и используем точно такую же модель, с теми же параметрами, но уже с большим числом наблюдений в выборке:

es(M3$N1234$x,model.type(ourModel),h=8,holdout=FALSE,initial=ourModel$initial,persistence=ourModel$persistence,phi=ourModel$phi)

Теперь мы получим ту же самую модель, но с обновлёнными значениями компонент на основе последних восьми наблюдений:

Ряд N1234 и та же самая модель ETS(M,A,N) построенная по большей выборке

На самом деле существует и более простой способ сделать то же самое - для этого достаточно в параметр model передать нашу модель ourModel следующим образом:

es(M3$N1234$x,model=ourModel,h=8,holdout=FALSE)

Таким образом мы, например, можем произвести прогнозы методом сдвигающейся точки для выбора наиболее точной прогнозной модели.

Функция model.type() также работает с функцией ets() из пакета forecast. Так что вы можете, например, использовать функцию ets(), а после сконструировать модель того же типа с помощью es():

etsModel <- ets(M3$N1234$x)
es(M3$N1234$x,model=model.type(etsModel),h=8,holdout=TRUE)

Фух! На сегодня всё. Надеюсь, эта статья помогла вам узнать функцию es() получше, и теперь вам будет чем заняться, когда нечем заняться… До новых встреч!

Сообщение Пакет «smooth» для R. Функция es(). Часть 5. Важные параметры появились сначала на Open Forecasting.

В прошлых статьях мы обсудили чистые аддитивные и мультипликативные модели экспоненциального сглаживания. Логичным продолжением было бы обсуждение смешанных моделей, в которых некоторые компоненты имеют аддитивный характер, в то время как другие — мультипликативный. Однако я не хочу тратить на таких моделях много времени и решил упомянуть о них лишь вскользь. А всё потому, что я считаю, что такие модели не имеют особого смысла. Дело в том, что они противоречат логике моделирования. Ну, возьмём вот, например, какой-нибудь метод экспоненциального сглаживания Хольта-Уинтерса. Он соответствует статистической модели обозначаемой как ETS(A,A,M), в которой ошибка и тренд имеют аддитивный характер, а сезонность мультипликативная. Казалось бы, ничто не предвещает беды. Модель как модель. Однако первые две компоненты подразумевают, что ряд данных может иметь как положительные, так и отрицательные значения (ошибка так вообще считается распределённой нормально), а вот сезонность будет работать только, если мы имеем дело с положительными значениями. Если в ряде данных по какой-то причине будет отрицательное значение или, не дай бог, ноль, то быть беде! Это противоречие в рамках такой модели не разрешимо и является следствием смешения компонент.

Несмотря на это, некоторые смешанные модели работают вполне себе хорошо, когда мы имеем дело с положительными значениями и высоким уровнем ряда. Но не дай бог вам применить такую модель к ряду данных, в которых значения уменьшаются во времени. Например, прогнозировать продажи умирающего товара я бы с помощью таких моделей не стал, так как можно столкнуться с очень странным поведением и совершенно неадекватными прогнозами.

На этом краткое упоминание смешанных моделей можно считать законченным. Перейдём к более интересным вопросам.

Немного теории о выборе моделей и комбинировании

Теперь, когда мы так или иначе обсудили все возможные типы моделей экспоненциального сглаживания, время перейти к вопросу о том, как же выбрать из них наиболее подходящую. Фотиос Петропулос и Никос Курентзес показали в своём исследовании, что люди способны выбирать наилучшую модель вручную на основе визуального анализа временного ряда. Однако такой метод выбора моделей не всегда приемлем. Компаниям иногда бывает нужно, например, быстро получить прогнозы продаж своей продукции по всем магазинам страны. Это означает, что нужно выбрать наилучшую модель для каждого ряда из огромного массива данных (10000 рядов, например). Делать это вручную каждый раз, когда нужно получить прогноз — сродни сумасшествию. Именно поэтому существуют методы, позволяющие автоматизировать выбор моделей для прогнозирования.

Один из таких методов основан на информационных критериях. Именно он и реализован в функции es(). Роб Хайндман и компания показали в 2002 году, что этот метод работает достаточно хорошо. В 2006 году Бэкки Билла и др. показали, что метод работает одинаково хорошо с использованием разных информационных критериев. Функция es() позволяет осуществлять выбор с помощью AIC, AICc или BIC. Подробней на каждом из критериев мы тут останавливаться не будем, так как они уже были рассмотрены в электронном учебнике. Напомню лишь, что для того, чтобы выбрать наилучшую модель, нужно вначале построить все модели, которые хочется, затем рассчитать информационный критерий для каждой из них, после чего — выбрать ту, у которой критерий имеет наименьшее значение. В природе существует 30 моделей экспоненциального сглаживания, поэтому оценить все 30 из них — это непростая задача, требующая время. Чтобы ускорить этот процесс, я разработал алгоритм, с помощью которого можно из пула моделей выкинуть те, которые к данному временному ряду подходят заведомо плохо. Рассмотрим этот алгоритм подробней.

1. Оценивается модель ETS(A,N,N).
2. Оценивается модель ETS(A,N,A).
• Если информационный критерий модели (2) ниже критерия модели (1), значит в ряде данных есть какая-то сезонность. Это значит, что несезонные модели можно исключить, а пул моделей уменьшить с 30 до 20. После этого мы переходим к шагу (3).
• В противном случае в ряде данных нет сезонности, все сезонные модели можно убрать из рассмотрения, сократив таким образом пул моделей с 30 до 10. После этого мы переходим к шагу (4) алгоритма.

