Vận dụng phương pháp dãy số thời gian để phân tích sự biến động của kim ngạch xuất khẩu dệt may thời ki 1996_2003 và dự báo năm 2004

Lời mở đầu 1 Chương I: Một số vấn đề về dãy số thời gian 3 I. Khái niệm về dãy số thời gian 3 1.1. Khái niệm 3 1.2. Các chỉ tiêu phân tích dãy số thời gian 4 II. Một số phương pháp biểu hiện xu h

đề án lý thuyết thống kê Lời mở đầu Trong sù ph¸t triĨn kinh tÕ hiƯn nay, xu thÕ héi nhập toàn cầu hoá ngày phát triển lan rộng Sự thông thơng dao dịch nớc ngày mở rộng Điều tạo hội cho phát triển kinh tế,nhng đồng thời củng tạo nhiều kho khăn cho nớc phát triển Muốn phát triển kinh tế, phải mở rông giao lu, buôn bán với nớc ngoài, nắm bắt nhửng hội ,phát huy lợi ,tìm hớng phù hợp hạn chế đợc nhửng khó khăn bối cảnh kinh tế giới tạo ra.Việt nam nớc nghèo ,với điểm xuất phát thấp, lên từ kinh tế lạc hậu,chủ yếu nông nghiệp (hơn 70%lao động thc n«ng nghiƯp) Tõ chun sang nỊn kinh tÕ thị trờng ,nớc ta đả đạt đợc nhiều thành tựu,đa kinh tế thoát khỏi khủng hoảng,nâng cao đòi sống nhân dân ,và thoát khỏi cấm vận bao vây ,mở rộng quan hệ với nớc giới đà góp phần không nhỏ phát triển kinh tế ,đặc biệt xuất Xuất góp phần thúc đẩy kinh tế phát triển thu hút đợc nhửng máy móc thiết bị ,dây chuyền sản xuất đại ,công nghệ thông Ngoài xuất tăng thu ngân sách nhà nớc,đáp ứng nhu cầu phát triển sơ hạ tầng đồng thời tạo việc làm cho ngời lao động Hàng dệt may nhửng mặt hàng xuất chủ yếu Việt Nam Thị trờng xuất hàng dệt may ngày đợc mở rộng thị trờng nh :EU, Mĩ, Nhậtvà nhiều nớc khác giới Với nhửng thuận lợi sẵn có ngành dệt may xuất phát triển, kim ngạch xuất ngày cao chiÕm mét tØ träng lín kim ng¹ch xt khÈu Trớc đóng góp ngành dệt may kinh tế quốc dân nên em chọn đề tài: Vận dụng phơng pháp dÃy số thời gian để phân tích biến động kim ngạch xuất dệt may thời ki 1996_2003 dự báo năm 2004 đề án lý thuyết thống kê Đề án đuơc hoàn thành dới hớng dẩn cô giáo Trần phơng Lan Em xin chân thành cảm ơn cô.Tuy trình độ em nhiều hạn chế nên không tránh khỏi sai sót,mong thầy cô bạn thông cảm Sinh viên thực Phạm Minh Hạnh đề án lý thuyết thống kê CHƯƠNG i Một số vấn đề dÃy số thêi gian I Kh¸i niƯm vỊ d·y sè thêi gian 1.1 Khái niệm Vật chất luôn vận động không ngừng theo thời gian Để nghiên cứu biến động kinh tÕ x· héi, ngêi ta thêng sư dơng d·y số thời gian DÃy số thời gian dÃy trị số tiêu thống kê đợc xềp theo thø tù thêi gian D·y sè thêi gian cho phép thống kê học nghiên cứu đặc điểm biến động tợng theo thời gian vạch rõ xu hớng tính quy luật biến động, đồng thời dự đoán mức độ tợng tơng lai 