ARIMA-SVM組合模型驅(qū)動下的瓦斯?jié)舛阮A(yù)測研究

范京道，黃玉鑫，閆振國，李川，王春林，賀雁鵬

（1. 陜西延長石 油（集團(tuán)）有限責(zé)任公司，陜西 西安 710075；2. 西安科技大學(xué) 安全科學(xué)與工程學(xué)院,陜西 西安 710054；3. 陜西延長石油巴拉素煤業(yè)有限公司，陜西 榆林 719000）

0 引言

瓦斯?jié)舛戎笜?biāo)預(yù)測以日常瓦斯監(jiān)測監(jiān)控數(shù)據(jù)的統(tǒng)計、分析及挖掘為基礎(chǔ)，對瓦斯?jié)舛鹊淖兓?guī)律進(jìn)行研究，是一種預(yù)測瓦斯?jié)舛劝l(fā)展趨勢的方法[1-3]。常用的瓦斯?jié)舛戎笜?biāo)預(yù)測方法有神經(jīng)網(wǎng)絡(luò)模型法、指數(shù)平滑法、灰色系統(tǒng)理論預(yù)測法和時間序列預(yù)測法等，其中ARIMA（Autoregressive Intergrated Moving Average，自回歸滑動平均）模型是研究瓦斯?jié)舛葧r間序列數(shù)據(jù)預(yù)測的主要方法，但對于非線性數(shù)據(jù)的分析能力不理想。為解決該問題，許多學(xué)者在分析數(shù)據(jù)過程中融入了較多的非線性數(shù)據(jù)分析方法[4-5]。劉瑩等[6]融合多種環(huán)境因素，構(gòu)建了基于多因素的LSTM（Long Short-Term Memory，長短期記憶網(wǎng)絡(luò)）瓦斯?jié)舛阮A(yù)測模型，該模型預(yù)測效果優(yōu)于單因素模型，具有較高的預(yù)測精度。吳奉亮等[7]構(gòu)建了基于特征變量選擇的隨機(jī)森林回歸模型，并使用該模型對煤礦瓦斯涌出量進(jìn)行預(yù)測，研究表明該方法能夠有效提高預(yù)測效率和精度。張震等[8]建立了一種基于Keras長短期記憶網(wǎng)絡(luò)的瓦斯?jié)舛阮A(yù)測模型，該模型較ARIMA模型預(yù)測效果好、誤差小。周松元等[9]構(gòu)建了基于TreeNet算法的瓦斯?jié)舛阮A(yù)測方法，并通過測試分析驗證了該方法是一種基于機(jī)器學(xué)習(xí)的工作面預(yù)測指標(biāo)的敏感性判別方法，可用于建立煤礦工作面瓦斯突出預(yù)測敏感指標(biāo)體系。上述方法存在單一瓦斯預(yù)測模型挖掘礦井瓦斯?jié)舛葧r間序列全部特征能力較弱的問題[10]。

針對上述問題，將ARIMA模型與支持向量機(jī)（Support Vector Machine，SVM）模型融合，對瓦斯?jié)舛冗M(jìn)行預(yù)測。ARIMA模型可實現(xiàn)對瓦斯?jié)舛葧r間序列的高精度預(yù)測，對線性波動的解釋能力較強(qiáng)；SVM模型對非線性特征數(shù)據(jù)具有較高的預(yù)測和泛化能力。首先，利用ARIMA模型處理瓦斯?jié)舛葧r間序列的歷史數(shù)據(jù)，得到相應(yīng)的線性預(yù)測結(jié)果和殘差序列。其次，利用SVM模型進(jìn)一步對數(shù)據(jù)殘差序列中的非線性因素進(jìn)行分析，得到組合模型預(yù)測結(jié)果。再次，通過對ARIMA模型與SVM模型分配不同的權(quán)重參數(shù)，將SVM模型和ARIMA模型分別預(yù)測的結(jié)果進(jìn)行線性疊加。最后，通過礦井實測數(shù)據(jù)與預(yù)測結(jié)果進(jìn)行對比，驗證組合模型的預(yù)測精度。

1 ARIMA-SVM組合模型

1.1 ARIMA模型

ARIMA（p,d,q）模型通過收集、分析過去時間點的觀測值來刻畫其內(nèi)在聯(lián)系，并對過去時間的觀測值及誤差線性方程進(jìn)行分析，以實現(xiàn)預(yù)測目的[11-12]，其中p為自回歸階數(shù)，p≥0，d為差分階數(shù)，d＞0，q為移動平均的階數(shù)，q≥0。假定時間序列X={xi，i=1，2，…，N}，xi為第i個時間序列數(shù)據(jù)，N為時間序列中數(shù)據(jù)總數(shù)，則ARIMA（p,d,q）為