Эти два шага требуют небольшого пояснения. На данном этапе мы не оцениваем наличие тренда в ряде данных, так как ETS(A,N,N) является вполне неплохим аппроксиматором тренда. Безусловно прогноз по такой модели будет некорректным и неточным, но нас это пока не интересует, ряд она будет описывать хорошо. Постоянная сглаживания в этом случае будет близка к единице (а оптимальная и вовсе может быть больше), но это неважно, так как нас интересует на данном шаге определение сезонности. Если ряд сезонный (какой бы ни была сезонность: аддитивной или мультипликативной), то модель ETS(A,N,A) аппроксимирует его лучше, чем ETS(A,N,N). А значит и информационный критерий у неё будет ниже.

3. Оценивается модель ETS(A,N,M) и сравнивается с предыдущей.
• Если информационный критерий модели (3) ниже критерия модели (2), значит сезонность носит мультипликативный характер. Это сокращает пул моделей с 20 до 10. Можно переходить к шагу (4).
• Иначе сезонность можно считать аддитивной. Это также приводит к сокращению пула моделей с 20 до 10. После этого с чистой совестью можно переходить к шагу (4).
4. Оценивается модель с аддитивным трендом и либо без сезонности, либо с аддитивной или мультипликативной, в зависимости от результатов на шагах (2) и (3). Модель может быть соответственно: ETS(A,A,N), ETS(A,A,A) или ETS(A,A,M).
• Если информационный критерий на этом шаге ниже критерия на предыдущем, то в ряде данных есть тренд, значит пул моделей сокращается до восьми.
• В противоположном случае жизнь становится ещё проще, так как можно сказать, что тренда в данных нет, а значит нужно проверить всего одну модель — с мультипликативной ошибкой. Например, если мы до этого выяснили, что модель ETS(A,N,M) подходит к ряду данных лучше остальных, то нам остаётся только проверить модель ETS(M,N,M).

Аддитивный тренд на последнем шаге можно считать хорошей аппроксимацией всех остальных типов трендов. Если такая модель лучше модели без тренда, то далее можно попробовать определить тип тренда.

Описанный выше алгоритм позволяет вместо того, чтобы оценивать все 30 моделей, оценить только 4 или 12 из них (в зависимости от того, есть ли в ряде данных тренд или нет). Мои эксперименты показывают, что в большинстве случаев этот алгоритм гарантирует, что у полученной модели будет наименьшее значение информационного критерия. Впрочем, это не означает, что полученная модель будет давать самые точные прогнозы. Из-за разных случайных неучтённых факторов мы могли выбрать не ту модель. Для того, чтобы как-то учесть этот возможный провал, можно вместо того, чтобы выбирать только одну, скомбинировать несколько. Впрочем, нам сами модели менее интересны, чем прогнозы, которые они дают, так что будем комбинировать прогнозы. Тем более, что литература по прогнозированию говорит нам о том, что комбинированный прогноз оказывается в среднем точнее индивидуальных прогнозов моделей.

Очевидно, что вариантов комбинирования существует несчётное множество. Одно дело выбрать модели, чьи прогнозы скомбинировать, совсем другое — распределить веса между ними. Понятно, что веса надо распределять как-то неравномерно, а то модель ETS(A,N,N) будет иметь такой же вес, как и модель ETS(A,N,A) на сезонных данных, а это будет приводить к заведомо плохим результатам. Один из методов распределения весов, показавший свою эффективность — это метод на основе информационных критериев, рассмотренный в книге Burnham and Anderson. В соответствии с этим методом, веса для каждой из моделей в пуле рассчитываются по формуле:

\begin{equation} \label{eq:statLikelihoodAICweights}
w_j = \frac{ \exp \left(-\frac{1}{2} \left(\text{IC}_j -\min(\text{IC}) \right) \right)}{\sum_{i=1}^m \exp \left(-\frac{1}{2} \left(\text{IC}_i -\min(\text{IC}) \right) \right)},
\end{equation}
где \(m\) — это число моделей в пуле, IC\(_j\) — значение информационного критерия для модели номер \(j\), а \(\min(\text{IC})\) — это минимальное значение информационного критерия среди моделей в пуле. Модели с меньшими информационными критериями будут иметь больший вес, чем модели с большими значениями. Причём любой информационный критериq может быть использован вместо IC. К слову, Стефан Коласса показал, что при использовании этого метода комбинирования точность прогнозов ETS увеличивается. Этот метод реализован в функции es(). О том, как с ним работать в R, мы обсудим в следующем параграфе.

О том, как с этим работать в R

Ну что же, посмотрим, как это всё реализовано в функции es()? Начнём с простого.

Если мы не очень себе представляем, что делать с данными и надо ли как-то ограничивать пул моделей, то можно попросить функцию выбрать наилучшую из всех возможных 30 моделей. Это делается путём задания параметра model=»ZZZ». Точно так же включается выбор наилучшей модели в функции ets() пакета forecast (правда в ней происходит выбор из значительно меньшего числа моделей, из 16 вместо 30). В этом случае для выбора модели будет использован алгоритм описанные в предыдущем параграфе.

Например, для ряда N2568 из базы M3 у нас получится вот что:

es(M3$N2568$x, "ZZZ", h=18)

Это даст нам следующее:

Forming the pool of models based on... ANN, ANA, ANM, AAM, Estimation progress: 100%... Done! 
Time elapsed: 2.6 seconds
Model estimated: ETS(MMdM)
Persistence vector g:
alpha  beta gamma 
0.020 0.020 0.001 
Damping parameter: 0.965
Initial values were optimised.
19 parameters were estimated in the process
Residuals standard deviation: 0.065
Cost function type: MSE; Cost function value: 169626

Information criteria:
     AIC     AICc      BIC 
1763.990 1771.907 1816.309

ETS(MMdM) и ряд N2568 из базы M3

Во время выбора модели функция будет сообщать нам, какие модели проверила: вначале это была ETS(A,N,N), затем — ETS(A,N,A), после неё — ETS(ANM) (это говорит о том, что в данных есть сезонность и функция пытается определить её тип), ну и, наконец, — ETS(A,A,M) (проверяется наличие тренда). Если нам всё это видеть ненужно, мы можем попросить функцию делать всё это про себя путём задания параметра silent=»all». Как видим, в результате этой процедуры наилучшей оказалась модель ETS(M,Md,M).

