Đang tải... (xem toàn văn)
Lời mở đầu 3 Phần I Những vấn đề lý luận cơ bản về dãy số thời gian 4 I. Phương pháp dãy số thời gian 4 1. Khái niệm về dãy số thời gian gian 4 1.1. Mỗi dãy số thời gian 4 1.2. Yêu cầu khi xây dự
Vận dụng phơng pháp dÃy số thời gian nghiên cứu biến động kim ngạch xuất gạo việt nam giai đoạn 1995-2004 dự báo giai đoạn 2005-2007 Mục lục Lời mở đầu .3 PhÇn I Những vấn đề lý luận dÃy sè thêi gian .4 I II Phơng pháp dÃy số thời gian Kh¸i niƯm vỊ d·y sè thêi gian gian .4 1.1 Mỗi dÃy số thời gian .4 1.2 Yªu cầu xây dựng dÃy số thời gian Các tiêu phân tÝch d·y sè thêi gian 2.1.Mức độ trung bình qua thời gian 2.2.Tốc độ phát triển .6 2.3.Lợng tăng giảm tuyệt đối 2.4.Tốc độ tăng giảm 2.5.GÝa trÞ tuyệt đối 1% tăng giảm Một số phơng pháp biểu xu hớng biến động tợng 3.1.Phơng pháp mở rộng khoảng cách thời gian 3.2.Phơng pháp hồi quy theo thời gian 3.3 Ph¬ng pháp số trung bình trợt 10 3.4 Phơng pháp biến động thời vụ .11 ph©n tÝch thành phần dÃy số thời gian .12 4.1 Phân tích thành phần theo dạng cộng 12 4.2.Phân tích thành phần dới dạng nhân 14 Phơng pháp dự đoán thống kê ngắn hạn 14 Kh¸i niƯm vỊ dự đoán thống kê ngắn hạn 14 1.2 Khả dự đoán thống kê 15 1.3 Đặc điểm dự đoán thống kê 15 1.4.Các loại dự đoán thống kê 15 1.5 Các phơng pháp dự đoán: 15 1.6 Mét sè thuËt ng÷ 16 Một số phơng pháp dự đoán đơn giản 16 2.1.Dự đoán dựa vào lợng tăng giảm tuyệt đối trung bình 16 2.2.Dự đoán dựa vào hàm xu 16 2.3.Dự đoán dựa vào tốc độ phát triển trung bình 16 Dự đoán dựa vào hàm xu biÕn ®éng thêi vơ 17 Dù phơng pháp san mũ 17 4.1.Mô hình giản đơn 17 4.2.Mô hình xu tuyến tính không biến động thời vụ .18 4.3.Mô hình tuyến tính kết hợp biến động thời vụ 19 4.3.1.Kết hợp nhân ( mô hình WINTER) .19 4.3.2.KÕt hỵp céng .19 PhÇn II VËn dơng d·y sè thêi gián để phân tích biến động giá trị kim ngạch xuất gạo Việt Nam giai đoạn 1995-2004 dự báo giai đoạn 2005-2007 20 I Xuất gạo Việt Nam vấn đề chung 20 1.Thùc tr¹ng xuÊt nhËp g¹o ë VN 20 Những thuận lợi khó khăn 20 3.XuÊt khÈu vµ sù biƯn ®éng 23 Thị trờng xuất gạo 24 II VËn dụng lý thuyết dÃy số thới gian để phân tích biến động kim ngạch xuất VN giai đoạn 1995 ®Õn 2004 .27 1.1.Phân tích tiêu dÃy số thời gian 27 1.1.1.Lợng tăng (giảm) tuyệt đối 27 1.1.2.Tốc độ phát triển 28 1.1.3.Tốc độ tăng (gi¶m) .28 1.1.4.Gía trị tuyệt đối 1% tăng(giảm) tốc độ tăng (giảm) kì 28 1.2 Hồi quy theo thêi gian 31 1.2.1 Mô hình tuyến tính 32 1.2.2 Mô hình Parabol 33 1.2.3 Mô hình hàm mũ 34 Dù b¸o .34 2.1 Một số phơng pháp dự báo đơn giản .34 2.1.1.Dự báo dựa vào lợng tăng giảm tuyệt đối trung bình 34 2.1.2.Dự báo dựa vào tốc độ phát triển trung bình .35 2.1.3.Dự báo dựa vào hàm xu .35 2.2 Dự báo phơng ph¸p san b»ng mị 36 2.2.1 Mô hình giản đơn 36 2.2.2 Mô hình tuyến tính biến động thời vụ ( mô h×nh HOLT) .36 KÕt kuËn .39 Tài liệu tham khảo 40 Lêi mở đầu Từ bao đời , lúa đà trở thành ngời bạn thân thiết ngời nông dân đất Vịêt Nông nghiệp đợc coi ngành nghề truyền thống , đóng góp vai trò quan trọng kinh tế nớc nhà với điều kiện tự nhiên thuận lợi , thiên nhiên u đÃi với nông nghiệp lâu đời nên nông nghiệp đà trở thành ngành kinh tế mũi nhọn Hàng năm , sản lợng lơng thực từ hai đồng Sông Cửu Long đông Sông Hồng cung cấp đủ nhu cầu lơng thực nớc mà cho việc xuất Ngày với phát triển mạnh mẽ cách mạng khoa họckĩ thuật với trình độ cao làm tăng nhanh lực lợng sản xuất quốc tế hoá kinh tế đời sống xà hội giới Xu ảnh hởng lớn , tạo thời lớn cho phép độ phát triển tất dân tộc , nhng đặt nhng thử thách lớn nớc nghèo kinh tế cha phát triển nh Việt