式中：為 第i個線性時間序列數(shù)據(jù)的預(yù)測值；θq和φp為待估計的參數(shù)值；εi為預(yù)測誤差。

1.2 SVM模型

SVM是基于統(tǒng)計學(xué)理論的新型機(jī)器學(xué)習(xí)方法[13-14]。假設(shè)訓(xùn)練集，其中zA為第A個瓦斯?jié)舛葧r間序列數(shù)據(jù)殘差的輸入，fA為第A個瓦斯?jié)舛葧r間序列數(shù)據(jù)殘差的輸出，則SVM回歸模型為

式中：w和b為超平面參數(shù)；ξ為松弛變量；C為懲罰因子，C＞0；ξA為第A個瓦斯?jié)舛葧r間序列數(shù)據(jù)的松弛變量；φ(zA)為映射函數(shù)；?為決定間隔邊界寬度的超參數(shù)。

1.3 ARIMA-SVM組合模型

瓦斯?jié)舛葧r間序列數(shù)據(jù)中包含線性和非線性2種趨勢，ARIMA模型對于線性部分的數(shù)據(jù)特征有較強(qiáng)的捕捉能力，而SVM模型在分析和預(yù)測非線性數(shù)據(jù)具有突出性能。假定瓦斯?jié)舛葧r間序列數(shù)據(jù)X由線性和非線性2個部分構(gòu)成，X={xi，i=1，2，…，N}。首先，采用ARIMA模型分析一維瓦斯?jié)舛葧r間序列的歷史數(shù)據(jù)，得到線性時間序列數(shù)據(jù)的預(yù)測值l和預(yù)測時間序列殘差數(shù)據(jù)δi，δi=xi-。其次，采用SVM模型在影響瓦斯?jié)舛葧r間序列數(shù)據(jù)的面板數(shù)據(jù)上進(jìn)一步分析預(yù)測時間序列殘差數(shù)據(jù)δi中的非線性因素，獲得非線性時間序列數(shù)據(jù)預(yù)測值。最后，將2個模型分析預(yù)測結(jié)果進(jìn)行組合，得到目標(biāo)瓦斯?jié)舛葧r間序列數(shù)據(jù)的最終預(yù)測結(jié)果

2 實驗過程

2.1 數(shù)據(jù)來源

選取陜北某礦211工作面上隅角2020年9月1-7日共7天的瓦斯?jié)舛葦?shù)據(jù)統(tǒng)計指標(biāo)作為研究對象。該礦位于榆林市境內(nèi)，煤層瓦斯含量較低，地質(zhì)條件變化較小。選取的數(shù)據(jù)源自同一煤層相同盤區(qū)，僅考慮在瓦斯?jié)舛葐我蛩赜绊懴碌念A(yù)測結(jié)果。從9月1日0時起開始監(jiān)測瓦斯?jié)舛?，? min采集1次，取其平均值，共采集2 016組數(shù)據(jù)作為實驗數(shù)據(jù)。9月1日采集的原始數(shù)據(jù)如圖1所示，部分?jǐn)?shù)據(jù)見表1。

圖1 原始瓦斯?jié)舛葧r間序列Fig. 1 Original time sequence of gas concentration

表1 9月1日采集的部分瓦斯?jié)舛葦?shù)據(jù)Table 1 Part of the gas concentration data collected on September 1