Заметим, что рассмотренный выше алгоритм выбора модели будет использован функцией только если хотя бы одна из компонент задана как «Z», а все остальные — как «Z», «A», «M» или «N». Если какие-то компоненты задать вручную («A», «M» или «N»), то процесс выбора пройдёт быстрее, так как пул моделей в этом случае уменьшится.

По умолчанию для выбора функция использует AICc, но пользователю так же доступны AIC и BIC:

es(M3$N2568$x, "ZZM", h=18, ic="BIC")

Что же, давайте теперь допустим, что по какой-то причине нас интересуют только аддитивные модели. Как нам выбрать наилучшую из них? Очень просто! Для этого используется значение «X» в компонентах. Например, таким вот образом мы проверим все возможные аддитивные модели экспоненциального сглаживания:

es(M3$N2568$x, "XXX", h=18)

В результате этого получим вот что:

Estimation progress: 100%... Done! 
Time elapsed: 0.72 seconds
Model estimated: ETS(ANA)
Persistence vector g:
alpha gamma 
0.174 0.695 
Initial values were optimised.
16 parameters were estimated in the process
Residuals standard deviation: 609.711
Cost function type: MSE; Cost function value: 320472

Information criteria:
     AIC     AICc      BIC 
1831.789 1837.284 1875.847

ETS(ANA) и ряда N2568 из базы M3

В этом примере функция проверит подряд шесть моделей и выберет наилучшую из них. Пул чистых аддитивных моделей включает: ANN, AAN, AAdN, ANA, AAA и AAdA. Для этого ряда данных наилучшей оказалась ETS(A,N,A).

Похожим образом мы можем выбрать наилучшую модель из чистых мультипликативных. Для этого вместо «X» надо использовать «Y»:

es(M3$N2568$x, "YYY", h=18)

Функция так же проверит все шесть мультипликативных моделей и выберет наилучшую. В этот раз это будет ETS(M,Md,M). Модель YYY может быть особенно полезной в случае со значениями ряда, близкими к нулю.

Теперь, зная эти базовые черты, мы можем формировать произвольные пулы моделей, используя «X», «Y» и «Z». Например, мы можем составить такой пул моделей: MNN, MAN, MAdN, MNM, MAM, MAdM — используя команду:

es(M3$N2568$x, "YXY", h=18)

Получим вот что:

Estimation progress: 100%... Done!
Time elapsed: 0.92 seconds
Model estimated: ETS(MAdM)
Persistence vector g:
alpha  beta gamma 
0.021 0.021 0.001 
Damping parameter: 0.976
Initial values were optimised.
19 parameters were estimated in the process
Residuals standard deviation: 0.065
Cost function type: MSE; Cost function value: 169730

Information criteria:
     AIC     AICc      BIC 
1764.062 1771.979 1816.380

Если все пулы моделей, которые мы рассмотрели выше, нас не устраивают, и мы хотим сформировать какой-то свой собственный, особенный, то его можно передать функции в виде вектора названий:

es(M3$N2568$x, c("ANN", "MNN", "AAdN", "AAdM", "MAdM"), h=18)

В этом случае функция пройдёт через все модели в пуле и выберет наилучшую, которой в данном случае является ETS(M,Ad,M). Обратим внимание на то, что значение информационного критерия моделей ETS(M,Ad,M) и ETS(M,Md,M) очень близки друг к другу. Сразу же возникает вопрос, какой модели отдать предпочтение, если разница между ними настолько ничтожна. Именно такие вещи и мотивируют комбинирование прогнозов.

Комбинирование прогнозов регулируется в es() с помощью значения «C». Опять же, мы можем использовать «Z», «X», «Y», «N», «A» и «M» вместе с этим значением и комбинировать модели из тех пулов, которые нам нравятся. В простейшем же случае мы можем скомбинировать все 30 моделей вот так (давайте ещё попросим и интервал прогнозный построить):

es(M3$N2568$x, "CCC", h=18, intervals=TRUE)

Получим следующие результаты:

Estimation progress: 100%... Done!
Time elapsed: 10.04 seconds
Model estimated: ETS(CCC)
Initial values were optimised.
Residuals standard deviation: 438.242
Cost function type: MSE

Information criteria:
Combined AICc 
     1772.198 
95% parametric prediction intervals were constructed

И вот такой график:

Кобинированная ETS и ряда N2568 из базы M3

Из-за того, что мы задали «C» для всех компонент, функция прошла через все 30 моделей, что заняло около 10 секунд. Но мы могли бы скомбинировать и модели из меньшего пула, если бы знали, как его ограничить. Например, глядя на линейный график нашего ряда, можно заключить, что нам нужна модель с мультипликативной сезонностью:

es(M3$N2568$x, "CCM", h=18)

В этом случае мы скомбинируем 10 моделей, а значит и затратим раза в 3 меньше времени, чем в случае с комбинированием всего подряд.

Можно так же сформировать какой-нибудь экзотический пул на основе «X» и «Y»:

es(M3$N2568$x, "CXY", h=18)

В этом случае пул будет включать 12 моделей: ANN, AAN, AAdN, ANM, AAM, AAdM, MNN, MAN, MAdN, MNM, MAM, MAdM.

Ну, и наконец, мы можем скомбинировать модели из произвольного пула, если в него включить CCC:

es(M3$N2568$x, c("CCC","ANN", "MNN", "AAdN", "AAdM", "MMdM"), h=18)

Как видим, функция es() предоставляет огромный простор для творчества при выборе моделей и комбинировании прогнозов. Теперь вы можете творить с экспоненциальным сглаживанием всё, что захотите.

На сегодня всё. В следующий раз мы обсудим другие захватывающий параметры функции es(). Не переключайтесь!