Nam (80% nông nghiệp) Trớc tình hình Đảng nhà nớc coi trọng phát triển công nghiệp hoá , đại hoá ,thực quán sách phát triển kinh tế nhiều thành phần Đặc biệt phải biết tận dụng ngành kinh tế mũi nhọn để nâng cao khẳ cạnh tranh Gạo đợc coi mạnh nớc ta Chúng ta không xuất gạo cho nhu cầu nớc mà xuất gạo khối lợng lớn gạo nớc Cho đến Việt Nam nớc xuất gạo đứng thứ giới sau Thái Lan Tuy nhiên , chất lợng gạo cha cao cha có nhiều công nghệ xử lý cha phát huy hết mạnh cạnh tranh Chính sau học xong môn lý thuyết thống kê em đà định chọn vấn đề : phân tích biến động kim ngạch xuất gạo dựa vào dÃy số thời gian giai đoạn 1995-2004 dự báo giai đoạn 2004-2007 , để làm đề tài đề án môn học Lý thuyết thống kê đề án gồm hai phần : Phần I : Những lý luận dÃy số thời gian Phần II : Vận dụng phơng pháp dÃy số thời gian để phân tích biến động giá trị kim ngạch xuất nhập hàng dệt may dự báo cho năm 2004-2007 Chơng I Những vấn đề lý luận dÃy số thời gian dự báo thống kê ngắn hạn I Phơng pháp dÃy số thêi gian Kh¸i niƯm vỊ d·y sè thêi gian Khái niệm: DSTG dÃy trị số tiêu thống kê đợc xắp xếp theo thứ tự thời gian Ví dụ: có tài liệu giá trị kim g¹ch xt khÈu g¹o cđa ViƯt Nam nh sau: Năm 1999 2000 2001 2002 2003 2004 Kim ngạch gạo 3825 3476 3721 3236 3810 3932 Qua d·y sè thêi gian nghiên cứu đặc điểm biến động biến động tợng ,vạch rõ xu hớng tính quy luật phát triển ,đồng thời để dự báo mức độ tợng tơng lai 1.1 Mỗi dÃy số thời gian đợc cấu tạo hai thành phần thời gian tiêu tợng đợc nghiên cứu Thời gian ngày ,tuần tháng quý ,nămĐộ dài hai thời gian liền đợc gọi khoảng cách thời gian Chỉ tiêu tợng đợc nghiên cứu số tuyệt đối ,số tơng đối ,số bình quân Trị số tiêu gọi mức độ dÃy số Căn vào đặc điểm tồn quy mô tợng qua thời gian phân biệt dÃy số thêi kú d·y sè thêi ®iĨm D·y sè thêi kỳ dÃy số mà mức độ phản ánh quy mô tợng độ dài ,khoảng thời gian định.Các mức độ dÃy số thời kỳ số tuyệt đối thời kỳ ,do độ dài khoảng cách thời gian ảnh hởng trực tiếp đến trị số tiêu cộng trị số tiêu để phản ánh quy mô tợng khoảng thời gian dài DÃy số thời điểm biểu quy mô tợng thời điểm định Mức độ tợng thời điểm sau thờng bao gồm toàn phận mức độ tợng tai thời điểm trớc Vì việc cộng trị số tiêu không phản ánh quy mô tợng Căn vào loại tiêu đợc chia loại : - DÃy số tiêu tuyệt đối :là dÃy số trị số tiêu số tuyệt đối - DÃy số tơng đối :là dÃy số mà trị số tơng đối - DÃy số bình quân :là dÃy số mà trị số tiêu số bình quân 1.2 Yêu cầu xây dựng dÃy số thời gian phải đảm bảo tính chất so sánh đợc , mức độ dÃy sè, thĨ: - Thèng nhÊt vỊ néi dung ph¬ng pháp tính tiêu qua thời gian - Phải thống phạm vi tổng thể nghiên cứu - Các khoảng cách thời gian dÃy số nên ( đặc biệt dÃy số thời kỳ) Các tiêu phân tích dÃy số thời gian 2.1 Mức độ trung bình qua thời gian Chỉ tiêu phản ánh độ dài đại biểu mức độ tuyệt đối mét d·y sè thêi gian Tïy theo d·y sè thời kì hay dÃy số thời điểm mà ta có công thức tính khác Đối với dÃy số thời kì , mức độ trung bình theo thời gian đợc tính theo công n thức sau : y + y + y + + y n y= = n ∑y i =1 i n Trong : y i (i = 1,2,3 n) mức độ dÃy số thời kì Đối với dÃy số thời điểm có khoảng cách thời gian Ta giả thiết lợng biến tiêu dÃy số thời gian biến động tơng đối đặn khoảng thời gian dÃy số Từ ta có công thức để tính mức độ trung bình theo thêi gian tõ mét d·y sè thêi ®iĨm cã khoảng cách thời gian là: y y1 + y + y + + n y= n −1 Trong ®ã: y i (i = 1,2,3 n) mức độ dÃy số thời điểm có khoảng cách thời gian Đối với dÃy số thời điểm có khoảng cách thời gian không mức độ trung bình theo thời gian