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fachhochschule
stralsund
Business Informatics
university of
applied
sciences
Modellspezifikation und
Kurzfristprognose
stündlicher Elektroenergiepreise auf
liberalisierten Strommärkten in
Nordamerika und Westeuropa
Vortrag auf der GOR-Tagung am 5.10.2006
praxis verstehen — chancen erkennen — zukunft gestalten
understanding reality — facing challenges — creating future
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Business Informatics
Wissenschaftliche Quellen
• Carnero, A.; Koopman, S. J.; Ooms, M.: Periodic heteroskedastic RegARFIMA models for daily
electricity prices, Technical Report 03-071/4, Tinbergen Institute, Amsterdam, 2003.
• Caporale, G. M., Ntantamis, Ch.; Pantelidis, Th.; Pittis, N.: The BDS Test as a Test for the Adequacy
of a GARCH (1, 1) Specification: A Monte Carlo Study, Journal of Financial Econometrics 32(2005), S.
282-309.
• Conejo, A. C.; Plazas, M. A.; Espinola, R.; Molina, A. B.: Day-Ahead Electricity Price Forecasting
Using the Wavelet Transform and ARIMA Models, IEEE Trans. On Power Systems, 20(2005)2, S.
1034- 1042.
• Contreras, J.; Espinola, R.; Nogales, F. J.; Conejo, A. J.: ARIMA Models to predict Next-Day
Electricity Prices, IEEE Trans. On Power Systems, 18(2002)3, 1014-1020.
• Garcia, R.; Contreras, J.; van Akkeren, M.; Garcia, J. B. C.: A GARCH Forecasting Model to Predict
Day-Ahead Electricity Prices, IEEE Trans. On Power Systems, 20(2005)2, S. 867- 874.
• Guirguis, H. S.; Felder, F. A.: Further Advances in Forecasting Day-Ahead Electricity Prices Using
Time Series Models, KIEE Int. Trans. On PE, 4-A (2004)3, 159-166.
• Hinz, J.: Modeling day-ahead electricity prices, Paper, TU Dresden 11.5.2003.
• MateoGonzales, A.; MunozsanRoque, A.; Garcia-Gonzales, J.: Modeling and Forecasting Electricity
Prices with Input/Output Hidden Markov Models, IEEE Trans. On Power Systems, 20(2005)1, 13-24.
• Nogales, F. J.; Contreras, J.; Conejo, A. J. ; Espinola, R. : Forecasting Next-Day Electricity Prices by
Time Series Models, IEEE Trans. On Power Systems, 17(2002)2, 342-348.
• Rodriguez, C. P.; Anders, G. J.: Energy price forecasting in the Ontario competitive power system
market, IEEE Trans. On Power Systems, 19(2004)1, 366-374.
• Suenaga, H.; Williams, J.: The Natural Number of Forward Markets for Electricity, Paper, University
of California, 19.5.2004 (http://www.ucei.berkeley.edu/ucei/conf 2004).
Vortrag auf der GOR-Tagung am 5.10.2006
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applied
sciences
praxis verstehen — chancen erkennen — zukunft gestalten
understanding reality — facing challenges — creating future
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Tabelle 1
Wiss.
Publikationen
2002-2005
IEEE
Transactions
on Power
Systems
Anzahl
Vortrag auf der GOR-Tagung am 5.10.2006
6
KIIE
Transactions
on Power
Engineering
1
JFE
Journal of
Financial
Econometrics
1
Discussion
Papers
3
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Geschäftsberichte und sonstige Quellen
• Bienwald, B.; Steinhurst, W.; White, D.; Roschelle, A.: A Comparison of Wholesale
Power Costs in the PJM Market to Indexed Generation Service Costs, Synapse Energy
Economics, Cambridge, 3.6.2004.
• California ISO, 2004 Summer Assessment.
• California ISO, Market Analysis Report for July and August 2004.
• California ISO, Market Analysis Report for September 2004.
• Dube, St.: Visualisierung und Analyse des liberalisierten Elektrizitätsmarktes in den USA,
Diplomarbeit, FH Stralsund, März 2006
• Energy Information Administration (EIA): Annual Energy Outlook 2004.