Сообщение Пакет «smooth» для R. Функция es(). Часть 4. Выбор моделей и комбинирование прогнозов появились сначала на Open Forecasting.

В прошлый раз мы обсуждали аддитивные модели экспоненциального сглаживания, сегодня пришла пора мультипликативных.

Вообще в среде прогнозистов имеется некоторый скепсис по поводу мультипликативных моделей экспоненциального сглаживания. Нет, конечно, когда речь заходит о типе сезонности, многие скажут, что нужно использовать мультипликативную, и будут правы (очень многие ряды имеют такой характер сезонности). Однако в случае с трендом, уровнем ряда и ошибкой не всё так однозначно и понятно. Зачем на самом деле умножать уровень на тренд и на ошибку? Что это даёт? Жизнь усложняет, это само собой. Математические выкладки усложняет, это тоже. Точность прогнозов при этом не обязательно возрастает. В общем, проблем добавляется, а результат не очевиден.

Вы спросите меня, зачем тогда вообще эти модели нужны? На то существует как минимум одна причина. Мультипликативные модели подразумевают, что данные, с которыми мы работаем всегда положительны. Это очень полезное свойство, когда нам, например, нужно спрогнозировать уровень продаж, потому что продать -51 ботинок в Апреле 2017 года в принципе невозможно (если не брать в расчёт какие-нибудь технические ошибки). Это и есть та самая причина, по которой мультипликативные модели могут быть нужны.

Давайте посмотрим, в чём их особенность.

Компоненты таких моделей могут быть записаны с помощью натуральных логарифмов в форме, похожей на ту, что мы уже обсуждали:
\begin{equation} \label{eq:ssGeneralMultiplicative}
\begin{matrix}
y_t = \exp \left(w’ \log(v_{t-l}) + \log(1+\epsilon_t) \right) \\
\log(v_t) = F \log(v_{t-l}) + \log (1 + g \epsilon_t)
\end{matrix} .
\end{equation}
Все обозначения мы уже ввели в предыдущей статье, так что здесь опять обсуждать не будем. Единственное, на что хотелось бы обратить внимание — это то, что функции \(\exp\) и \(\log\) здесь применяются к векторам поэлементно. То есть \(\log(v_t)\) будет давать вектор, в котором каждая из компонент прологарифмирована. Важно отметить, что все компоненты модели должны быть положительными, иначе она работать не будет.

Модель \eqref{eq:ssGeneralMultiplicative} позволяет записать любые мультипликативные модели в компактной форме. Например, модель с мультипликативным трендом и мультипликативной ошибкой ETS(M,M,N) может быть записана так:
\begin{equation} \label{eq:ssETS(M,M,N)}
\begin{matrix}
y_t = \exp \left(\log(l_{t-l}) + \log(b_{t-l}) + \log(1 + \epsilon_t) \right) \\
\log(l_t) = \log(l_{t-l}) + \log(b_{t-l}) + \log (1 + \alpha \epsilon_t) \\
\log(b_t) = \log(b_{t-l}) + \log (1 + \beta \epsilon_t)
\end{matrix} .
\end{equation}
Если теперь взять экспоненту во втором и третьем уравнениях в \eqref{eq:ssETS(M,M,N)}, а также упростить первое, то получится вот такая модель, которая лежит в основе метода Пегельса:
\begin{equation} \label{eq:ssETS(M,M,N)_Pegels}
\begin{matrix}
y_t = l_{t-l} b_{t-l} (1 + \epsilon_t) \\
l_t = l_{t-l} b_{t-l} (1 + \alpha \epsilon_t) \\
b_t = b_{t-l} (1 + \beta \epsilon_t)
\end{matrix} .
\end{equation}
Как видим, форма \eqref{eq:ssGeneralMultiplicative} универсальна и объединяет в себе много разных моделей.

Итак, в чём же фишка? Из-за перемножения компонент итоговое значение всегда будет положительным. Однако, в данном случае важно, чтобы ошибка в \eqref{eq:ssGeneralMultiplicative} была распределена лог-нормально:
\begin{equation} \label{eq:ssErrorlogN}
(1 + \epsilon_t) \sim \text{log}\mathcal{N}(0,\sigma^2),
\end{equation}
здесь \(\sigma^2\) это дисперсия логарифма ошибки \(1 + \epsilon_t\). Почему именно такое распределение? Если эта дисперсия невелика, то, в принципе, совершенно неважно, распределена ли ошибка нормально или лог-нормально, так как оба распределения в этом случае оказываются очень близкими друг к другу. Однако, когда дисперсия становится выше, различия становятся более ощутимыми, хвост лог-нормального распределения становится более длинным. В этом случае допущение о нормальности распределения становится некорректным, так как ошибка \(1 + \epsilon_t\) из-за высокой дисперсии может становиться отрицательной, что делает модель \eqref{eq:ssGeneralMultiplicative} непригодной для прогнозирования. Поэтому допущение \eqref{eq:ssErrorlogN} важно для этой модели.

Само предположение \eqref{eq:ssErrorlogN} приводит к следующим результатам.

Во-первых, с высокой дисперсией и низкими фактическими значениями модель даёт медианные прогнозы, а не средние. Нет, конечно, средние тоже можно дать, но сделать это сложнее, да и особо не имеет смысл, так как медиана более робастна в случаях с асимметричными распределениями. Это всё становится особенно важным в случае с целочисленным спросом, до которого мы когда-нибудь, возможно, доберёмся.

Во-вторых, прогнозные интервалы оказываются несимметричными как раз из-за предположения \eqref{eq:ssErrorlogN}. Это, опять же, становится более заметно в рядах данных с высокой дисперсией и низким уровнем ряда. В противном случае разницы между интервалами, построенными с помощью мультипликативной и аддитивной моделями, не будет практически никакой.