đợc tính công thức sau đây: n y t + y t + + y n t n y= 11 = t1 + t + + t n ∑yt i =1 n i i ∑t i =1 i Trong ®ã: t i (i=1,2, n) độ dài thời gian có mức độ y i 2.2 Lợng tăng ( giảm) tuyệt đối Chỉ tiêu phản ánh thay đổi mức độ tuyệt đối hai thời gian nghiên cứu Nếu mức độ tợng tăng lên trị số tiêu mang dấu (+) ngợc lại mang dấu âm (-) Tuỳ theo mục đích nghiên cứu , ta có tiêu số lợng tăng (giảm) sau đây: Lợng tăng (giảm) tuyệt đối liên hoàn (hoặc kì ):Là hiệu số mức độ kỳ nghiên cứu y i mức độ kỳ đợc chọn làm gốc thờng mức độ dÃy số y i mức độ đứng liền trớc y i Chỉ tiêu phản ánh mức tăng (giảm ) tuyệt đối hai thời gian liÒn nhau: δ i = y i − y i (i:=2,3 n), đó: i lợng tăng (giảm) tuyệt đối liên hoàn Lợng tăng (giảm) tuyệt đối định gốc ( hay tính dồn): Là hiệu số mức độ kỳ nghiên cứu y i mức độ kỳ đợc chọn làm gốc thờng mức độ dÃy số y i Chỉ tiêu đợc phản ánh mức tăng (giảm) tuyệt đối định gốc khoảng thời gian dài Nếu ký hiệu i lợng tăng (giảm) tuyệt ®èi ®Þnh gèc, ta cã: ∆ i = y i − y1 (i=2,3 n) n DÔ nhËn thÊy r»ng : i =2 i = i Tức tổng lợng tăng (giảm) tuyệt đối liên hoàn lợng tăng(giảm) định gốc Lợng tăng( giảm) tuyệt đối trung bình: Là mức trung bình lợng tăng (giảm) tuyệt đối liên hoàn Nếu kí hiệu lợng tăng (giảm) tuyệt đối trung bình, ta có: n = i=2 i n −1 = ∆i y − y1 = n n n 2.3 Tốc độ phát triển Tốc độ phát triển số tơng đối (thơng xuyên đợc biểu lần %)phản ánh tốc độ xu hớng biến động tợng qua thời gian Tuỳ theo mục đích nghiên cứu, ta có loại tốc độ phát triển sau đây: Tốc độ phát triển liên hoàn phản ánh biến động tợng hai thời gian liền nhau: ti = yi y i −1 Trong ®ã : t i : tốc độ phát triển liên hoàn thời gian i so víi thêi gian i-1 y i −1 Møc độ tợng nghiên cứu thời gian i-1 y i Mức độ tợng nghiên cứu thời gian i Tốc độ phát triển định gốc: Phản ánh biến động tợng khoảng thời gian dài T= yi y1 Trong : T: tốc độ phát triển định gốc y1, : mức độ dÃy số y i : mức độ tợng qua thời gian i Giữa tốc độ phát triển liên hoàn tốc độ phát triển định gốc có mối liên hệ sau : a> Tích độ phát triển liên hoàn băng tốc độ phát triển ®Þnh gèc t1 t t n = Tn hay t i = Ti b> Thơng tốc độ phát triển định gốc liền tốc độ phát triển liên hoàn hai thời gian Ti = ti Ti (i=2,3n) Tốc độ phát triển trung bình: Là trị số đai biểu tốc độ phát triển liên hoàn.Vì tốc độ phát triển liên hoàn có quan hệ tích ,nên để tính tốc phát triển bình quân,ta phải sử dụng công thức số trung bình quân t = n t1 t t n = n n −1 ti i=2 t : tốc độ phát triển trung bình Từ công thøc trªn ta thÊy: chØ nªn tÝnh chØ tiªu tèc độ phát triển trung bình tợng biến động theo xu hớng định 2.4 Tốc độ tăng ( giảm ) Chỉ tiêu phản ánh mức độ tợng thời gian đà tăng ( giảm) liên hoàn với mức độ kì gốc liên hoàn với mức độ kỳ gốc liên hoàn Nếu kí hiệu (i=2,3 ,n) tốc độ tăng (giảm) liên hoàn thì: i CT: = (i=2,3 n) Hay: y i −1 y − y i −1 y y = i = i − i −1 y i −1 y i −1 y i −1 = t1 − hc: (%) = t i (%) 100 Tốc độ tăng (giảm)định gốc: Là tỷ số lợng tăng (giảm) định gốc với mức độ kỳ gốc cố định Nếu kí hiệu Ai (i=2,3n)là tốc độ tăng (giảm) định gốc thì: i (i=2,3 n) yi y − y1 y i y1 Ai = i = − yi y1 y1 Ai = T − Ai = Hay: Hoặc Ai (%)=Ti(%)-100 Tốc độ tăng (giảm) trung bình: Là tiêu phản ánh tốc độ tăng (giảm) đại biểu suốt thời gian nghiên cứu Nếu ký hiệu a tốc độ tăng(giảm) trung bình : a = t a (%) = t (%) 100 2.5 Giá trị tuyệt đối 1% tăng( giảm ) Chỉ tiêu phản ánh 1% tăng(hoặc giảm) tốc độ tăng giảm liên hoàn tơng ứng với trị số tuyệt đối lần i gi = (i=2,3n) (%) g i giá trị tuyệt đối 1%tăng (giảm) Hoặc gi = i y i y i −1 