01 de Agosto de 2024
| HASTA | Tasa_Usura1 | Tasa_Usura |
|---|---|---|
| 2017-07-30 | 32.970 | 32.970 |
| 2017-08-31 | 32.970 | 32.970 |
| 2017-09-30 | 32.220 | 32.220 |
| 2017-10-31 | 31.725 | 31.725 |
| 2017-11-30 | 31.440 | 31.440 |
| 2017-12-31 | 31.155 | 31.155 |
| 2018-01-31 | 31.035 | 31.035 |
| 2018-02-28 | 31.515 | 31.515 |
| 2018-03-31 | 31.020 | 31.020 |
| 2018-04-30 | 30.720 | 30.720 |
| 2018-05-31 | 30.660 | 30.660 |
| 2018-06-30 | 30.420 | 30.420 |
| 2018-07-31 | 30.045 | 30.045 |
| 2018-08-31 | 29.910 | 29.910 |
| 2018-09-30 | 29.715 | 29.715 |
| 2018-10-31 | 29.450 | 29.450 |
| 2018-11-30 | 29.240 | 29.240 |
| 2018-12-31 | 29.100 | 29.100 |
| 2019-01-31 | 28.740 | 28.740 |
| 2019-02-28 | 29.550 | 29.550 |
| 2019-03-31 | 29.060 | 29.060 |
| 2019-04-30 | 28.980 | 28.980 |
| 2019-05-31 | 29.010 | 29.010 |
| 2019-06-30 | 28.950 | 28.950 |
| 2019-07-31 | 28.920 | 28.920 |
| 2019-08-31 | 28.980 | 28.980 |
| 2019-09-30 | 28.980 | 28.980 |
| 2019-10-31 | 28.650 | 28.650 |
| 2019-11-30 | 28.550 | 28.550 |
| 2019-12-31 | 28.370 | 28.370 |
| 2020-01-31 | 28.160 | 28.160 |
| 2020-02-29 | 28.590 | 28.590 |
| 2020-03-31 | 28.430 | 28.430 |
| 2020-04-30 | 28.040 | 28.040 |
| 2020-05-31 | 27.290 | 27.290 |
| 2020-06-30 | 27.180 | 27.180 |
| 2020-07-31 | 27.180 | 27.180 |
| 2020-08-31 | 27.440 | 27.440 |
| 2020-09-30 | 27.530 | 27.530 |
| 2020-10-31 | 27.140 | 27.140 |
| 2020-11-30 | 26.760 | 26.760 |
| 2020-12-31 | 26.190 | 26.190 |
| 2021-01-31 | 25.980 | 25.980 |
| 2021-02-28 | 26.310 | 26.310 |
| 2021-03-31 | 26.115 | 26.115 |
| 2021-04-30 | 25.965 | 25.965 |
| 2021-05-31 | 25.830 | 25.830 |
| 2021-06-30 | 25.815 | 25.815 |
| 2021-07-31 | 25.770 | 25.770 |
| 2021-08-31 | 25.860 | 25.860 |
| 2021-09-30 | 25.785 | 25.785 |
| 2021-10-31 | 25.620 | 25.620 |
| 2021-11-30 | 25.905 | 25.905 |
| 2021-12-31 | 26.190 | 26.190 |
| 2022-01-31 | 26.490 | 26.490 |
| 2022-02-28 | 27.450 | 27.450 |
| 2022-03-31 | 27.705 | 27.705 |
| 2022-04-30 | 28.575 | 28.575 |
| 2022-05-31 | 29.565 | 29.565 |
| 2022-06-30 | 30.600 | 30.600 |
| 2022-07-31 | 31.920 | 31.920 |
| 2022-08-31 | 33.315 | 33.315 |
| 2022-09-30 | 35.250 | 35.250 |
| 2022-10-31 | 36.915 | 36.915 |
| 2022-11-30 | 38.670 | 38.670 |
| 2022-12-31 | 41.460 | 41.460 |
| 2023-01-31 | 43.260 | 43.260 |
| 2023-02-28 | 45.270 | 45.270 |
| 2023-03-31 | 46.260 | 46.260 |
| 2023-04-30 | 47.085 | 47.085 |
| 2023-05-31 | 45.405 | 45.405 |
| 2023-06-30 | 44.640 | 44.640 |
| 2023-07-31 | 44.040 | 44.040 |
| 2023-08-31 | 43.125 | 43.125 |
| 2023-09-30 | 42.045 | 42.045 |