2.2 瓦斯?jié)舛阮A(yù)測及擬合效果

2.2.1 ARIMA模型預(yù)測

將1 440組數(shù)據(jù)作為模型的訓(xùn)練集，用于模型參數(shù)估計；其余576組數(shù)據(jù)作為測試集，用于模型泛化能力測試與檢驗。采用拉依達(dá)準(zhǔn)則[15]（即先假設(shè)1組檢測數(shù)據(jù)僅有隨機(jī)誤差，對該數(shù)據(jù)分析后得到標(biāo)準(zhǔn)偏差，按一定概率構(gòu)建一個區(qū)間，若超過該區(qū)間誤差，則不屬于隨機(jī)誤差而是粗大誤差，應(yīng)將其舍棄）對所采集數(shù)據(jù)中的異常數(shù)據(jù)（瓦斯傳感器測量值與其平均值之差的絕對值大于其標(biāo)準(zhǔn)差3倍的數(shù)據(jù)）進(jìn)行處理，將異常數(shù)據(jù)替換為其相鄰2個數(shù)據(jù)的平均值。將預(yù)處理后的數(shù)據(jù)進(jìn)行單位根（Augmented Dickey-Fuller test，ADF）檢驗處理，如果時間序列平穩(wěn)，則不存在ADF，否則存在ADF。在ADF檢驗過程中假設(shè)訓(xùn)練集存在ADF，如果得到的顯著性檢驗統(tǒng)計量（T值）小于3個置信度（10%，5%，1% ），則分別對應(yīng)有90%，95%，99%的把握來拒絕原假設(shè)，且T值對應(yīng)的概率值（P值）小于0.05（最好等于0）時，即可判斷為平穩(wěn)時間序列，否則為非平穩(wěn)時間序列，利用差分法對非平穩(wěn)時間序列進(jìn)行平穩(wěn)化處理，采用ADF對差分后的序列繼續(xù)進(jìn)行檢驗，直至其達(dá)到平穩(wěn)。ADF檢驗結(jié)果見表2。

由表2可看出，T值為-6.22，小于置信度為1%，5%，10%的臨界值，但P值大于0.05，因此判斷預(yù)處理后的瓦斯?jié)舛葦?shù)據(jù)為非平穩(wěn)時間序列。對其分別進(jìn)行一階差分和二階差分處理，使其成為平穩(wěn)時間序列，如圖2、圖3所示。

圖2 非平穩(wěn)瓦斯?jié)舛葧r間序列的一階差分結(jié)果Fig. 2 Result of first-order difference for time series of nonstationary gas concentrations

圖3 非平穩(wěn)瓦斯?jié)舛葧r間序列的二階差分結(jié)果Fig. 3 Results of second-order difference for time series of nonstationary gas concentrations

表2 ADF檢驗結(jié)果Table 2 Result of ADF test

從圖2和圖3可看出，非平穩(wěn)時間序列在經(jīng)過一階差分、二階差分處理后數(shù)據(jù)已趨于平穩(wěn)，且經(jīng)一階差分與二階差分處理后的瓦斯?jié)舛确植稼厔莶町愝^小，均趨于平穩(wěn)序列。

為進(jìn)一步判斷經(jīng)一階差分處理后的時間序列是否為平穩(wěn)序列，對一階差分后的序列進(jìn)行ADF檢驗，得P值為5.038×10-8，遠(yuǎn)小于0.05，接近0，因此判斷經(jīng)一階差分處理后的非平穩(wěn)時間序列成為平穩(wěn)時間序列。

數(shù)據(jù)平穩(wěn)后使用自相關(guān)函數(shù)（Autocorrelation Function，ACF）和偏自相關(guān)函數(shù)（Partial Autocorrelation Function，PACF）為ARIMA模型定階，如圖4所示?？煽闯鯝CF和PACF在一階或二階后均落在置信區(qū)間，因此初步可得ARIMA（1，1，1），ARIMA（1，1，2），ARIMA（2，1，1），ARIMA（2，1，2）4個模型。

圖4 自相關(guān)與偏自相關(guān)函數(shù)Fig. 4 Autocorrelation and partial autocorrelation functions

采用貝葉斯準(zhǔn)則（Bayesian Information Criterion，BIC）對模型進(jìn)行選擇，BIC值越小，表示模型越優(yōu)，將4個模型進(jìn)行對比并選取最優(yōu)模型（圖5），其中AR0-AR4為自回歸模型輸出，MA0-MA4為移動平均模型輸出。可看出當(dāng)自回歸模型階數(shù)p為1、移動平均模型階數(shù)q為2時，BIC值最小，因此可判斷ARIMA（1，1，2）為最優(yōu)模型。

圖5 BIC圖Fig. 5 BIC diagram

利用Ljung-Box來檢驗ARIMA（1，1，2）模型的適用性，通過ARMA（1，1，2）模型預(yù)測后得到一個新的序列（即預(yù)測序列）。如果模型對原始序列解釋性很好（即檢驗結(jié)果中P值均大于等于0.05），則預(yù)測序列與原始序列的差值（殘差序列）是白噪聲序列。在本次檢驗中所有P值均大于0.05，部分P值見表3。這說明預(yù)測序列與原始序列的差值是白噪聲序列，因此判斷模型對瓦斯?jié)舛葦?shù)據(jù)的變化趨勢較為適用。采用該最優(yōu)模型預(yù)測9月6，7日的瓦斯數(shù)據(jù)，結(jié)果如圖6所示。可看出ARIMA（1，1，2）模型具有較高的擬合度，但與實際數(shù)據(jù)仍存在一定擬合誤差。