y = = i −1 (%) y i − y i −1 100 100 y i −1 ChØ tiêu tính cho tốc độ tăng giảm liên hoàn ,đối với mức độ tăng (giảm) định gốc không tính số không đổi yi 100 Một số phơng pháp biểu xu hớng biến động tợng Sự biến động tợng qua thời gian chịu tác động nhiêù nhân tố, có loại nhân tố là: Những nhân tố tác đông vào tợng,quyết định xu hớng phát triển tợng ( biểu tính quy luật tợng ) Những nhân tố ngẫu nhiên tác động vào tợng thời gian khác theo chiều hớng khác mức độ không giống gây sai lệch khỏi xu hớng Nhiệm vụ nghiên cứu thống kê tìm đợc xu hớng biến động tợng Vì ,cần sử dụng nhiều phơng pháp thích hợp để phần loại bỏ tác động nhân tố ngẫu nhiên để nêu lên xu hớng tính quy luật biến động tợng Sau số phơng pháp thờng đợc sử dụng để biểu xu hớng biến động tợng 3.1 Phơng pháp mở rộng khoảng cách thời gian Phơng pháp ®ỵc sư dơng mét d·y sè thêi kú cã khoảng cách thời gian tơng đối ngắn có nhiều mức độ mà qua cha phản ánh đợc xu hớng biến động tợng Do khoảng cách thời gian đợc mở rộng nên mức độ dÃy số tác động nhân tố ngẫu nhiên ,với chiều hớng khác phần đà đợc bù trừ , triệt tiêu ta thấy rõ đợc xu hớng biến động tợng đợc nghiên cứu Ta mở rộng khoảng cách thời gian từ tuần sang tháng, quý, năm, t quý sang năm 3.2.Phơng pháp hồi quy theo thời gian Phản ánh biến động tợng qua thời gian có dạng tổng quát nh sau: y = f (t , b0 , b1 , bn ) Trong ®ã: ˆ y møc ®é lý thuyÕt b0 , b1 , bn :các cặp tham số t: thứ tự thời gian Để lựa chọn đắn dạng phơng trình hồi quy đòi hỏi phải phân tích đặc điểm biến động hiên tợng qua thời gian ,đông thời kết hợp với số phơng pháp đơn giản khác nh : d dựa vào đồ thị , dựa vào độ tăng giảm tuyệt đối , dựa vào tốc ®é ph¸t triĨn … C¸c tham sè bi (i=1,2, ,n) y nhá nhÊt: ∑ ( y t − yt ) = thờng đợc xác định băng phơng pháp bình phơng Sau số dạng phơng trình hồi quy đơn giản thờng đợc sử dụng : Phơng trình đờng thẳng y t = b0 = bt t Phơng trình đờng thẳng đợc sử dụng lợng tăng, giảm tuyệt đối liên hoàn (còn gọi sai phân bậc một) xấp sỉ nhau, áp dụng phơng pháp bình phơng nhở có phơng trình sau để xác định giá trị tham số b0 b1 : 10 Chất lợng gạo thua gạo Thái Lan 3.Xuất biện động Những vấn đề cần tập trung giải quý năm 2005 t c kim ngch xut khu bình quân tỷ USD/th¸ng th¸ng cuối năm, c¸c mặt hàng xuất phải phấn đấu đạt kim ngạch b×nh quân tháng nh d kin bng sau: Ước t.hiện T9/05 Mt hng S.lựong (nghìn tấn) Tổng kim ngạch Tr.giá (tr USD) S.lựơng (nghìn tấn) Tr.giá (tr USD) (%)9T/05 so 9T/04 S.lợng (nghìn tấn) Tr.giá (tr USD) 9T/05 so KH05 (%) S.lợng nghìn Tr.giá tr USD Nhiệm vụ XK bình quân tháng quí IV/05 QIV tr USD Bq tháng tr USD 2,800 Thđy s¶n 23,496 121.1 74.6 270 (tr USD) Gạo Ước t.hiện 9T/05 3,000 1,925 113.1 71.3 720 240 300 76 4,381 1,179 132.6 152.5 109.5 117.9 31 10 35 33 623 499 81.7 98.6 69.2 79.2 135 45 96.1 45 15 Cµ phê Rau 17 173 134.1 Cao su 60 83 353 452 106.0 117.2 67.9 75.4 150 50 Hạt tiêu 11 83 113 88.3 89.0 72.2 70.6 30 10 Nhân điều 40 69 326 91.3 109.0 62.3 73.3 60 20 Chè loại 10 57 61 75.0 84.7 57.0 62.2 24 Lạc nhân 3.0 56 34 143.6 141.7 93.3 91.9 11 10 Dầu thô 1,400 650 13,298 5,450 90.7 132.7 68.2 100.0 1,500 500 11 Than đá 1,000 36 11,341 437 135.6 179.1 103.1 132.4 99 33 12 Hàng dệt may mặc 460 3,531 104.3 67.9 1,350 450 13 Giày dép loại 250 2,224 113.0 71.7 720 240 14 Hàng đ/tử & LK m/tính 125 1,001 132.2 74.1 330 110 15 Hàng thủ công mỹ nghệ 45 405 109.8 90.0 45 15 110 1,076 144.4 76.9 300 100 30 257 141.2 80.3 60 20 18 Xe đạp phụ tùng 111 64.2 38.3 135 45 19 Dây điện cáp điện 45 357 132.7 79.3 75 25 20.Túi xách, va li, mũ, ô dù 40 358 114.3 71.6 90 30 459 3,527 122.8 51.8 3,090 1,030 330 2,860 111.7 16 Sản phẩm gỗ 17 Sản phẩm nhựa (plastics) Hàng hoá khác Ghi chú: (*)Cha kể XK dịch vụ Nhìn vo tin thc hin k hoạch xuất c¸c mặt hàng chủ lực thể thy mt s im chỳ ý cn quan tâm sau: Gạo: năm xuất 4,5 triệu (theo đạo ChÝnh phủ) th× q IV cịng xuất trªn 120 ngn tn (n ht tháng ó xut khu 4,38 triệu tấn) Như kim ngạch xuất 24 - gạo quý IV cã thể đạt khoảng 31 triệu USD, kim ngạch năm cã thể đạt khong gn 1,2 t USD Nh vy, ây không phi mặt hàng cã thể gióp kim ngạch xuất tăng mạnh quý IV ThÞ trêng xuÊt khÈu gạo Thông tin thơng mại -> tra cứu số liệu xuất nhập gạo(từ 2004 đến 2005) 25 Th trng Năm 2004 Năm 2005 Tổng Ai Len 11,190 11,190 Anh 592 592 Áo 1,700 1,700 Ba Lan 63,668 63,668 Bỉ 176 176 Campuchia 3,139 3,139 Canada 509 509 Đức 5,033 5,033 Hà Lan 10,041 10,041 Lào 2,317 2,317 Malaysia 719,920 719,920 Mianma 32 32 Mỹ 1,321 1,321 Nam Phi 109,775 109,775 Nauy 1,901 1,901 New Zealand 986 986 Nga 182,830 182,830 Nhật Bản 94,604 94,604 Pháp 1,038 1,038 Philippin 1,171,974 1,171,974 Singapore 181,450 181,450 Tây Ban Nha 526 526 Thổ Nhĩ Kỳ 9,144 9,144 Trung Quốc 113,494 113,494 Các tiểu VQ AR.T.N 6,832 6,832 Đài Loan 2,362 2,362 Hồng Kông 4,240 4,240 I rắc 955,997 955,997 Indonexia 153,099 153,099 Ôxtrâylia 7,076 7,076 Thuỵ Điển 62 62 Thuỵ Sĩ 204,918 204,918 Ucraina 11,819 11,819 Ai xơ len 2,540 2,540 26 C¸c nớc theo bảng thống kê ta thấy , nớc xuất nhiều nớc nh: I rắc (955,997 ) , Thuỵ Sĩ (204,918 ) Philippin (1,171,974), Ba Lan (63,668 ) China (113,494) … Chóng ta ®ang đợc nhiều nớc quan tâm xuất với số lợng nhiều Sau la bẳng số liệu xuất gạo theo tháng: Số 198 /GP-BVHTT-Do Bộ Văn Hoá -Thông tin cấp ngày 4/7/2000 Xuất gạo (đơn vị tấn) Thị trờng Ai Len Ai xơ len Anh o Ba Lan Bỉ Bồ đo Nha Các tiểu VQ AR.T.N Campuchi a Canada §ài Loan §øc Hà Lan Hàn Quèc Hång K«ng th¸ng th¸ng th¸ng th¸ng th¸ng th¸ng th¸ng 0 6 6 0 0 0 0 83 1.242 1.636 1.643 1.643 1.709 286 456 456 456 456 596 10.84 15.939 19.26 21.53 26.33 27.34 59 21 21 21 21 75 75 76 10 11 12 th¸ng th¸ng th¸ng th¸ng th¸ng 2.244 2.244 2.244 2.244 2.244 635 635 635 635 1.735 1.734.9 1.766 1.777 1.858 596 999.7 2.115 2.115 2.115 27.66 31.356 32.01 32.01 32.067 6 91 90.5 921 921 921 0 0 0 6 6 0 208 563 611 874 882 882 881.8 882 736 1.382 2.016.6 2.217 2.217 2.480 3.119 4.002 6 882 1.183 6.516 7.191 7.432 8.888 27 27 27 34 53 59 59 100.2 100 112 130 10 29 38.3 56 85 184 380 426 492.7 517 757 870 13 13 458 481 494 551 566 566 568 595 631 665 92 162 330 477 1.310 1.464 2.040 2.228 2.365.5 2.365 2.638 2.829 0 21 39 73 2.048 3.748 3.793 2.925.9 2.926 2.926 2.926 1.02 1.438 2.563.2 3.480 4.844 6.249 7.182 8.207 9.401 9.456 9.653 9.898 27 II Vận dụng lý thuyết dÃy số thời gian để phân tích biến động kim ngạch xuất gạo Việt Nam giai đoạn 1995 2004 Phân tích biến ®éng qua thêi gian cđa kim ng¹ch xt khÈu g¹o giai đoạn 1995 - 2004 Ta có bảng số liƯu: Kim ng¹ch xt khÈu g¹o (triƯu USD) 1988 3033 3575 3730 3825 3477 3721 3236 3810 3932 Năm 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 2004 1.1 Phân tích tiêu dÃy số thời gian 1.1.1 Lợng tăng (giảm) tuyệt đối Lợng tăng (giảm) tuyệt đối tõng kú (δi) δ2 = y2 - y1 = 3033 – 1988 = 1045(triÖu USD) δ3 = y3 - y2 = 3575 – 3033 = 542 (triƯu USD) T¬ng tù ta tính đợc: 4, 5,,10 với kết bảng Lợng tăng (giảm) tuyệt đối định gốc (i) = y2 - y1 =3033 – 1988 =1045 ( triÖu USD) ∆3 = y3 - y1 = 3575 – 1988 = 1587 (triệu USD) Tơng tự ta tính đợc: 4, 5, , 10 với kết bảng Lợng tăng (giảm) tuyệt đối trung bình 10 = i =1 