本文用GAM进行时间序列建模

由Kaizong Ye，Weilong Zhang撰写

我已经准备了一个文件，其中包含四个用电时间序列来进行分析。数据操作将由data.table程序包完成。

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将提及的智能电表数据读到data.table。

DT <- as.data.table(read_feather("DT_4_ind"))

提出背景

线性模型简单、直观、便于理解，但是，在现实生活中，变量的作用通常不是线性的，线性假设很可能不能满足实际需求，甚至直接违背实际情况。广义加性模型是一种自由灵活的统计模型，它可以用来探测到非线性回归的影响。

非参数回归不需要模型满足线性的假设前提，可以灵活地探测数据间的复杂关系，但是当模型中自变量数目较多时，模型的估计方差会加大，另外，基于核与光滑样条估计的非参数回归中自变量与因变量间关系的解释也有难度，1985 年 Stone 提出加性模型 (additive models) ，模型中每一个加性项使用单个光滑函数来估计，在每一加性项中可以解释因变量如何随自变量变化而变化，很好地解决了上述问题。1990 年，Hastie 和 Tibshirani 扩展了加性模型的应用范围，提出了广义加性模型(generalized additive models)。

优缺点

1) 可以引入非线性函数

2)非线性可能使得对预测的更准确

3) 因为是”加性的”，所以，线性模型的假设检验的方法仍然可以使用

4) 因为是“加性”假设，所以GAMs中可能会缺失重要的交互作用，只能通过手动添加交互项来弥补

使用GAM回归模型。将工作日的字符转换为整数，并使用recode包中的函数重新编码工作日：1.星期一，…，7星期日。

DT[, week_num := as.integer(car::recode(week,
    "'Monday'='1';'Tuesday'='2';'Wednesday'='3';'Thursday'='4';
    'Friday'='5';'Saturday'='6';'Sunday'='7'"))]

将信息存储在日期变量中，以简化工作。

n_type <- unique(DT[, type])
n_date <- unique(DT[, date])
n_weekdays <- unique(DT[, week])
period <- 48

让我们看一下用电量的一些数据并对其进行分析。

data_r <- DT[(type == n_type[1] & date %in% n_date[57:70])]
 
ggplot(data_r, aes(date_time, value)) +
  geom_line() +
  theme(panel.border = element_blank(),
        panel.background = element_blank(),
        panel.grid.minor = element_line(colour = "grey90"),
        panel.grid.major = element_line(colour = "grey90"),
        panel.grid.major.x = element_line(colour = "grey90"),
        axis.text = element_text(size = 10),
        axis.title = element_text(size = 12, face = "bold")) +
  labs(x = "Date", y = "Load (kW)")

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R语言广义相加模型（GAM）在电力负荷预测中的应用

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在绘制的时间序列中可以看到两个主要的季节性：每日和每周。我们在一天中有48个测量值，在一周中有7天，因此这将是我们用来对因变量–电力负荷进行建模的自变量。

训练我们的第一个GAM。通过平滑函数s对自变量建模，对于每日季节性，使用三次样条回归，对于每周季节性，使用P样条。

gam_1 <- gam(Load ~ s(Daily, bs = "cr", k = period) +
               s(Weekly, bs = "ps", k = 7),
             data = matrix_gam,
             family = gaussian)

首先是可视化。

layout(matrix(1:2, nrow = 1))
plot(gam_1, shade = TRUE)

我们在这里可以看到变量对电力负荷的影响。在左图中，白天的负载峰值约为下午3点。在右边的图中，我们可以看到在周末负载量减少了。

让我们使用summary函数对第一个模型进行诊断。

## 
## Family: gaussian 
## Link function: identity 
## 
## Formula:
## Load ~ s(Daily, bs = "cr", k = period) + s(Weekly, bs = "ps", 
##     k = 7)
## 
## Parametric coefficients:
##             Estimate Std. Error t value Pr(>|t|)    
## (Intercept)  2731.67      18.88   144.7   <2e-16 ***
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## Approximate significance of smooth terms:
##              edf Ref.df     F p-value    
## s(Daily)  10.159 12.688 119.8  <2e-16 ***
## s(Weekly)  5.311  5.758 130.3  <2e-16 ***
## ---
## Signif. codes:  0 '***' 0.001 '**' 0.01 '*' 0.05 '.' 0.1 ' ' 1
## 
## R-sq.(adj) =  0.772   Deviance explained = 77.7%
## GCV = 2.4554e+05  Scale est. = 2.3953e+05  n = 672

EDF：估计的自由度–可以像对给定变量进行平滑处理那样来解释（较高的EDF值表示更复杂的样条曲线）。P值：给定变量对因变量的统计显着性，通过F检验进行检验（越低越好）。调整后的R平方（越高越好）。我们可以看到R-sq.（adj）值有点低。