1.1 KÕt cÊu D·y sè th× gian gåm hai thành phần: thời gian tiêu tợng đợc nghiên cứu +Thờt gian đo ngày, tháng, năm,tuỳ theo mục đích nghiên cứu Đơn vị thời gian phải đồng dÃy số thời gian Độ dài thời gian hai thời gian liền đợc gọi khoảng cách thời gian + Chỉ tiêu tợng đợc nghiên cứu tiêu đợc xây dựng cho dÃy số thời gian Các trị số tiêu đợc gọi mức độ dÃy số thời gian Các trị số tuyệt đối , tơng đối hay bình quân 1.1.2 Phân loại Có số cách phân loại dÃy số thời gian theo mục đích nghiên cứu khác nhau.Thông thờng, ngời ta vào đặc điểm tồn quy mô tợng theo thời gian để phân loại Theo cách này, dÃy số thời gian đợc chia thành hai loại: dÃy số thời điẻm dÃy số thời kì DÃy số thời điểm biểu quy mô tợng nghiên cứu thời điểm định Do vậy, mức độ tợng thời điểm sau bao gồm toàn hay phận mức độ tợng thời ®iĨm tríc ®ã D·y sè thêi k× biĨu hiƯn quy mô (khối lợng) tợng thời gian định Do đó, cộng mức độ liền để đợc mức độ lớn khoảng thời gian dài Lúc này, số lợng số dÃy số giảm xuống khoảng cách thời gian lớn đề án lý thuyết thống kê 1.1.3.Tác dụng DÃy số thời gian có hai t¸c dơng chÝnh sau: +Thø nhÊt, cho phÐp thèng kê học nghiên cứu đặc điểm xu hớng biến động tợng theo thời gian Từ đó, đề định hớng biện pháp xử lí thích hợp +Thứ hai, cho phép dự đoán mức độ tợng nghiên cứu có khả xảy tơng lai Chúng ta nghiên cứu cụ thể hai tác dụng phần 1.1.4 Điều kiện vận dụng Để cã thĨ vËn dơng d·y sè thêi gian mét c¸ch hiệu dÃy số thời gian phải đảm bảo tình chất so sánh đợc mức độ dÃy thời gian Cụ thể là: + Phải thống đợc nội dung phơng pháp tính + Phải thống đợc phạm vi tổng thể nghiên cứu + Các khoảng thời gian dÃy số thời gian nên dÃy số thời kì Tuy nhiên, thực tế nhiều điều kiện bị vi phạm nguyên nhân khác nhau.Vì vậy, vận dụng đòi hỏi phải có điều chỉnh thích hợp để tiến hành phân tích đạt hiệu cao 1.1.5 yêu cầu: Yêu cầu xây dựng dÃy số thời gian phải đảm bảo tính chất so sánh đợc mức độ dÃy số Muốn nội dung phơng pháp tính toán tiêu qua thời gian phải thống nhất, phạm vi hiên tợng nghiên cứu trớc sau phải trí, khoảng cách thời gian dÃy số nên 1.2 Các tiêu phân tích dÃy số thời gian Để phân tích đặc điểm biến động tợng theo thời gian ngời ta thờng sử dụng tiêu sau đây: 1.2.1.Mức độ bình quân theo thời gian Chỉ tiêu phản ánh mức độ đại diện cho tất mức ®é tuyÖt ®èi d·y sè thêi gian.ViÖc tÝnh chØ tiêu phải phụ thuộc vào dÃy số thời gian ®ã lµ d·y sè thêi ®iĨm hay d·y sè thêi kì đề án lý thuyết thống kê 1.2.1.1.Đối với dÃy số thời kì: mức độ bình quân theo thời gian đợc tính theo công thc sau: y= n y i i =1 y1+ y + + y n = n n (1) Trong đó: yi(i=1,n) Các mức độ dÃy số thời kì n: Số lợng mức độ dÃy số 1.2.1.2.