i 10 − = ∆ 10 y − y1 3932 − 1988 triÖu USD = 10 = = 216 10 − 10 − 28 1.1.2 Tốc độ phát triển Tốc độ phát triển liên hoµn (ti) t2 = y 3033 = = 1.525 (lần) = 152.56% y1 1988 Tơng tự ta tính đợc t3, t4,, t10 với kết tính bảng Tốc độ phát triển định gốc (Ti) T2 = y 3033 = = 1.525 (lÇn) = 152.56% y1 1988 T3 = y 3575 = = 1.7983 (lÇn) = 179.83% y1 1988 Tơng tự ta tính đợc T4, T5, , T10 với kết bảng Tốc độ phát triển trung bình 10 t = 10 t i = i =2 y10 3932 =9 =1.05 (lần) = 105% y1 1988 1.1.3 Tốc độ tăng (giảm) Tốc độ tăng (giảm) kỳ (ai) a2 = t2 = 1.5256-1=0.5256 (lần) =52.56% Tơng tự ta tính đợc a3, a4, , a10 với kết bảng Tốc độ tăng (giảm) định gốc (Ai) A2 = T2- =1.5256-1=0.5256 (lÇn) =52.56 % A3 = T3 - = 1.9783-1=0.9785 (lần) =97.85 % Tơng tự tính đợc A4, A5, …, A10 víi kÕt qu¶ ë b¶ng Tèc độ tăng (giảm) trung bình a = t = 1.08-1=0.8(lần) =80% 1.1.4 Giá trị tuyệt đối 1% tăng (giảm) tốc độ tăng (giảm) tốc độ tăng (gi¶m) tõng kú g2= y1 1988 = =19.88 (triƯu USD) 100 100 29 Tơng tự ta tính đợc g3, g4, , g10 với kết tính bảng Các tiêu tính toán đợc cho bảng sau: δi ∆i ti (%) Ti(%) ai(%) Ai(%) gi(triÖu USD) 3033 1045 1045 152.56 152.56 52.56 52.56 19.88 1997 3575 542 1587 117.87 179.83 17.87 79.83 30.33 1998 3730 155 1742 104.34 187.63 4.34 87.63 35.75 1999 3825 95 1832 102.55 192.40 2.55 92.40 37.30 2000 3477 -348 1489 90.90 174.90 -9.1 74.90 38.25 2001 3721 224 1733 107.02 187.17 7.02 87.17 34.77 2002 3236 -485 1248 86.97 162.77 -13.03 62.77 37.21 2003 3810 574 1822 117.74 191.65 17.74 91.65 38.10 2004 3932 122 1944 103.20 197.78 3.20 97.87 39.32 Năm(t) y 1995 1988 1996 (Bảng 1) Nhận xét từ kết tính toán ta có nhận xét sau: Nhận xét 1: Giá trị kim gạch xuất gạo năm 1996 so với năm 1995 tăng lợng tuyệt đối 1045 (triệu USD) ,tốc độ phát triển năm 1996 so với năm 1995 152.56 % tốc độ tăng 52.56 cao nhiều múc trung bình năm ( t =1.05 (lần) = 105% ) , Giá trị kim ngạch xuất gạo năm 1997 so với năm 1996 tăng lợng tuyệt đối 542 (Triệu USD ), tốc độ phát triển năm 1997 so với năm 1996 117.87 % hay tốc độ tăng 17.87 , cao mức trung bình năm Giá trị kim ngạch xuất gạo năm 1998 so với năm 1997 tăng lợng tuyệt đối 155 (Triệu USD ), tốc độ phát triển năm 1998 so với năm 1997 104.34 % hay tốc độ tăng 4.34, gần mức trung bình năm 30 Giá trị kim ngạch xuất gạo năm 2003 so với năm 2002 tăng lợng tuyệt đối 574 (Triệu USD ), tốc độ phát triển năm 2003 so với năm 2002 117.74% hay tốc độ tăng 17.74, cao mức trung bình năm Giá trị kim ngạch xuất gạo năm 2004 so với năm 2003 tăng lợng tuyệt đối 122 (Triệu USD ), tốc độ phát triển năm 2004 so với năm 2003 103.20 % hay tốc độ tăng 3.20 ,thấp mức trung bình năm Mặc dù mức độ tăng giá trị kim ngạch xuất gạo khác nhng nhìn chung có xu hớng giá trị ngày tăng lên , biểu phát triển ngành xuất gạo rõ rệt Nhận xét -Nếu lấy năm 1995 làm năm gốc để xo sánh , năm 1996 so với năm 1995 , giá trị kim ngạch xuất gạo tăng lợng tuyệt đối 1045 (triệu USD ), tốc độ phát triển năm 1996 so với năm gốc 152.56% ,tơng ứng tốc độ tăng 52.56 % -Năm 1997 so với năm 1995 ,giá trị kim ngạch xuất gạo tăng lợng tuyệt đối 1587 (Triệu USD ),tốc độ phát triển năm 1997 so với năm gốc 179.83 % tơng ứng với tốc độ tăng 79.83 % -Năm 1998 so với năm 1995 giá trị xuất gạo tăng lợng tuyệt đối 17429 (triệu USD), tốc độ phát triển năm 1998 so với năm gốc 187.63 % tơng ứng với tốc độ tăng 87.63% -Năm 2003 so với năm 1995,giá trị kim ngạch xuất gạo tăng lợng tuyệt đối 1822 ( triệu USD),tốc độ phát triển năm 2003 so với năm gốc 191.65 % tơng ứng với tốc độ tăng 91.65 % -Năm 2004 so