Ну, и, в-третьих, оценка параметров модели должна осуществляться иначе. Целевая функция для этих моделей может быть выведена из следующей логарифмированной функции правдоподобия:
\begin{equation} \label{eq:ssConcentratedLogLikelihoodLnorm}
\ell(\theta | Y) = -\frac{T}{2} \left( \log \left( 2 \pi e \right) +\log \left( \hat{\sigma}^2 \right) \right) -\sum_{t=1}^T \log y_t ,
\end{equation}
где дисперсия \(\hat{\sigma}^2 = \frac{1}{T} \sum_{t=1}^T \log^2(1 + \epsilon_{t})\). Целевая функция в этом случае будет иметь вид:
\begin{equation} \label{eq:ssCostFunction}
\text{CF} = \log \left( \hat{\sigma}^2 \right) + \frac{2}{T} \sum_{t=1}^T \log y_t .
\end{equation}

Штуки в R

Наглядным примером того, в чём преимущества мультипликативной модели, является ряд N2457 из базы M3. Несмотря на то, что уровень ряда достаточно велик (в среднем что-то около 5000), дисперсия в нём так же велика. Это указывает на то, что предпочтение стоит отдать мультипликативной модели. Попробуем построить модель ETS(M,N,N) с параметрическими прогнозными интервалами:

es(M3$N2457$x, "MNN", h=18, holdout=TRUE, intervals="p")

Получим вот что:

Time elapsed: 0.1 seconds
Model estimated: ETS(MNN)
Persistence vector g:
alpha 
0.145 
Initial values were optimised.
3 parameters were estimated in the process
Residuals standard deviation: 0.413
Cost function type: MSE; Cost function value: 1288657

Information criteria:
     AIC     AICc      BIC 
1645.978 1646.236 1653.702 
95% parametric prediction intervals were constructed
72% of values are in the prediction interval
Forecast errors:
MPE: 26.3%; Bias: 87%; MAPE: 39.8%; SMAPE: 49.4%
MASE: 2.944; sMAE: 120.1%; RelMAE: 1.258; sMSE: 242.7%

Мы уже обсуждали в предыдущей статье, что значит каждая из этих строчек, так что останавливаться на этом не будем. Самой важной строкой для нас является «Residuals standard deviation: 0.413», в которой говорится о том, что стандартное отклонение остатков модели составило 0.413. То есть дисперсия модели составила что-то порядка 0.17. Это, на самом деле, достаточно много для мультипликативной модели и указывает на несимметричность распределения остатков, что находит отражение в следующих прогнозных интервалах:

Ряд N2457 из M3 и прогноз и интервал по модели es(«MNN»)

Если бы мы построили модель с аддитивной ошибкой, ETS(A,N,N), то получили бы вот что:

Ряд N2457 из M3 и прогноз и интервал по модели es(«ANN»)

Если сравнить эти два графика, то мы заметим, насколько отличаются у двух моделей прогнозные интервалы. Более того, у первой прогнозный интервал оказался более адекватным и накрыл большее число наблюдений, чем у второй. Как видим, в подобных ситуациях мультипликативные модели оказываются полезными.

Ну, и для очистки совести пример, в котором разница между аддитивной и мультипликативной моделями практически отсутствует. Это ряд N2348:

Ряд N2348 из M3 и прогноз и интервал по модели es(«MNN»)

Ряд N2348 из M3 и прогноз и интервал по модели es(«ANN»)

Как видим, прогнозные интервалы и точечные прогнозы у обеих моделей оказались очень схожими. В таких случаях не настолько важно, какой модели отдать предпочтение, можно выбрать ту, с которой удобней работать.

Вот такие дела.

Сообщение Пакет «smooth» для R. Функция es(). Часть 3. Мультипликативные модели появились сначала на Open Forecasting.

Как уже упоминалось в предыдущей статье, для пакета «smooth» написана документация с подробный объяснением всех моделей, лежащих в основе функций. Здесь мы обсудим несколько основных аспектов, касающихся функции es(). Сегодня мы обсудим аддитивные модели. У этих моделей все компоненты представлены не в мультипликативном виде, что облегчает их понимание и построение.

Функция es() использует математическую модель пространства состояний (State-Space model, к которой мы, возможно, когда-нибудь доберёмся в учебнике на этом сайте) с единым источником ошибки (Single Source of Error). Практически все основные элеименты модели взяты из книги Hyndman et al. (2008). Преимущество этой модели заключается в том, что она позволяет записать в компактной форме любой метод экспоненциального сглаживания. Однако модель, лежащая в основе функции es() имеет несколько отличий по сравнению с обсуждаемой в упомянутой выше книге. Одно из важнейших отличий заключается в том, как моделируют сезонные компоненты у нас и у них: в то время, как они используют фиктивные переменные, мы используем для тех же целей лаговые. Есть и другие отличии, но мы о них поговорим несколько позже.

Сегодня мы обсуждаем аддитивную модель. Записывается она следующим образом:
\begin{equation} \label{eq:ssGeneralAdditive}
\begin{matrix}
y_t = w’ v_{t-l} + \epsilon_t \\
v_t = F v_{t-l} + g \epsilon_t
\end{matrix} ,
\end{equation}
где \(y_{t}\) — это фактическое значения на наблюдении \(t\), \(v_{t}\) — это вектор состояний (содержащий в себе компоненты временного ряда, такие как уровень ряда, тренд и сезонность), \(w\) и \(F\) — это заданные измерительный вектор и матрица переходов, а \(g\) — это вектор постоянства (не знаю, как его правильно перевести… В общем, он в себе содержит постоянные сглаживания). Наконец, \(\epsilon_t\) — это ошибка модели, относительно которой, в случае с аддитивной моделью, обычно делают предположение о том, что она распределена нормально.