Đối với dÃy số thời điểm có khoảng cách thời gian nhau: ¸p dơng c«ng thøc: y1 + + + + y n y y n −1 2 y= n (2) Trong đó: yi(i=1,n).Các mức độ dÃy số thời đIểm có khoảng cách thời gian 1.2.1.3.Đối với dÃy số thời điểm có khoảng cách thời gian không nhau: áp dụng công thức: y= y1t1+ y 2t + + y nt n t1+t + +t n (3) Trong đó: yi(i=1,n).Các mức độ dÃy số thời điểm có khoảng cách thời gian không ti(i=1,n):Độ dài thời gian có mức độ: yi 1.2.2.Lợng tăng (giảm) tuyệt đối Chỉ tiêu phản ánh thay đổi trị số tuyệt đối tiêu dÃy số hai thời gian nghiên cứu Nếu mức độ tợng tăng trị số tiêu mang dấu (+) ngợc lại mang dấu (-) Tuỳ theo mục đích nghiên cứu, chùng ta có lợng tăng (giảm ) tuyệt đối liên hoàn, định gốc hay bình quân đề án lý thuyết thống kê 1.2.2.1.Lợng tăng (giảm ) tuyệt đối liên hoàn: phản ánh mức chênh lệch tuyệt đối mức độ nghiên cứu (yi )mức độ kì liền trớc (yi-1) i=yi-yi-1 Công thức : Trong đó: (i=2,n) (4) i :Lợng tăng (giảm ) tuyệt đối liên hoàn n:Số lợng mức độ dÃy thời gian 1.2.2.2.Lợng tăng (giảm) tuyệt đối định gốc: Là mức độ chênh lệch tuyệt đối mức độ kì nghiên cứu yivà mức độ kì đợc chọn làm gốc, thông thờng mức độ kì gốc mức độ dÃy số (y1) Chỉ tiêu phản ánh mức tăng (giảm) tuyệt đối khoảng thời gian dài Gọi lợng tăng(giảm) tuyệt đối định gốc, ta cã: i ∆ = y i − y1 i (i=2,n) (5) Giữa tăng giảm tuyệt đối liên hoàn tăng giảm tuyệt đối định gốc có mối liên hệ đợc xác định theo công thức: n i =1 i (i=2,n) (6) Công thức cho thấy lợng tăng(giảm) tuyệt đối định gốc tổng đại số lợng tăng giảm tuyệt đối liên hoàn Công thức tổng quát: = n n i i =2 (7) 1.2.2.3.Lợng tăng (giảm) tuyệt đối bình quân mức bình quân cộng mức tăng (giảm ) tuyệt đối liên hoàn Nếu kí hiệu lợng tăng (giảm)tuyệt đối bình quân, ta có c«ng thøc: n ∑δ i y −y δ = = ∆n = n n − n −1` n i =2 (8) đề án lý thuyết thống kê Lợng tăng (giảm) tuyệt đối bình quân ý nghĩa mức độ dÃy số xu hớng(cùng tăng giảm) hai xu hớng trái ngợc triệt tiêu lẫn làm sai lệch chất tựơng 1.2.3.Tốcđộ pháp triển Tốc độ pháp triển tơng đối phản ánh tốc độ xu hớng phát triển tợng theo thời gian Có tốc độ phát triển sau: 1.2.3.1.Tốc độ pháp triển liên hoàn( ti) phản ánh phát triển tợng hai thời gian liền yi ti= y (i=2,n) (9) i −1 ti cã thể đợc tính theo lần hay phần trăm(%) 1.2.3.2.Tốc độ phát triển định gốc(Ti phản ánh phát triển tợng khoảng thời gian dài Chỉ tiêu đợc xác định cách lấy mức độ kì nghiên cứu ( yi )chia cho mức độ kì đợc chon làm gốc, thờng mức độ dÃy số ( yi ) Công thức: yi Ti= y (i=2,n) (10) Giữa tốc độ phát triển liên hoàn tốc độ phát triển định gốc cã c¸c mèi quan hƯ sau: +Thø nhÊt, tÝch c¸c tốc độ phát triển liên hoàn tốc độ phát triển định gốc: t i =T i (i=2,n) (11) +Thứ hai,thơng hai tốc độ phát triển định gốc liền tốc độ phát triển liên hoàn hai thơì gian liền đó: t= i Ti T i (i=2,n) (12) Tốc độ phát triển định gốc đợc tính theo số lần hay% đề án lý thuyết thống kê 1.2.3.3.Tốc độ phát triển bình quân số bình quân nhân tốc độ phát triển liên hoàn, phản ánh tốc độ phát triển đại diện cho tốc độ phát triển liên hoàn thời kì Gọi t tốc độ phát triển bình quân, ta có: t = n n n −1 ∏ t t 1.t t n = i i =2 (13) hay : t = n −1 T i = n −1 yn y1 (14) C«ng thức có đơn vị tính giống hai công thức trên.Tốc độ phát triển bình quân có hạn chế nên tính mức độ dÃy sè thêi gian biÕn ®éng theo mét xu híng nhÊt định(cùng tăng giảm) 1.2.4.Tốc độ tăng (giảm) Chỉ tiêu phản ánh mức độ tợng nghiên cứu hai thời gian đà tăng (+) giảm (-) lần (hoặc %) Tơng ứng với tốc độ phát triển, có tốc độ tăng giảm sau: 1.2.4.1.Tốc độ tăng giảm liên hoàn phản ánh biến động tăng(giảm) hai thời gian liền nhau, tỉ số lợng tăng(giảm) liên hoàn kì nghiên cứu () với mức độ kì liền tríc d·y sè thêi gian (yi-1) Gäi lµ tốc độ tăng (giảm) liên hoàn, ta có: i Ai= y i −1 = Hay: y−y y i i −1 (i=2,n) (15) i −1 =ti -1 (nÕu tÝnh theo đơn vị lần) (16) =ti -100 (nếu tính theo đơn vị %) (17) 1.2.4.2.Tốc độ tăng (giảm) định gốc tỷ số lợng tăng (giảm) định gốc nghiên cứu() với mức độ kì gốc, thờng mức độ dÃy(yi) Công thức: y y Ai= = y = T i − 1(100%) y i i i − (18) Trong ®ã : Ai:Tèc ®é tăng (giảm ) định gốc tính đợc theo lần hay% đề án lý thuyết thống kê 1.2.4.3.Tốc độ tăng (giảm) bình quân số tơng đối phản ánh tốc độ tăng (giảm) đại diện cho tốc độ tăng (giảm) liên hoàn thời kì nghien cứu Nếu kí hiệu a tốc độ tăng (giảm) bình quân , ta có: (19) a = t −1 (20) a = t − 100 Hay: a = n −1 yn − 1(100%) y1 (21) Do tèc ®é tăng (giảm) bình quân đợc tính theo tốc độ phát triển bình quân nên có hạn chế áp dụng giống nh tốc độ phát triển bình quân 1.2.5.Giá trị tuyệt đối 1% tăng(giảm) Chỉ tiêu phản ánh 1% tăng (giảm) tốc độ tăng(giảm) liên hoàn tơng ứng với tỷ số tuyệt đối Giá trị tuyệt đối 1% tăng (giảm) đợc xác định theo công thức : g Trong đó: i = i (i=2,n) (22) gi :Giá trị tuyệt đối 1% tăng (giảm) ai:Tốc độ tăng (giảm) liên hoàn tính theođ đơn vị % đợc tÝnh theo c«ng thøc sau: g i = y i 100 (i=2,n) (23) *Chú ý:Chỉ tiêu náy tính cho tốc độ tăng (giảm) liên hoàn, tốc độ tăng (giảm ) định gốc không