với năm 1995,giá trị kim ngạch xuất gạo tăng lợng tuyệt đối 1944 ( triệu USD), tốc độ phát triển năm 2004 so với năm gốc 197.78 % tơng ứng với tốc độ tăng 97.87 % Nhận xét Trong thời kì từ năm 1995 đến 2004 giá trị kim ngạch xuất gạo trung bình năm sau cao năm trớc 216 (triệu USD) Tốc độ phát triển trung bình giá trị kim ngạch xuất gạo thờikì từ năm 1995 đến 2004 đạt 1.05 (lần) hay 105% Tốc độ giá trị kim ngạch xuất gạo thời kì từ 1995 đến 2004 đạt 0.8(lần) hay 80% 31 Nhận xét Cứ 1% tăng (hoặc giảm ) tốc độ tăng kì tơng ứng với lợng tuyệt đối : -Năm 1996 so với 1995 tơng ứng lợng tuyệt đối 19.88 ( Triệu USD ) -Năm 1997 so với 1996 tơng ứng lợng tuyệt đối 30.33 ( Triệu USD ) -Năm 1998 so với 1997 tơng ứng lợng tuyệt đối 35.75 ( Triệu USD ) -Năm 2004 so với 2003 tơng ứng lợng tuyệt đối 39.32 ( Triệu USD ) Sau ta phân tích thành phần dÃy số thời gian , thành phần xu dÃy số thời gian không xuất thành phần thời vơ 1.2 Håi quy theo thêi gian Sù biÕn ®éng hiên tợng theo thời gian chịu tác động vào tợng xác lập xu hớng phát triển Có nhiều cách để xác định xu hớng phát triển tợng nh :mở rộng khoảng cách thời gian , dÃy số trung bình trợt , hồi quy theo thời gian ,chỉ số thời vụ Sau sử dụng phơng pháp hồi quy theo thời gian để xác định xu hớng phát triển kim ngạch xuất gạo qua năm 1995 đến 2004 Mô hình hồi quy theo thời gian tốt mô hình có SE SE = SSE n p n :số lợng mức độ dÃy số p :số lợng tham số hàm xu 32 t y t2 t3 t4 t*y t2*y lgy t*lgy 1988 1 1988 1988 3.298 3.298 3033 16 6066 12132 3.482 6.996 3575 27 81 10725 32175 3.553 10.659 3730 16 64 256 14920 59680 3.572 14.288 3825 25 125 625 19125 95625 3.583 17.915 3477 36 216 1296 20862 125172 3.541 21.246 3721 49 343 2401 26047 182329 3.571 24.57 3236 64 512 4096 25888 207104 3.510 28.08 3810 81 729 6561 34290 308610 3.581 32.23 10 3932 100 1000 10000 39320 393200 3.595 35.95 55 34327 385 3025 25333 199231 141801 35.286 195.232 ( Bảng 2) 1.2.1 Mô hình tuyến tính y t = b0 + b1t Ta cã : ∑ y = nb0 + b1 ∑ t ∑ ty = b0 ∑ t + b1 ∑ t 34327 = 10b0 + 55b1 199231 = 55b0 + 385b1 Giải hệ phơng trình ta đợc :b0=2732.2 Do ®ã : , b1=126.45 ˆ y t = 2732.2 + 126.45t 10 Thay t vào mô hình ta tìm đợc SSE= ( y t yt ) =1705895.56 i =1 33 1705895.56 = 461.77 10 - Ta tìm đợc SE= 1.2.2 Mô hình parabol y t = b0 + b1t + b2 t Ta cã : ∑ y = nb0 + b1 ∑ t + b2 ∑ t ∑ ty = b0 ∑ t + b1 ∑ t + b2 ∑ t 2 ∑ t y = b0 ∑ t + b1 ∑ t + b2 ∑ t 34327 = 10b0 + 55b1 + 385b2 199231 = 55b0 + 385b1 + 3025b2 141805 = 385b + 3025b + 25333b b0 = 1973.37 Giải hệ phơng trình ta có nghiÖm : b1 = 508.37 b = −34.72 ˆ Hµm xu thÕ : y t = 1973.37 + 508.37t 34.72t Thay t vào mô hình ta đợc :SSE =1069161.57 Ta tìm đợc SE = 1069161.57 = 390.87 10 - 34 1.2.3 Mô hình hàm mũ t ˆ y t = b0 b1 lg y = n lg b0 + lg b1 ∑ t 35.286 = 10 lg b0 + 55 lg b1 ⇔ 195.232 = 55 lg b0 + 385 lg b1 ∑ t lg y = ∑ t lg b0 + lg b1 ∑ t lg b0 = 3.451 b = 2824.88 ⇔ lg b1 = 0.014 b1 = 1.033 ˆ Hµm xu thÕ lµ yt = 2824.88 * (1.033)t Thay t vào mô hình ta đợc: SSE = 1809894.28 SE = PT đờng thẳng t yt 1988 3033 3575 3730 3825 3477 3721 3236 3810 3932 10 1809894.28 = 475.64 10 - PT Parabol PT hµm mị y^t (yt-y^t)2 y^t (yt-y^t)2 y^t (yt-y^t)2 2858.7 2985.1 3111.6 3238 3364.5 3490.9 3617.4 3743.8 3870.3 3996.7 758031.422 2294.41 214785.903 242064 212106.303 193.21 10743.3225 257860.84 3630.0625 4186.09 1705895.56 2447 2851.2 3186 3451.3 3647.2 3773.7 3830.7 3818.3 3736.4 3585.1 210699.36 33040.3329 151321 77656.9689 31605.7284 88013.0889 12029.7024 339015.063 5419.9044 120360.425 1069161.57 2918.101 3014.3984 3113.8735 