Используя эти обозначения, любая аддитивная модель экспоненциального сглаживания может быть записана в виде \eqref{eq:ssGeneralAdditive}. Например, модель с демпфированным трендом, обозначающаяся обычно так же как ETS(A,Ad,N), имеет следующую структуру:
\begin{equation} \label{eq:ssAAdNMatrices}
w = \begin{pmatrix}
1 \\ \phi
\end{pmatrix},
F = \begin{pmatrix}
1 & \phi \\
0 & \phi
\end{pmatrix},
g = \begin{pmatrix}
\alpha \\
\beta
\end{pmatrix},
v_t = \begin{pmatrix}
l_t \\
b_t
\end{pmatrix},
v_{t-l} = \begin{pmatrix}
l_{t-1} \\
b_{t-1}
\end{pmatrix} .
\end{equation}
Подставляя эти значения в \eqref{eq:ssGeneralAdditive}, мы получим модель, которая, возможно, известна некоторым из вас:
\begin{equation} \label{eq:ssAAdN}
\begin{matrix}
y_t = l_{t-1} + \phi b_{t-1} + \epsilon_t \\
l_t = l_{t-1} + \phi b_{t-1} + \alpha \epsilon_t \\
b_t = \phi b_{t-1} + \beta \epsilon_t
\end{matrix} ,
\end{equation}
где \(l_t\) — уровень ряда, \(b_t\) — тренд, \(\phi\) — параметр демпфирования тренда, \(\alpha\) и \(\beta\) — параметры сглаживания. Эта же модель приведена в упомянутом уже дважды учебнике. Так что модели без сезонности, реализованные в es() не отличаются практически ничем от несезонных моделей функции ets() пакета forecast. Однако различия начинают проявляться, когда мы обращаемся к сезонным компонентам…

Если вы обратили внимание, у вектора \(v_{t-l}\) в \eqref{eq:ssGeneralAdditive} есть индекс \(l\), который мы ещё не обсудили. Этот индекс указывает на то, что компоненты временного ряда могут иметь разные лаги. Например, сезонная компонента будет иметь какой-нибудь лаг \(m\) (в случае с месячными данными \(m=\)12), в то время как все остальные будут использоваться с лагом 1. Например, простая аддитивная сезонная модель ETS(A,A,A) имеет в нашей реализации следующую структуру вектора состояний:
\begin{equation} \label{eq:ssETS(A,A,A)StateVector}
v_{t-l} =
\begin{pmatrix}
l_{t-1} \\
b_{t-1} \\
s_{t-m}
\end{pmatrix} ,
\end{equation}
где, как видим, уровень и тренд имеют лаг 1, а сезонная компонента имеет лаг \(m\). Если мы теперь подставим значения \eqref{eq:ssETS(A,A,A)StateVector} в \eqref{eq:ssGeneralAdditive}, то мы получим широко известную в узких кругах аддитивную модель Хольта-Уинтерса:
\begin{equation} \label{eq:ssETS(A,A,A)}
\begin{matrix}
y_t = l_{t-1} + b_{t-1} + s_{t-m} + \epsilon_t \\
l_t = l_{t-1} + b_{t-1} + \alpha \epsilon_t \\
b_t = b_{t-1} + \beta \epsilon_t \\
s_t = s_{t-m} + \gamma \epsilon_t
\end{matrix} .
\end{equation}

В случае с моделями из книги Hyndman et al. (2008) в \eqref{eq:ssETS(A,A,A)} нужно было бы добавить \(m-1\) сезонную компоненту, каждая из которых не обновлялась бы на данном наблюдении. Суть модели бы не поменялась, но размер её увеличился бы. По сути, используя лаговую структуру, мы уменьшаем размеры \(v_t, w, F\) и \(g\), что позволяет упростить некоторые выкладки и требует проводить по-другому нормализацию сезонных компонент (не как в четырежды упомянутой книге). Финальные прогнозы от использования такой структуры могут быть другими, но незначительно, все статистические свойства модели сохраняются. Например, концентрированная логарифмированная функция правдоподобия для неё считается точно так же, как и для оригинальной ETS:
\begin{equation} \label{eq:ssConcentratedLogLikelihoodNorm}
\ell(\theta | Y) = -\frac{T}{2} \left( \log \left( 2 \pi e \right) +\log \left( \hat{\sigma}^2 \right) \right),
\end{equation}
где \(\theta\) — это вектор параметров модели, а \(T\) — число наблюдений. Функция правдоподобия \eqref{eq:ssConcentratedLogLikelihoodNorm} может быть использована для оценки параметров модели, а так же для расчёта информационных критериев и выбора оптимальной модели.

Пара примеров в R

Впрочем, хватит всякой статистики и непонятных слов. Посмотрим, как оно работает. Для наших примеров мы будем использовать временные ряды из базы M3, которая доступна в пакете «Mcomp» для R, так что не забудьте его установить и загрузить (library(Mcomp)).

Начнём с оценки модели по ряду N1234. В этом ряде имеется явные возрастающий тренд, а для прогнозирования таких рядов имеет смысл обратиться к модели демпфированного тренда (об этом нам говорит научная литература). Сделаем это с помощью команды:

es(M3$N1234$x, "AAdN", h=8, intervals=TRUE)

В результате этого мы получим две вещи: вывод функции и следующий график:

Ряд N1234 из базы M3 и прогноз с помощью es()

Если график вам ненужен, то можете попросить функцию его не выводить с помощью параметра silent=»graph». Если вам ненужно, чтобы функция что-либо печатал по итогам работы, то это можно сделать так:

ourModel <- es(M3$N1234$x, "AAdN", h=8, intervals=TRUE, silent="graph")

В случаях с выбором наилучшей модели и комбинированием прогнозов (которые мы обсудим позже), может быть полезно указать, чтобы функция вообще заткнулась и ничего не выводила. Для этого надо задатьsilent="all" или silent=TRUE.