tính kết số không đổi băng yi /100 ii /một số phơng pháp biểu hiệN xu hớng biến độngvà thống kê ngắn hạn 2.1 Một số phơng pháp biểu xu hớng biến động tợng 2.1.1.Phơng pháp mở rộng khoảng cách thời gian đề án lý thuyết thống kê Mở rộng khoảng cách thời gian ghép số khoảng thời gian gần lại thành khoảng thời gian dài với mức độ lớn hơn.Trớc ghép, mc độ dÃy số cha phản ánh đợc mức biến động tợng biểu cha rõ rệt Sau ghép, ảnh hởng nhân tố ngẫu nhiên triệt tiêu lẫn ảnh hởng chiều hớng trái ngợc mức độ bộc lộ rõ xu hớng biến động tợng Tuy nhiên, phơng pháp mở rộng khoảng cách thời gian có số nhợc điểm định +Thứ nhất, phơng pháp áp dụng dÃy số thời kì áp dụng cho dÃy số thời điểm, mức độ trở lên vô nghĩa +Thứ hai, nên áp dụng cho dÃy số tơng đối dài cha bộc lộ rõ xu hờng biến động tợng sau mở rộng khoảng cách thời gian,số lợng mức độ dÃy số giảm nhiều 2.1.2Phơng pháp bình quân trợt : Số bình quân trợt (còn gọi số bình quân di động) số bình quân cộng nhóm định mức độ dÃy số đợc tính cách lần lợt loại dần mức độ đầu thêm dần mức độ cho tổng số lợng mức độ tham gia tính số lần bình quân không đổi Có hai phơng pháp số bình quân trợt 2.1.2.1.Số bình quân trơt đơn giản Phơng pháp coi vai trò mức độ tham gia tính số bình quân trợt nh nhau.Thông thờng,số mức độ tham gia trợt lẻ (VD:3,5,7,,2n+1) để giá trị bình quân nằm giữ khoảng trợt Công thức tổng quát: y t+ p yi yi = ∑ = ∑ m i =t − p p +1 i =t − m −1 − t + m2 t (24) Trong ®ã : yt :Sè bình quân trợt thời gian t yi :Mức độ thời gian i m:Số mức độ tham gia trợt t:Thời gian có mức độ tính bình quân trợt Giả sö cã d·y sè thêi gian: y1 , y2 , , yn-1 , yn (gåm m møc ®é) NÕu tÝnh bình quân trợt cho nhóm ba mức độ, triển khai công thức nh sau: 10 đề án lý thuyÕt thèng kª Δ2 = y2 – y1 = 280 – 215 =65 (triÖuUSD) Δ3 = y3 –y1 =305 – 215 =90 (triÖu USD) Δ4 = y4 – y1 = 350 215 = 135(triệu USD) Lợng tăng giÃm tuyệt ®èi trung b×nh 32 δ = ∑δ i =2 i 32 − = ∆ 32 y − y1 744 − 215 = 32 = = 17,0645 32 − 32 32 1.1.3 Tốc độ phát triễn -Tốc độ phát triển liên hoàn(tI) t2 = y2/y1 =280/215 =1,302 (lÇn) hay 130,2% t3 =y3/y2 = 305/280 = 1,0893 (lần) hay 108,93% -Tốc độ phát triển định gốc T2 =y2/y1 = 280/215 = 1,302 (lÇn) hay 130,2% T3 = y3/y1 =305/215 = 1,4186(lần) hay 141,86% -Tốc độ phát triĨn trung b×nh 32 t t = 32−1 ∏ t i = 32−1 i=2 y 32 744 = 31 = 1,04085 y1 215 1.1.4 Tốc độ tăng giảm Tốc độ tăng (giÃm )từng kì(aI) a2 = t2 = 1,302 – = 0,302(lÇn) hay 30,2% a3 = t3 – = 1,0893 – = 0,0893(lÇn) hay 8,93% Lợng tăng giảm tuyệt đối định gốc.