圖6 ARIMA模型的瓦斯?jié)舛阮A(yù)測結(jié)果Fig. 6 Gas concentration prediction results by ARIMA model

表3 Ljung-Box檢驗表Table 3 Ljung-Box inspection table

2.2.2 SVM模型預(yù)測

利用SVM模型對瓦斯?jié)舛葧r間序列的非線性部分進(jìn)行預(yù)測，以9月1-5日1 440組數(shù)據(jù)作為訓(xùn)練集對SVM模型進(jìn)行訓(xùn)練，對擬合樣本進(jìn)行歸一化，在確定最優(yōu)懲罰因子為72、最優(yōu)核函數(shù)為0.01后，對9月6，7日576組數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)測，結(jié)果如圖7所示。可看出預(yù)測結(jié)果與實際數(shù)據(jù)走勢相近，但擬合度相對較差。

圖7 SVM模型的瓦斯?jié)舛阮A(yù)測結(jié)果Fig. 7 Gas concentration prediction results by SVM model

2.2.3 ARIMA-SVM模型預(yù)測

以9月1-5日1 440組數(shù)據(jù)作為訓(xùn)練集對ARIMA-SVM組合模型進(jìn)行訓(xùn)練，通過ARIMA模型處理線性數(shù)據(jù)，SVM模型處理非線性數(shù)據(jù)，對ARIMA模型預(yù)測誤差進(jìn)行優(yōu)化，最終通過最優(yōu)ARIMA-SVM組合模型對9月6，7日576組數(shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)測，結(jié)果如圖8所示?？煽闯鯝RIMA-SVM組合模型預(yù)測結(jié)果與實際數(shù)據(jù)的擬合度優(yōu)于ARIMA模型和SVM模型。

圖8 ARIMA-SVM組合模型的瓦斯?jié)舛阮A(yù)測結(jié)果Fig. 8 Gas concentration prediction results by ARIMA-SVM combined model

采用ARIMA模型、SVM模型及ARIMA-SVM組合模型對瓦斯?jié)舛葦?shù)據(jù)進(jìn)行預(yù)測分析，結(jié)果如圖9所示?？煽闯鱿鄬τ贏RIMA模型、SVM模型，ARIMA-SVM組合模型的誤差大幅度減小，且預(yù)測結(jié)果明顯優(yōu)于單一預(yù)測模型。

圖9 瓦斯?jié)舛阮A(yù)測結(jié)果Fig. 9 Prediction results of gas concentration

為更加客觀地了解各模型預(yù)測精度，采用平均絕對誤差（Mean Absolute Error，MAE）、平均絕對百分比誤差（Mean Absolute Percentage Error，MAPE）和均方根誤差（Root Mean Square Error，RMSE）3個指標(biāo)來衡量各模型預(yù)測結(jié)果（表4）。

表4 各模型預(yù)測結(jié)果分析Table 4 Prediction results analysis of each model

從表4可看出，ARIMA-SVM組合模型的MAE，MAPE，RMSE均為最小，說明ARIMA-SVM組合模型預(yù)測效果更顯著，預(yù)測精度更高。因此ARIMASVM組合模型更加適合瓦斯?jié)舛葧r間序列預(yù)測。

3 結(jié)語

針對瓦斯?jié)舛葧r間序列中既有線性趨勢又有非線性趨勢的數(shù)據(jù)特征，采用ARIMA模型預(yù)測序列中的線性數(shù)據(jù)，利用SVM模型預(yù)測序列中的非線性數(shù)據(jù)。結(jié)合ACF，PACF及BIC準(zhǔn)則，得到ARIMA最優(yōu)模型為ARIMA（1,1,2），根據(jù)核函數(shù)等參數(shù)尋優(yōu)，確立了最優(yōu)SVM模型，從而建立了ARIMA-SVM組合模型。利用3種模型對瓦斯?jié)舛冗M(jìn)行預(yù)測，結(jié)果表明：ARIMA-SVM組合模型預(yù)測結(jié)果與實際數(shù)據(jù)的擬合度優(yōu)于ARIMA模型和SVM模型；相對于ARIMA模型、SVM模型，ARIMA-SVM組合模型的誤差大幅減小，且預(yù)測結(jié)果明顯優(yōu)于單一模型；ARIMA-SVM組合模型的MAE、MAPE，RMSE均為最小，ARIMA-SVM組合模型預(yù)測效果更顯著、預(yù)測精度更高，能夠綜合反映瓦斯?jié)舛葧r間序列規(guī)律，對煤礦瓦斯精準(zhǔn)預(yù)警具有重要意義。