| 2023-10-31 | 39.795 | 39.795 |
| 2023-11-30 | 38.280 | 38.280 |
| 2023-12-31 | 37.560 | 37.560 |
| 2024-01-31 | 34.980 | 34.980 |
| 2024-02-29 | 34.970 | 34.970 |
| 2024-03-31 | 33.300 | 33.300 |
| 2024-04-30 | 33.090 | 33.090 |
| 2024-05-31 | 31.530 | 31.530 |
| 2024-06-30 | 30.840 | 30.840 |
| 2024-07-31 | 29.490 | 29.490 |
| Tasa_Usura1 | Tasa_Usura |
|---|---|
| 32.970 | 32.970 |
| 32.970 | 32.970 |
| 32.220 | 32.220 |
| 31.725 | 31.725 |
| 31.440 | 31.440 |
| 31.155 | 31.155 |
| 31.035 | 31.035 |
| 31.515 | 31.515 |
| 31.020 | 31.020 |
| 30.720 | 30.720 |
| 30.660 | 30.660 |
| 30.420 | 30.420 |
| 30.045 | 30.045 |
| 29.910 | 29.910 |
| 29.715 | 29.715 |
| 29.450 | 29.450 |
| 29.240 | 29.240 |
| 29.100 | 29.100 |
| 28.740 | 28.740 |
| 29.550 | 29.550 |
| 29.060 | 29.060 |
| 28.980 | 28.980 |
| 29.010 | 29.010 |
| 28.950 | 28.950 |
| 28.920 | 28.920 |
| 28.980 | 28.980 |
| 28.980 | 28.980 |
| 28.650 | 28.650 |
| 28.550 | 28.550 |
| 28.370 | 28.370 |
| 28.160 | 28.160 |
| 28.590 | 28.590 |
| 28.430 | 28.430 |
| 28.040 | 28.040 |
| 27.290 | 27.290 |
| 27.180 | 27.180 |
| 27.180 | 27.180 |
| 27.440 | 27.440 |
| 27.530 | 27.530 |
| 27.140 | 27.140 |
| 26.760 | 26.760 |
| 26.190 | 26.190 |
| 25.980 | 25.980 |
| 26.310 | 26.310 |
| 26.115 | 26.115 |
| 25.965 | 25.965 |
| 25.830 | 25.830 |
| 25.815 | 25.815 |
| 25.770 | 25.770 |
| 25.860 | 25.860 |
| 25.785 | 25.785 |
| 25.620 | 25.620 |
| 25.905 | 25.905 |
| 26.190 | 26.190 |
| 26.490 | 26.490 |
| 27.450 | 27.450 |
| 27.705 | 27.705 |
| 28.575 | 28.575 |
| 29.565 | 29.565 |
| 30.600 | 30.600 |
| 31.920 | 31.920 |
| 33.315 | 33.315 |
| 35.250 | 35.250 |
| 36.915 | 36.915 |
| 38.670 | 38.670 |
| 41.460 | 41.460 |
| 43.260 | 43.260 |
| 45.270 | 45.270 |
| 46.260 | 46.260 |
| 47.085 | 47.085 |
| 45.405 | 45.405 |
| 44.640 | 44.640 |
| 44.040 | 44.040 |
| 43.125 | 43.125 |
| 42.045 | 42.045 |
| 39.795 | 39.795 |
| 38.280 | 38.280 |
| 37.560 | 37.560 |
| 34.980 | 34.980 |
| 34.970 | 34.970 |
| 33.300 | 33.300 |
| 33.090 | 33.090 |
| 31.530 | 31.530 |
| 30.840 | 30.840 |
| 29.490 | 29.490 |
#library(plotly)
#g_serie <- ggplot(data, aes(x = Fecha, y = Mora_Comfenalco, color = 'Tasa_Usura')) +
# geom_line(color= 'blue')
#ggplotly(g_serie)
Está representada por la serie cronológica o histórica del conjunto de datos numéricos que expresan la mor en períodos regulares y específicos a través del tiempo para conocer su evolución, tendencia y estacionalidad, la siguiente gráfica presenta periodicidad mensual de la Tasa de Usura en Colombi.