• Energy Information Administration (EIA): National Energy Modeling System, 4.3.2003.
• Fernandez, R.: NYISO Monthly Report, New York, August 2004.
• IEA: Key World Energy Statistics 2004.
• IEA: Energy Statistics Manual 2004.
• New York Independent System Operator (NYISO), Annual Report 2002.
• New York Independent System Operator (NYISO), Annual Report 2003.
• Operator del Mercado Iberico de Energia-Polo Espanol (OMEL), Annual Report 2003.
• Reynolds, J. M.: PJM Load Forecast Report – Supplemental Tables, 28.4.2004.
Vortrag auf der GOR-Tagung am 5.10.2006
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understanding reality — facing challenges — creating future
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Box-Jenkins-Technik zur Spezifikation von
SARIMA-Modellen
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Modelleingrenzung
Auswahlkriterien
Prognosemodell
RMSE%
RMAX%
Trefferquoten
Vergleichsprognose
korrekt spezifizierte
Modelle
Modelle optimaler
Kompliziertheit
Portmanteau-Test
Durbin-Watson-Statistik
Kumuliertes Periodogramm
Overfitting
Modellüberprüfung
Signifikanz-Test der Modellparameter
Minimierung von AIC bzw. SBC
Modellschätzung
Ensemble
identifizierter
Modelle
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Auswertung von:
Autokorrelationen
partiellen Autokorrelationen
Periodogramm
Mean-Range-Diagramm
Differenzen
Histogramm und QQ-Plot
Modellidentifikation
Modellklasse ARIMA (p,d,q)(pm,dm,qm)m
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Modelleingrenzung
Auswahlkriterien
Prognosemodell
RMSE%
RMAX%
Vergleichsprognose
korrekt spezifizierte
Modelle
Modellüberprüfung
Modelle optimaler
Kompliziertheit
Modellschätzung
Ensemble
identifizierter
Modelle
Modellidentifikation
Teil 1
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Durbin-Watson-Statistik
Kumuliertes Periodogramm
2
Autokorrelationen von at
LM-Test
Signifikanz-Test der Modellparameter
Minimierung von AIC bzw. SBC
Einheitswurzeltests
Periodogramm
Differenzen
partielle Autokorrelationen
Mean-Range-Diagramm
Autoregression
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Spezifikation des AR-Modells (Beobachtungsgleichung)
• Bestimmung der Saisonstruktur mit Hilfe des Periodogramms und der
Autokorrelationsfunktionen acf und pacf.
• Einheitswurzeltest nach Dickey-Fuller und Phillips-Perron für die
Originaldaten.
• Wiederholung des Einheitswurzeltest für die saisonbereinigten Daten.
• Beseitigung der Einheitswurzeln mittels Differenzenbildung.
• Bestimmung der Lag-Struktur für ein autoregressives Modell mit Hilfe
der partiellen Autokorrelationen pacf.
• Schätzung eines parametersparsamen Modells mit signifikanten Parametern (Beobachtungsgleichung).
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Identifikation eines GARCH(p, q)-Modells (Varianzgleichung)
•
•
•
Auswertung der Autokorrelationen acf und der partiellen Autokorrelationen pacf der quadrierten Residuenfolge.
Ein Cut in der acf bestimmt das maximale Lag der Varianzfolge. Das
Maximum der Cuts in acf und pacf begrenzt die Lags der quadrierten
Residuen (GARCH-Parameter p).
Lagrange-Multiplier-Test (LM Test) zur Abgrenzung gegen höhere
Lags der quadrierten Residuen in der Varianzgleichung (GARCHParameter q).
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Modelleingrenzung
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Prognosemodell
Auswahlkriterien
Varianzund
Vergleichsprognose
korrekt spezifizierte
Modelle
Modelle optimaler
Kompliziertheit
Ensemble
identifizierter
Modelle
Modellüberprüfung
zweistufige
Modellschätzung
Modellidentifikation
RMSE%
RMAX%
BDS-Test, LM-Test
Q-Statistik
Durbin-Watson-Statistik
Verteilungsparameter, QQ-Plot
Signifikanz-Test der Modellparameter
Minimierung von AIC bzw. SBC
Konvergenzgeschwindigkeit prüfen
Modellkorrekturen
Autokorrelationen und
partielle Autokorrelationen
der quadrierten Residuen
aus der Autoregression
Teil 2 GARCH-Spezifikation
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Spezifikation des GARCH-Modells
• Schätzung eines parametersparsamen autoregressiven (integrierten)
Modells mit GARCH-Residuen (Beobachtungs- und Varianzgleichung).