3216.6313 3322.7802 3432.4319 3545.7022 3662.7104 3783.5798 3908.4379 865087.9 346.0205 212637.6 263547.4 252224.7 1986.313 30729.33 182081.7 698.0273 555.1713 1809894.28 55 (Bảng ) Nh mô hình hội quy mô hình parabol mô hình có SE nhỏ Vì ta chọn mô hình parabol Dự Báo 2.1Một số phơng pháp dự đoán giản đơn 2.1.1Dự báo dựa vào lợng tăng giảm tuyệt đối trung bình Mô hình dự đoán : 35 y n+ h = y n + δ h (h=1,2,3,4 tầm dự đoán ) lợng tăng giảm tuyệt đối trung bình = yn y1 3932 − 1988 = = 216 n −1 10 − Dự đoán: y2005 = y^10+1 = 3932 + 216*1= 4148 y2006 = y^10+2 = 3932 + 216*2= 4364 y2007 = y^10+3 = 3932 + 216*3= 4580 y2008 = y^10+4 = 3932 + 216*4= 4796 (đơn vị : triệu USD) 2.1.2 Dự báo vào tốc độ phát triển trung bình Mô hình dự đoán: y^n+h = yn.( t )h t _ tốc độ phát triển trung bình t = 1.054(lÇn) = 105.4% Y2005 = y^10+1 =3932 (1.054)1 = 4144.328 Y2006 = y^10+2 =3932 (1.054)2 = 4368.12171 Y2007 = y^10+3 =3932 (1.054)3 =4604.00028 Y2008 = y^10+4 =3932 (1.054)4 =4852.6163 (đơn vị: triệu USD) 2.1.3 Dự báo dựa vào hàm xu Nh ta đà phân tích trên, hàm xu tốt (SE = min) tơng đơng Parabol ˆ yt = 1973.37 + 508.37t − 34.72t Dù báo năm 2005 t =11 y2005 = 1973.37 + 508.37 *11 − 34.72 *112 = 3364.32 ˆ y2006 = 1973.37 + 508.37 *12 − 34.72 *122 = 3074.13 ˆ y2007 = 1973.37 + 508.37 *13 − 34.72 *132 = 2714.5 ˆ y2008 = 1973.37 + 508.37 *14 − 34.72 *142 = 2285.43 36 Mô hình dự báo tốt mô hình có SSE Mô hình theo Năm y ht 1995 1996 1988 3033 -9 -8 1997 3575 -7 1998 3730 -6 1999 3825 -5 2000 3477 -4 2001 3721 -3 2002 3236 -2 2003 3810 -1 2004 3932 Mô hình theo t y^t SSE=(yt-y^t)2 y^t SSE=(yt-y^t)2 1988 2204 687241 212829.06 203763.732 2420 1334025 2636 1196836 2852 946729 3068 167281 3284 190969 3500 69696 3716 3932 8836 4601613 2449.334 2581.598 2721.004 2867.938 3022.807 3186.038 3358.084 3539.421 3730.550 3932 729308.603 743149.918 643513.213 84658.3974 131707.344 92064.6203 6312.25727 2847307.14 (bảng 4) Theo bảng bảng4 ta thấy, mô hình dự báo theo t- có SSE = 2847307.14 đạt Vì dự báo theo mô hình tốt 2.2 Dự báo phơng pháp san mũ 2.2.1 Mô hình giản đơn ^ Mô hình dù b¸o: yt +1 = α * y1 + (1 − α ) * y1 ˆ Chän ®iÌu kiƯn ban ®Çu: α= 0.9 y0 =(y1+y2)/2 = (1988+3033)/2 = 2510.5 ^ cho t = -> y1 = α * y0 + (1 − α ) * y = 0.9 * 2510.5 + 0.1* 2510.5 = 2510.5 (triÖu USD) ˆ Tơng tự ta tính đợc gía trị y t bảng 2.2.2.Mô hình tuyến tính biến động thời vụ (Mô hình HOLT) 37 Yt +1 = a ( t ) + a1 ( t ) Víi a ( t ) = αY ( t ) + (1 − α [ a ( t − 1) + a1 ( t − 1) ] a1 ( t ) = γ [ a ( t ) − a ( t − 1) ] + (1 − γ )a1 (t − 1) Chọn điều kiện ban đầu: =0.5 , =0.4 áp dụng chơng trình học SPSS ta có bảng dự báo sau : t y Mô hình HOLT y^ 1995 1988 2,096.00000 1996 3033 2,204.00000 1997 3575 3,249.00000 1998 3730 3,791.00000 1999 3825 3,946.00000 2000 3477 4,041.00000 2001 3721 3,693.00000 2002 3236 3,937.00000 2003 3810 3,452.00000 2004 3932 4,026.00000 2005 4,148.00000 2006 4,364.00000 2007 4,580.00000 ( B¶ng ) 38 ... II Vận dụng dÃy số thời gian để phân tích biến động kim ngạch xuất gạo Việt Nam giai đoạn 1995-2004 dự báo giai đoạn 2004-2007 I Xuất gạo Việt Nam - vấn đề chung 1.Thực trạng xuất nhập gạo Việt. .. luận dÃy số thời gian Phần II : Vận dụng phơng pháp dÃy số thời gian để phân tích biến động giá trị kim ngạch xuất nhập hàng dệt may dự báo cho năm 2004-2007 Chơng I Những vấn đề lý luận dÃy số thời. .. 9.898 27 II Vận dụng lý thuyết dÃy số thời gian để phân tích biến động kim ngạch xuất gạo Việt Nam giai đoạn 1995 2004 Phân tích biến ®éng qua thêi gian cđa kim ng¹ch xt khÈu g¹o giai đoạn 1995