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让我们绘制拟合值：

我们需要将两个自变量的交互作用包括到模型中。

第一种交互类型对两个变量都使用了一个平滑函数。

gam_2 <- gam(Load ~ s(Daily, Weekly),
             data = matrix_gam,
             family = gaussian)
 
summary(gam_2)$r.sq

## [1] 0.9352108

R方值表明结果要好得多。

summary(gam_2)$s.table

##                     edf   Ref.df        F p-value
## s(Daily,Weekly) 28.7008 28.99423 334.4754       0

似乎也很好，p值为0，这意味着自变量很重要。拟合值图：

现在，让我们尝试上述张量积交互。这可以通过function完成te，也可以定义基本函数。

## [1] 0.9268452

与以前的模型相似gam_2。

summary(gam_3)$s.table

##                       edf   Ref.df        F p-value
## te(Daily,Weekly) 23.65709 23.98741 354.5856       0

非常相似的结果。让我们看一下拟合值：

与gam_2模型相比，只有一点点差异，看起来te拟合更好。

R语言对用电负荷时间序列数据进行K-medoids聚类建模和GAM回归

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## [1] 0.9727604

summary(gam_4)$sp.criterion

##   GCV.Cp 
## 34839.46

summary(gam_4)$s.table

##                       edf   Ref.df        F p-value
## te(Daily,Weekly) 119.4117 149.6528 160.2065       0

我们可以在这里看到R方略有上升。
让我们绘制拟合值：

这似乎比gam_3模型好得多。

## [1] 0.965618

summary(gam_4_fx)$s.table

##                  edf Ref.df        F       p-value
## te(Daily,Weekly) 335    335 57.25389 5.289648e-199

我们可以看到R平方比模型`gam_4`低，这是因为我们过度拟合了模型。证明GCV程序（lambda和EDF的估计）工作正常。

因此，让我们在案例（模型）中尝试ti方法。

## [1] 0.9717469

summary(gam_5)$sp.criterion

##   GCV.Cp 
## 35772.35

summary(gam_5)$s.table

##                        edf     Ref.df          F p-value
## s(Daily)         22.583649  27.964970  444.19962       0
## s(Weekly)         5.914531   5.995934 1014.72482       0
## ti(Daily,Weekly) 85.310314 110.828814   41.22288       0

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然后使用t2。

## [1] 0.9738273

summary(gam_6)$sp.criterion

##   GCV.Cp 
## 32230.68

summary(gam_6)$s.table

##                       edf   Ref.df        F p-value
## t2(Daily,Weekly) 98.12005 120.2345 86.70754       0

我还输出了最后三个模型的GCV得分值，这也是在一组拟合模型中选择最佳模型的良好标准。我们可以看到，对于t2相应模型gam_6，GCV值最低。

在统计中广泛使用的其他模型选择标准是AIC（Akaike信息准则）。让我们看看三个模型：

AIC(gam_4, gam_5, gam_6)

##             df      AIC
## gam_4 121.4117 8912.611
## gam_5 115.8085 8932.746
## gam_6 100.1200 8868.628

最低值在gam_6模型中。让我们再次查看拟合值。

我们可以看到的模型的拟合值`gam_4`和`gam_6`非常相似。可以使用软件包的更多可视化和模型诊断功能来比较这两个模型。

第一个是function gam.check，它绘制了四个图：残差的QQ图，线性预测变量与残差，残差的直方图以及拟合值与因变量的关系图。让我们诊断模型gam_4和gam_6。

gam.check(gam_4)

## 
## Method: GCV   Optimizer: magic
## Smoothing parameter selection converged after 7 iterations.
## The RMS GCV score gradiant at convergence was 0.2833304 .
## The Hessian was positive definite.
## The estimated model rank was 336 (maximum possible: 336)
## Model rank =  336 / 336 
## 
## Basis dimension (k) checking results. Low p-value (k-index<1) may
## indicate that k is too low, especially if edf is close to k'.
## 
##                      k'    edf k-index p-value
## te(Daily,Weekly) 335.00 119.41    1.22       1

gam.check(gam_6)

## 
## Method: GCV   Optimizer: magic
## Smoothing parameter selection converged after 9 iterations.
## The RMS GCV score gradiant at convergence was 0.05208856 .
## The Hessian was positive definite.
## The estimated model rank was 336 (maximum possible: 336)
## Model rank =  336 / 336 
## 
## Basis dimension (k) checking results. Low p-value (k-index<1) may
## indicate that k is too low, especially if edf is close to k'.
## 
##                      k'    edf k-index p-value
## t2(Daily,Weekly) 335.00  98.12    1.18       1

我们可以再次看到模型非常相似，只是在直方图中可以看到一些差异。

layout(matrix(1:2, nrow = 1))
plot(gam_4, rug = FALSE, se = FALSE, n2 = 80, main = "gam n.4 with te()")
plot(gam_6, rug = FALSE, se = FALSE, n2 = 80, main = "gam n.6 with t2()")

该模型gam_6 有更多的“波浪形”的轮廓。因此，这意味着它对因变量的拟合度更高，而平滑因子更低。

vis.gam(gam_6, n.grid = 50, theta = 35, phi = 32, zlab = "",
        ticktype = "detailed", color = "topo", main = "t2(D, W)")

我们可以看到最高峰值是Daily变量的值接近30（下午3点），而Weekly变量的值是1（星期一）。

vis.gam(gam_6, main = "t2(D, W)", plot.type = "contour",
        color = "terrain", contour.col = "black", lwd = 2)

再次可以看到，电力负荷的最高值是星期一的下午3:00，直到星期四都非常相似，然后负荷在周末减少。

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关于作者

Kaizong Ye是拓端研究室（TRL）的研究员。

本文借鉴了作者最近为《R语言数据分析挖掘必知必会 》课堂做的准备。

非常感谢您阅读本文，如需帮助请联系我们！

在r语言中使用GAM（广义相加模型）进行电力负荷时间序列分析

R语言对用电负荷时间序列数据进行K-medoids聚类建模和GAM回归

我们可以看到R平方比模型`gam_4`低，这是因为我们过度拟合了模型。证明GCV程序（lambda和EDF的估计）工作正常。

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我们可以看到的模型的拟合值`gam_4`和`gam_6`非常相似。可以使用软件包的更多可视化和模型诊断功能来比较这两个模型。

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