• Wechsel der Modellklasse auf EGARCH oder PGARCH bei Konvergenzproblemen mit der Schätzroutine.
• Überprüfung der Autokorrelation der Residuen mit Hilfe der DurbinWatson-Statistik.
• Überprüfung der Schiefe und des Q-Q-Plots der Residuen.
• Erneuter LM-Test zur Abgrenzung gegen höhere Lags im Varianzmodell.
• BDS-Test zur Prüfung auf weitere nichtlineare Strukturen in den Residuen.
• Vergleich der Einschritt-Punkt- und Intervallprognose mit den Ist-Werten
am aktuellen Rand.
• Prognose der Varianz.
• Vergleich mit den Prognoseergebnissen des autoregressiven (integrierten)
Eingleichungsmodells.
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Stundenpreis in Spanien 1.11.2004 bis 17.1.2005 (Cent pro KWh)
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12
10
8
6
4
2
0
1000 2000 3000 4000 5000 6000 7000 8000
CENTPROKWH
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Die Beobachtungsgleichung lautet
X t  0,871  X t 1  0,371  X t 24  0,309  X t 25  0,342  X t 168  0,260  X t 169
 0,102  X t 192  0,118  X t 193  a t .
Die Varianzgleichung nimmt explizit folgende Gestalt an:
 2t  1,132   2t 1  0,144   2t  2  0,324  a 2t 1  0,312  a 2t  2 .
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9
Forecast: CENTPROKWHF_GARC
Actual: CENTPROKWH
Forecast sample: 8593 8760
Included observations: 168
8
7
6
Root Mean Squared Error
Mean Absolute Error
Mean Abs. Percent Error
Theil Inequality Coefficient
Bias Proportion
Variance Proportion
Covariance Proportion
5
4
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3
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0.341330
0.250563
5.237366
0.034571
0.010938
0.011294
0.977768
2
1
8600
8625
8650
8675
8700
8725
8750
CENTPROKWHF_GARC
.7
.6
.5
.4
.3
.2
.1
.0
8600
8625
8650
8675
8700
8725
8750
Forecast of Variance
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Business Informatics
8.000.000
7.000.000
6.000.000
5.000.000
4.000.000
3.000.000
2.000.000
1.000.000
0
1
25
49
97
73
Ist Spanien
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121
145
ESP Garch
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Tabelle 2: Prognosevergleich nach Modellen und Fehlermaßen
Fehler
ARModell
AR-Modell
mit
ARMA (1, 1)Residuen
GARCH
(1, 1)
GARCH
(2, 2)
RMSE
0,341
0,341
0,341
0,341
RMSE %
7,080
7,091
7,090
7,087
MAE
0,249
0,251
0,249
0,251
MAPE %
5,215
5,261
5,208
5,237
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1
Tabelle
3: Prognosefehler
Tägliche Prognosefehler
für stündliche
Elektroenergiepreise
in Cent/KWh
Tägliche
für stündliche
Elektroenergiepreise
in Cent/KWh
Reihe
Spanien
Mi
Do
Fr
Sa
So
Mo
Di
RMSE
0,23
0,36
0,34
0,32
0,24
0,55
4,91
RMSE%
4,65
6,48
6,05
7,34
6,86
10,66
5,01
MAE
0,18
0,26
0,25
0,25
0,20
0,42
0,20
MAPE%
3,83
4,68
4,70
5,71
5,62
7,88
4,25
Zeitraum 24.9. bis 30.9.2003
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Tabelle 4: Prognosefehler in den Nachfragespitzen
Stunde/MAPE%
Mi
9
10
11
12
13
14
15
16
17
18
19
20
Vortrag auf der GOR-Tagung am 5.10.2006
7,23
0,56
0,64
1,42
2,59
1,47
1,35
0,99
2,27
3,36
1,99
1,35
Do
0,68
16,01
9,57
4,47
