лений выполнены экономистом-математиком А.Ю. Поляко-
вым).
Идентификация модели, сопровождаемая «подгонкой»
модельных данных к каждому из 5 наблюдаемых рядов, осуще-
ствлялась циклическим применением алгоритма идентифика-
ции и фильтрации к каждому из рядов с использованием в каче-
стве начальных условий очередного цикла конечных значений
предыдущего. Для задач, не решаемых в натуральном масштабе
времени,
т.
е. в процессе поступления
данных,
это обстоятельст-
во не является обременительным. Начальные значения компо-
нентов расширенного вектора состояния в 1-м цикле принима-
лись равными 1, начальное значение апостериорной ковариа-
ционной матрицы задавалось в виде матрицы с единицами на
главной диагонали и остальными элементами, равными 0,1.
Прогнозирование временного ряда на один шаг (квартал)
проводится после обработки всех N
= 25
его уровней по правилу
>?^^1=Л(У;+1,л^)=Л(Ф(У;)).
Прогноз
на два
шага (квартала) сопровождается вычислением
З^Л^+2
=
Л(У^+2,
N)^
JOV+2,
Л^
=
^(Ум+и
N)-
Результаты соответствующего вычислительного эксперимен-
та даны на рис. П2.1 ~ П2.5, где, помимо наблюдаемых уровней
рядов и точностных характеристик прогноза по алгоритму [31],
указаны модельные значения рядов, полученные после иденти-
фикации («подгонки») калмановских моделей, и относительные
ошибки калмановского прогноза. Последние, как и в [31], пони-
маются в ретроспективном смысле, т. е. как отношение модуля
отклонения прогнозированного на данный квартал значения ря-
да от его реально наблюдаемого значения к этому наблюдаемому
значению. Анализ полученных вычислительных материалов сви-
детельствует о полнейшей дееспособности построенных нели-
нейных алгоритмов совместной нелинейной фильтрации, иден-
тификации и прогнозирования сложных экономических процес-
сов.
Полезно обратить внимание на то, что при их реализации
удается офаничиться только апостериорными сведениями о са-
мих прогнозируемых рядах и не прибегать к помощи дополни-
тельной и весьма емкой информации, используемой в структуре
одновременных уравнений.