La observación del función de Autocorrelación ACF
permite conocer si estamos frente a una serie estacionario o
no, si los resultados se encuentran dentro de los límites de
significacia (espacio entre las líneas punteadas) estamos frente a
estacionalidad, en caso contrario se trata de una serie no
estacionaria.
Es de gran importancia realizar pruebas formales para comprobar si
estamos frente a una serie estacional o no, y la prueba de Dickey-Fuller
aumentada para la hipótesis nula de una raíz unitaria de una serie de
tiempo. Básicamente el resultado del p-value si es
< .05 es una serie que no tiene raices unitarias, es
decir que es Estacionaria, de lo contrario si
p-value es >.05 es una serie de raices
unitarias, es decir, una serie No estacionaria.
##
## Augmented Dickey-Fuller Test
##
## data: ts_usura
## Dickey-Fuller = -2.9369, Lag order = 4, p-value = 0.1914
## alternative hypothesis: stationary
En el análisis de Series temporales, la metodología de Box-Jenkins, nombrada así en honor a los estadísticos George E. P. Box y Gwilym Jenkins, se aplica a los modelos autorregresivos de media móvil (ARMA) o a los modelos autorregresivos integrados de media móvil (ARIMA) para encontrar el mejor ajuste de una serie temporal de valores, a fin de que los pronósticos sean más acertados.
La función auto.arima de la librería
forecast de R, proporciona una opción rápida
para construir pronósticos con series temporales, debido a que evalúa
entre todos los posibles modelos, al mejor modelo considerando diversos
criterios: estacionariedad, estacionalidad,
diferencias, entre otras.
En estadística y econometría, en particular en series temporales, un modelo autorregresivo integrado de promedio móvil o ARIMA (acrónimo del inglés autoregressive integrated moving average) es un modelo estadístico que utiliza variaciones y regresiones de datos estadísticos con el fin de encontrar patrones para una predicción hacia el futuro. Se trata de un modelo dinámico de series temporales, es decir, las estimaciones futuras vienen explicadas por los datos del pasado y no por variables independientes. Fuente wikipedia
## Series: ts_usura
## ARIMA(3,1,1)(0,1,1)[12]
##
## Coefficients:
## ar1 ar2 ar3 ma1 sma1
## 1.4473 -0.0422 -0.4364 -0.9759 -0.5541
## s.e. 0.1539 0.2625 0.1304 0.2635 0.1476
##
## sigma^2 = 0.2802: log likelihood = -58.15
## AIC=128.3 AICc=129.59 BIC=141.96
##
## Training set error measures:
## ME RMSE MAE MPE MAPE MASE
## Training set 0.04589373 0.4699767 0.2786354 0.1643569 0.8486036 0.05517307
## ACF1
## Training set -0.02762166
Al llevar a cabo el modelo de pronóstico ARIMA siempre es necesario analizar el comportamiento de los residuos, en este caso nos interesa analizar si estos residuos se comportan como ruido blanco.
Aplicamos la prueba Box-Pierce o Ljung-Box para examinar la hipótesis nula de independencia en una serie de tiempo.
##
## Box-Ljung test
##
## data: residuals(modelo_usura)
## X-squared = 0.067167, df = 1, p-value = 0.7955
##
## Ljung-Box test
##
## data: Residuals from ARIMA(3,1,1)(0,1,1)[12]
## Q* = 12.332, df = 12, p-value = 0.4194
##
## Model df: 5. Total lags used: 17
La prueba de normalidad de Shapiro-Wilk otorga brinda la distribución de los residuales, y lo que se espera que tengan promedio alrededor de “0”.