Итак, что же там у нас получилось в выводе? А вот что:

Time elapsed: 0.15 seconds
Model estimated: ETS(AAdN)
Persistence vector g:
alpha  beta
0.623 0.26
Damping parameter: 0.964
Initial values were optimised.
6 parameters were estimated in the process
Residuals standard deviation: 75.206
Cost function type: MSE; Cost function value: 4902

Information criteria:
     AIC     AICc      BIC 
522.0857 524.2962 532.9256 

95% parametric prediction intervals were constructed

Первые две строки говорят нам о том, сколько времени ушло на работу функции и какую модель мы оценили.

"Persistence vector g" - это тот самый вектор постоянства с постоянными сглаживания из \eqref{eq:ssGeneralAdditive}. В нашем случае он содержит две постоянные сглаживания (для уровня и для тренда).

"Damping parameter" показывает значение параметра демпфирования тренда.

Фраза "Initial values were optimised" говорит о том, что стартовые значения вектора состояний \(v_0\) были оптимизированы. Альтернативные варианты - это инициализация с помощью механизма обратного прогноза (backcast) или задание этих значений вручную пользователем.

Далее нам говорят о том, что при построении модели было оценено 6 параметров ("6 parameters were estimated in the process"). В них входят: 2 постоянные сглаживания, 2 стартовых значения, 1 параметр демпфирования и 1 оценённая дисперсия. Дисперсия тут считается для корректного учёта степеней свободы модели.

За этой строкой нам приводят значение стандартного отклонения ошибок, которое составило 75.206. Это несмещённая оценка стандартного отклонения, учитывающая количество степеней свободы и рассчитывающаяся по формуле:
\begin{equation} \label{eq:sd_Value}
s = \sqrt{\frac{1}{T-k} \sum_{t=1}^T e_t },
\end{equation}
где \(k\) - это число параметров модели (в нашем случае - 6, как мы уже выяснили). Само по себе стандартное отклонение нам мало о чём говорит. Однако его можно, по идеи, использовать для сравнения разных моделей с аддитивной ошибкой.

Далее нам говорят, что в качестве целевой функции использовалась MSE, и приводят итоговое значение. Это чисто информация для любопытных.

Строка "Information criteria" и следующая за ней таблица - это значения информационных критериев. С помощью них можно выбрать наиболее подходящую модель для данного временного ряда.

Ну, и, наконец, нам написали о том, что функция так же построила 95% параметрические прогнозные интервалы.

Всё вот это вот, фактически, говорит нам о том, чего можно ожидать от итогового объекта ourModel, который по сути своей представляет собой список (list). Например, ourModel$model содержит в себе название модели, а прогнозы хранятся в ourModel$forecast. Обо всём этом написано подробно в помощи к функции в R.

Что ж, попробуй теперь усложнить себе жизнь и посмотрим, как модель себя ведёт на проверочной части выборки:

y <- ts(c(M3$N1234$x,M3$N1234$xx),start=start(M3$N1234$x),frequency=frequency(M3$N1234$x))
es(y, "AAdN", h=8, holdout=TRUE, intervals=TRUE)

Итоговый график похож на предыдущий, но теперь на нём ещё есть значения из проверочной выборки:

Ряд N1234 из базы M3, прогноз с помощью es() и фактические значения из проверочной выборки

Как видим, мы не сумели дать точный точечный прогноз ряда, однако прогнозные интервалы накрыли фактические значения, что указывает на то, что ещё не всё потеряно, и мы хотя бы правильно смогли оценить неопределённость. Что касается вывода в консоли, то у меня получилось следующее:

Time elapsed: 0.18 seconds
Model estimated: ETS(AAdN)
Persistence vector g:
alpha  beta 
0.623 0.260 
Damping parameter: 0.964
Initial values were optimised.
6 parameters were estimated in the process
Residuals standard deviation: 75.206
Cost function type: MSE; Cost function value: 4902

Information criteria:
     AIC     AICc      BIC 
522.0857 524.2962 532.9256 

95% parametric prediction intervals were constructed
88% of values are in the prediction interval
Forecast errors:
MPE: -3.2%; Bias: -100%; MAPE: 3.2%; SMAPE: 3.2%
MASE: 4.183; sMAE: 3.7%; RelMAE: 3.436; sMSE: 0.2%

Здесь помимо уже упомянутых ранее строк, появились строка о том, какой процент фактических значений оказались в прогнозном интервале (88%), а так же теперь представлены разные прогнозные ошибки, которые мы как-то обсуждали в учебнике. Единственная новая для нас - это Bias, которая измеряет симметричность распределения ошибки и лежит в пределах от -100% (прогноз оказался завышен) до 100% (систематическое занижение прогноза). Сами по себе ошибки мало о чём говорят (за исключением наверно, Bias и RelMAE: первая говорит о том, что мы сильно промахнулись с нашим прогнозом, вторая говорит о том, что простой метод Naive дал прогнозы в 3,436 раза более точные, чем по нашему методу), поэтому их стоит сравнивать с ошибками по другим моделям. Например, по модели ETS(A,A,N) у меня получились следующие ошибки:

MPE: -3.7%; Bias: -100%; MAPE: 3.7%; SMAPE: 3.6%
MASE: 4.82; sMAE: 4.3%; RelMAE: 3.958; sMSE: 0.2%

Как видим, модель ETS(A,Ad,N) оказалась несколько точней, чем модель ETS(A,A,N).

Все эти прогнозные ошибки хранятся в объекте ourModel$accuracy в виде вектора. Кроме того, из-за того, что мы использовали параметр holdout=TRUE, нам стала доступна ещё одна переменная - фактические значения из проверочной части выборки: ourModel$holdout. Они могут быть использованы для расчёта каких-нибудь ещё ошибок. Ни в чём себе не отказывайте!