(AI) A2=T2-1 =1,302-1=0,302 (lần) hay 30,2% A3=T3-1=1,4186-1=41,86 (lần) hay41,86% 1.1.5Giá trị tuyệt đối 1% tăng(giảm) tốc độ tăng (giảm) kì: g2=y1\100 =215\100 =2,15 (triệu USD) 26 đề án lý thuyết thống kê Các tiêu tinh đợc bảng sau: yt i ∆i t 215 280 65 65 305 25 90 350 45 135 347 -3 132 430 83 215 405 -25 190 321 -84 106 350 27 133 10 420 52 185 11 368 -34 151 12 330 -38 113 13 398 68 181 14 472 74 256 15 389,2 -82,8 172,2 16 487 97,8 270 17 495 278 18 408 -87 191 19 475,9 67,9 258,9 20 513 37,1 296 21 457 -56 240 22 559 102 342 23 502 -57 267 24 457,4 -44,6 22,4 25 432 -25,4 197 26 592 160 357 27 937 345 702 28 971 34 736 29 850 -121 615 30 1028 178 793 31 1008 -20 773 32 744 -264 509 16098,5 509 t i (%) Ti (%) Ai (%) g i (%) 130,2 108,93 114,75 99,143 123,92 94,186 79,26 109,03 114,86 91,54 89,67 120,6 118,59 82,45 125,13 101,64 82,42 116,64 107,8 89,18 122,32 89,8 91,12 94,45 137,04 158,28 103,63 87,54 120,94 98,054 73,81 130,2 141,86 162,79 161,4 200,0 188,37 149,3 162,79 186,98 171,16 153,49 185,1 219,53 181,02 226,51 203,23 189,76 221,35 238,6 212,56 260,0 233,49 212,74 200,93 275,35 435,8 451,63 395,35 478,14 468,84 364,04 30,2 8,93 14,75 -0,857 23,92 -5,814 -20,74 9,03 14,86 -8,46 -10,33 20,6 18,59 -17,55 25,13 1,64 -17,58 16,64 7,8 -10,92 22,32 -10,2 -8,88 -5,55 37,04 58,28 3,63 -12,46 20,94 -1,946 -26,19 30,2 41,86 62,79 61,4 100 88,37 49,3 62,79 86,98 71,16 53,49 85,1 119,53 81,02 126,51 130,23 89,76 121,35 138,6 112,56 160,0 133,49 112,74 100,93 175,35 335,8 351,63 295,35 378,14 368,84 246,04 2,15 2,8 3,05 3,5 3,47 4,3 4,05 3,21 3,5 4,2 3,68 3,3 3,98 4,72 3,892 4,87 4,95 4,08 4,759 5,13 4,57 5,59 5,02 4,574 4,32 5,92 9,37 9,71 8,5 10,28 10,08 7,44 27 đề án lý thuyết thống kê Bảng t Yt 215 280 305 350 347 430 405 321 350 10 420 11 368 12 330 13 398 14 472 15 389.2 16 487 17 495 18 408 19 478.9 20 513 21 457 22 559 23 502 24 457.4 25 432 26 592 27 937 28 971 29 850 30 1028 31 1008 32 744 528 16098.5 t t yt 215 560 915 16 1400 25 1735 36 2580 49 2835 64 2568 81 3150 100 4200 121 4048 144 3960 169 5174 196 6608 225 5838 256 7792 289 8415 324 7344 361 9042.1 400 10260 441 9597 484 12298 529 11546 576 10977.6 625 10800 676 15392 729 25299 784 27188 841 24650 900 30 961 30840 1024 23808 11440 322282.7 t 27 64 125 216 343 512 729 1000 1331 1728 2197 2744 3375 4096 4913 5832 6859 8000 9261 10648 12167 13824 15625 17576 19683 21952 24389 27000 29791 32768 278784 t 16 81 256 625 1296.0 2401 4096 6561 10000 14641 20736 28561 38416 50625 65536 83521 104976 130321 160000 194481 234256.0 279841 331776 390625 456976 531441 614656 