7,36
0,11
9,48
3,51
11,83
1,66
3,88
1,68
Fr
Sa
3,65
10,48
6,17
2,22
1,13
0,46
4,10
3,30
3,64
4,78
2,02
4,06
11,17
11,07
14,69
2,31
0,18
0,46
4,52
5,47
11,61
0,51
8,72
11,63
So
6,56
1,85
4,15
0,90
0,95
1,21
5,66
2,31
5,53
8,84
5,41
14,67
Mo
11,32
3,40
12,24
0,21
10,76
8,71
5,17
1,47
3,67
19,26
2,22
10,89
Di
6,09
1,78
4,48
0,79
4,75
1,25
2,42
3,82
3,48
5,68
0,04
7,08
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Tabelle 5: Modellerweiterung durch Tagesdummies
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Fehler
GARCH(2, 2) GARCH(2, 2)
Tageszeit
Dummy
(9 - 20 Uhr
gleich 1,
sonst 0)
GARCH(2, 2)
Tagesspitzen
Dummy
( 9 -11 Uhr und
17 -20 Uhr gleich
1 sonst 0)
RMSE
0,341
0,341
0,340
RMSE %
7,087
7,082
7,069
MAE
0,251
0,250
0,250
MAPE %
5,237
5,224
5,227
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Tabelle 6: Fehlervergleich im MAPE%
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GARCH(2,2) und Spitzendummy
mit Dummy
6,74
6,18
7,27
2,05
3,76
2,07
4,56
3,17
6,17
6,36
3,78
6,79
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ohne Dummy
6,67
6,45
7,42
1,76
3,96
1,95
4,67
2,98
6,00
6,30
3,47
7,34
Verbesserung
0,07
-0,27
-0,15
0,29
-0,20
0,12
-0,12
0,18
0,17
0,06
0,31
-0,55
Max. Verlust
Max. Gewinn
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PJM-Verbund
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Tabelle 7: Jahreszeitliche Abhängigkeit der Güte von Preisprognosen (LMP1)
PJM-Zone/RMSE%
PECO
PENELEC
PEPCO
PPL
25.1.-31.1.2005
25.8.-31.8.2005
4,756
6,933
5,201
4,952
3,846
4,935
3,221
4,017
LMP Locational Marginal Pricing (Nodalpreisbildung im Rahmen des Engpassmanagements)
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Tabelle 8: Prognoseergebnisse für stündliche Elektroenergiepreise pro Tag für New York
Tabelle 7.3 Prognoseergebnisse für stündliche Elektroenergiepreise pro Tag für New York
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Reihe/Tag
Mo
Di
Mi
Do
Fr
Sa
university of
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sciences
So
EASTNY1
31,05
59,32
49,94
46,80
71,39
22,47
43,07
EAST101
44,26
45,78
67,52
69,92
133,35
62,75
175,90
EAST102
48,43
56,21
31,45
15,20
79,41
29,77
69,88
EAST30
27,35
31,42
24,32
21,52
68,75
33,02
32,08
EASTNY2
44,06
41,41
50,89
48,84
55,82
21,92
44,53
EAST101
68,84
122,21
143,88
259,03
183,52
23,23
149,78
EAST102
72,22
72,92
55,07
25,58
86,03
25,13
47,21
EAST30
41,42
64,54
42,59
36,21
74,48
33,02
21,67
[1] vom 14.12. bis zum 20.12.2004
[2] vom 21.12. bis zum 27.12.2004
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Tabelle 9: Einschrittprognosefehler für stündliche EE-Preise und –Nachfrage
nach Tagen (Januar 2005)
Business Informatics
Wochentage
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Di
Mi
Do
Fr
Sa
So
Mo
Modell
Fehlermaße
ESP_HP_1_garch
RMSE%
10,43
5,63
7,67
8,14
7,48
11,38
9,09
NE_HP_1_garch
RMSE%
33,42
18,60
26,32
35,49
36,91
26,30
22,21
ONT_HP_1_garch
RMSE%
21,36
16,70
17,81
27,06
15,11
13,82
19,74
EU_HP_1_garch
RMSE%
5,97
8,92
25,29
8,64
6,88
4,80
5,51
NE_HD_1_garch
RMSE%
1,23
1,76
1,71
1,81
1,10
1,55
2,88