Чуть ранее мы упомянули про особенности сезонных моделей, так что давайте взглянем на какой-нибудь пример такой модели. Возьмём простую модель, без тренда, ETS(A,N,A) и построим её для ряда N1956:

ourModel <- es(M3$N1956$x, "ANA", h=18)

Получим вот такой график:

Ряд N1956 из базы M3 и его прогноз с помощью es()

Особо ничего по этому графику не скажешь кроме того, что выглядит всё достаточно адекватно. Если бы мы сравнили итоговую модель с оценённой с помощью ets(), мы бы заметили мелкие различия - постоянные сглаживания и стартовые значения, скорее всего, различались бы, стандартное отклонение ошибки было бы другим, информационные критерии так же отличались бы. Это в свою очередь влияет на прогнозы модели. Вот пример прогнозов, полученных с помощью функций es() и ets():

Как видим, для некоторых наблюдений разницы практически нет никакой (например, для \(h=\)1). Однако есть несколько случаев, где отклонения оказываются чуть серьёзней (например, -82.913 при \(h=\)6). Впрочем, разница между прогнозами в среднем всё равно составляет не больше 0,431% от среднего уровня данных. Эти 0,431%, конечно, могут в итоге определить, что одна функция дала более точный прогноз, чем вторая, однако, какая из них лучше, сказать без проверочной выборки сложно.

Фух! На сегодня, пожалуй, всё. В следующий раз мы взглянем на мультипликативные модели - там есть важные различия по сравнению с моделями в основе ets().

Сообщение Пакет «smooth» для R. Функция es(). Часть 2. Аддитивные модели появились сначала на Open Forecasting.

Начнём мы с Экспоненциального сглаживания.

Что такое es(), и зачем она нужна?

Вообще «ES» это сокращение от Exponential Smoothing (Экспоненциальное сглаживание). В R для этого уже существует функция под названием ets(), она входит в пакет «forecast» Роба Хайндамана. В связи с этим может возникнуть вопрос: «Зачем нам ещё одна функция экспоненциального сглаживания?». На него у меня есть несколько ответов:

1. Функция ets() не позволяет строить некоторые смешанные модели экспонениального сглаживания. Например, ETS(A,A,M), которая лежит в основе классического метода Хольта-Уинтерса, не доступна. Из исследовательского интереса, в попытке восстановить справедливость, я реализовал все 30 моделей экспоненциального сглаживания. Ни в чём себе не отказывайте!
2. ets() не позволяет включать в модель экзогенные переменные. То есть, если вы считаете, что на объём продаж мороженого может влиять температура, но вы хотите использовать ещё и модель экспоненциального сглаживания, то вам можно только посочувствовать. Или можно было до появления пакета «smooth». Функция es() позволяет включать либо вектор с экзогенной переменной, либо матрицу с экзогенными переменными. Прогнозируйте мороженое правильно!
3. В области прогнозирования есть общее представление о том, что комбинирование прогнозов разных моделей позволяет увеличивать их точность. Так Стефан Коласса применил идею с комбинированием на основе инфорационных критериев к моделям экспоненциального сглаживания и показал, что точность прогнозов от этого увеличивается. В функции es() этот механизм комбинирования реализован. Даёшь комбинацию!
4. Число сезонных коэффициентов в функции ets() ограничено 24. Причиной этого является сложность оптимизации моделей, в которых число коэффициентов оказывается большим. В функции es() такого ограничения нет. Я считаю, что пользователь должен сам нести ответственность за свои действия, ограничивать его как маленького ребёнка не стоит. Однако, если у вас высокочастотные данные и большое количество параметров, возможно стоит попробовать другие методы инициализации экспоненциального сглаживания. Будьте бдительны!
5. Собственно говоря, методы инициализации вектора состояний — это ещё один элемент, выгодно отличающий мою функцию от функции Роба. В случае с es() пользователь может либо оптимизировать стартовое значение, либо рассчитать его с помощью процедуры «backcasting», либо задать вручную. Выбор за вами!
6. Помимо стандартных методов оценки параметров модели, в es() вы можете ещё встретить методы, основанные на минимуме MAE, траекторных функций и HAM. Зачем? А затем, что они позволяют получать более робастные модели, что может быть необходимо, например, в случаях с высокочастотными данными. Ну, и ещё просто потому, что так интересней жить!
7. В литературе по прогнозированию существует тьма тьмущая методов построения прогнозных интервалов. В функции es() есть выбор из трёх: параметрические, полупараметрические и непараметрические. В каких-то случаях, например, непараметрические интервалы могут оказаться значительно более полезными, нежели параметрические. В конце концов, не сошёлся же клином мир на нормальном распределении!
8. Статистическая модель в основе es() несколько отличается от модели в основе ets(). В частности, в случае с мультипликативными ошибками es() использует допущение о лог-нормальном законе распределения ошибок (а не нормальном, как в случае с классической ETS). Это оказывается особенно важно, когда уровень прогнозируемой величины близок к нулю. Вы не поверите, на какие чудеса способна лог-нормальная модель!
9. es() позволяет работать с целочисленными данными и ситуациями с нулевыми значениями (то что в заморской литературе называется «intermittent demand»). Пока что в функции реализованы модель Кростона, TSB и модель с фиксированной вероятностью. Всё это основано на текущем исследовании с Джоном Бойланом и ещё будет дорабатываться. Следите за обновлениями!
10. Ну, и последнее, это замечательный параметр holdout, который позволяет делить выборку на две части на лету и оценивать точность прогнозов по тестовой выборке. Где ещё вы найдёте такую прелесть?!

Замечу, что при этом функция es() не обязательно гарантирует вам более точные прогнозы, чем ets(). Мною замечено, что на разных данных она ведёт себя по-разному: где-то лучше ets(), где-то хуже. Главное преимущество функции заключается в её гибкости. Если вам эта гибкость ненужна, а нужно просто, чтобы работало, то рекомендую обратиться к ets().

Сообщение Пакет «smooth» для R. Функция es(). Часть 1 появились сначала на Open Forecasting.