##
## Shapiro-Wilk normality test
##
## data: modelo_usura$residuals
## W = 0.84689, p-value = 0.00000006418
forecastResumen del pronóstico
##
## Forecast method: ARIMA(3,1,1)(0,1,1)[12]
##
## Model Information:
## Series: ts_usura
## ARIMA(3,1,1)(0,1,1)[12]
##
## Coefficients:
## ar1 ar2 ar3 ma1 sma1
## 1.4473 -0.0422 -0.4364 -0.9759 -0.5541
## s.e. 0.1539 0.2625 0.1304 0.2635 0.1476
##
## sigma^2 = 0.2802: log likelihood = -58.15
## AIC=128.3 AICc=129.59 BIC=141.96
##
## Error measures:
## ME RMSE MAE MPE MAPE MASE
## Training set 0.04589373 0.4699767 0.2786354 0.1643569 0.8486036 0.05517307
## ACF1
## Training set -0.02762166
##
## Forecasts:
## Point Forecast Lo 80 Hi 80 Lo 95 Hi 95
## Aug 2024 28.78046 28.10046 29.46046 27.74048 29.82043
## Sep 2024 28.08557 26.87329 29.29785 26.23154 29.93960
## Oct 2024 27.07488 25.19006 28.95970 24.19229 29.95746
## Nov 2024 26.66761 24.08268 29.25253 22.71431 30.62090
## Dec 2024 27.08927 23.77108 30.40746 22.01454 32.16400
## Jan 2025 26.64773 22.59570 30.69976 20.45069 32.84478
## Feb 2025 27.79272 23.01840 32.56705 20.49102 35.09443
## Mar 2025 27.88067 22.41200 33.34934 19.51707 36.24428
## Apr 2025 28.80751 22.68333 34.93170 19.44138 38.17365
## May 2025 28.63029 21.89906 35.36152 18.33576 38.92482
## Jun 2025 29.19068 21.90767 36.47368 18.05228 40.32907
## Jul 2025 29.59468 21.81982 37.36954 17.70405 41.48531
Los pronósticos se basan en patrones de los datos existentes en la serie analizada, tomando en cuenta la autocorrelación (dependencia) entre los datos, tendencia, estacionalidad y cambios estructurales.
| Point Forecast | Lo 80 | Hi 80 | Lo 95 | Hi 95 | |
|---|---|---|---|---|---|
| Aug 2024 | 28.78046 | 28.10046 | 29.46046 | 27.74048 | 29.82043 |
| Sep 2024 | 28.08557 | 26.87329 | 29.29785 | 26.23154 | 29.93960 |
| Oct 2024 | 27.07488 | 25.19006 | 28.95970 | 24.19229 | 29.95746 |
| Nov 2024 | 26.66761 | 24.08268 | 29.25253 | 22.71431 | 30.62090 |
| Dec 2024 | 27.08927 | 23.77108 | 30.40746 | 22.01454 | 32.16400 |
| Jan 2025 | 26.64773 | 22.59570 | 30.69976 | 20.45069 | 32.84478 |
| Feb 2025 | 27.79272 | 23.01840 | 32.56705 | 20.49102 | 35.09443 |
| Mar 2025 | 27.88067 | 22.41200 | 33.34934 | 19.51707 | 36.24428 |
| Apr 2025 | 28.80751 | 22.68333 | 34.93170 | 19.44138 | 38.17365 |
| May 2025 | 28.63029 | 21.89906 | 35.36152 | 18.33576 | 38.92482 |
| Jun 2025 | 29.19068 | 21.90767 | 36.47368 | 18.05228 | 40.32907 |
| Jul 2025 | 29.59468 | 21.81982 | 37.36954 | 17.70405 | 41.48531 |
Gráfica de la serie histórica con el pronóstico incorporado
Conclusión
Para el pronóstico de los próximos 12 meses de la Tasa de Usura en Colombia, se aplicaron técnicas de análisis de series temporales evaluando su estacionalidad y finalmente se realizó en forecast, que muestra los resultados con 80% y 95% de intérvalo de confianza.