ONT_HD_1_garch
RMSE%
0,47
0,97
0,70
0,60
0,73
0,49
0,99
EU_HD_1_garch
RMSE%
4,81
3,01
3,86
5,71
6,41
3,67
3,15
ESP Spanien NE New England ONT Ontario EU Europäische Union
Vortrag auf der GOR-Tagung am 5.10.2006
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Tabelle 10: Einschrittprognosefehler für stündliche EE-Preise und-Nachfrage
nach Tagen (August 2005)
Business Informatics
Wochentage
fachhochschule
stralsund
Do
Fr
Sa
So
Mo
Di
Mi
Modell
Fehlermaße
ESP_HP_2_garch
RMSE%
12,00
8,40
8,99
3,63
13,23
10,41
9,29
NE_HP_2_garch
RMSE%
63,86
61,44
91,79
88,20
39,59
70,98
33,34
NE_HP_2free_garch
RMSE%
30,54
29,45
28,35
25,96
26,71
21,93
25,07
ONT_HP_2_garch
RMSE%
26,18
27,56
24,29
32,18
24,41
26,90
34,98
EU_HP_2_garch
RMSE%
5,86
10,88
8,87
7,13
8,14
7,19
5,94
NE_HD_2_garch
RMSE%
3,20
2,42
1,82
2,43
3,08
2,23
1,68
ONT_HD_2_garch
RMSE%
0,91
0,77
1,33
1,29
1,58
0,75
1,05
EU_HD_2_garch
RMSE%
3,85
3,22
4,13
3,53
3,92
2,74
4,45
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applied
sciences
ESP Spanien NE New England ONT Ontario EU Europäische Union
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Tabelle 11:
Prognoseergebnisse für stündliche Nachfrage und Preise EE
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Tabelle 7.4 Prognoseergebnisse
für stündliche
Nachfrage
und Preise an Elektroenergie pro
pro Tag in den Bundesstaaten
von
New England
Tag in den Bundesstaaten von New England
Reihe/Tag
Di
Mi
Do
Fr
Sa
So
Mo
NEHP Preis
univariat
16,81
15,93
14,57
18,23
17,37
24,27
30,62
NEHP Preis
bivariat mit
Einflussgröße
NEHD
16,67
15,93
14,19
18,16
17,05
23,67
30,34
1,92
1,53
1,43
1,69
2,30
1,67
1,30
NEHD
Nachfrage
univariat
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Kritik an der Modellierung von Garcia u.A.[2005] für Spanien und
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Kalifornien mit Daten für 1999/2000:

Die Beobachtungsgleichungen umfassten jeweils 12 Parameter und die
Varianzgleichungen 5 Parameter.

Die Signifikanzschwelle wurde auf 10% gesetzt.

Einheitswurzeln wurden nicht abgetestet.

Der LM-Test, der BDS-Test und Optimierungskriterien wurden
ebenfalls nicht verwendet.
Fazit Spezifikation:
Die Modelle sind leicht überparametrisiert und statistisch unsicher.
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Fortsetzung
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





Leichte Erhöhung der Treffsicherheit von GARCH(3, 3)-Modellen
gegenüber ARIMA-Modellen mit MA-Termen bis zum Lag 3 im
Wochenmittel 1 bis 2% (→ Keine Bestätigung).
Leichte Erhöhung der Treffsicherheit um 0,4 bis 0,6 % durch Hinzunahme der Nachfrage als Regressor im GARCH-Modell (→
Bestätigung).
Jahreszeitliche Schwankungen im RMSE% von 1,13% (ESP) bis
19,76% (CA) (→ Bestätigung).
RMSE% für Spanien 2000/2001: August 3,15% (7,09% 2002/03→
Keine Bestätigung).
RMSE% für Kalifornien 1999/2000: Juli 47,72% (22,12% 2002/03
→Keine Bestätigung).
Fazit Preisprognose: Die Prognosegüte von GARCH-Modellen
lässt sich am Beispiel von Punktprognosen nicht vergleichen.
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