707281 810000 923521 1048576 7246096 t*yt 215 1120 2745 5600 8675 15480 19845 20544 28350 42000 44528 47520 67262 92512 87570 124672 143055 132192 171799.9 205200 201537 270556 265558 263462.4 270000 400192 683073 761264 714850 925200 968688 761856 7604066.3 lyYt 2.3324 2.44715 2.4843 2.544 2.5403 2.63346 2.60745 2.5065 2.544 2.6232 2.5658 2.5185 2.5999 2.6739 2.5901 2.6875 2.6946 2.6106 2.6775 2.7101 2.6599 2.7774 2.7007 2.6603 2.6355 2.7723 2.9717 2.9872 2.929 3.012 3.00346 2.8716 84.76792 tlgYt 2.3324 4.8943 7.4529 10.176 12.7 15.8 18.434 20.052 22.896 26.232 28.224 30.222 33.799 37.4346 38.85 43 45.808 46.99 50.8725 54.202 55.8579 61.103 62.1 63.8472 65.8875 72.0798 80.2359 83.6416 84.953 90.36 93.107 91.89 1455.43 B¶ng 1.2 Håi qui theo thêi gian Sự biến động tợng theo thời gian chịu tác động nhiều yếu tố có 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 qui theo thời gian số thời vụ.Sau em 28 đề án lý thuyết thống kê sử dụng phơng pháp hồi qui theo để xác định xu hớng phát triển kim ngạch xuất dệt may qua năm từ 1996đên 2003.Mô hinh hồi qui theo thời gian tốt mô hình có Semim 1.2.1 Mô h×nh tuyÕn tÝnh = y = b0 + b1t  16098,5 = 32bo + 528b1 322282,7 = 528bo + 11440b1 Ta có: Giải hệ phơng trình ta đợc: b0 = 160,396  b1 = 20,7686 Do ®ã: = y t = 160,396 + 20,7686t 32 y Thay vào mô hình ta tim đợc: SSE= ( y t − y t ) = 477021,03 t =1 SE1= SSE 32 1.2.2 Mô hình parabol: = y t = b0 + b1t + b2 t Tacã: 16098,5 = 32bo + 528b1 + 11440b2    322282,7 = 528bo + 11440b1 + 278784b2 7604066,3 = 11440b + 278784b + 7246096b  Gi¶I hƯ phơng trình ta có: Do b0 = 139,6 b1 = 24,44 b = −0,11  = yt = 139,6 + 24,44t − 0,11t 32 y Thay t ta tìm đợc: SSE = ( y t − y t ) = 514399,08 t =1 29 đề án lý thuyết thống kê SSE= SSE = 133,18 32 1.2.3.Mô hình hàm mũ = t yt = bo × b1  84,7692 = 32 lgb +528b1 1455,43 = 528 lg b0 + 11440 lg b1 Ta có: b0 = 202,3 Giải hệ ta đợc:   b1 = 1,049 = Do ®ã: yt = 202,3 ì 1,049t Thay t ta đợc: SSE=382470,1 SE3 = SSE = 112,91 32 − Nh vËy ta thÊy ba mô hình hồi quy mô hình hàm mũ mô hình có Semin Vì ta chọn mô hình hàm mũ;(Các giá trị SSE đợc tính bảng 4) 30 đề án lý thuyết thống kê Bảng4 Yt Pt : đờng thẳng Pt : Parabol Yt ( Yt-Yt) Yt 181.16 1144.83 163.93 201.9 6094.42 188.04 222.7 6773 211.93 243.47 11348.55 8235.6 264.24 6849.2 259.05 285 21022.8 282.28 305.77 9845.36 308.29 326.54 30.745 328.08 347.3 7.218 350.65 368 2695.48 373 388.85 434.75 395.13 409.62 6339.2 417.04 430.39 1049 438.73 451.15 434.45 460.2 471.925 6843.4 481.45 492.7 32.42 502.48 513.46 340.85 523.29 534.23 15934.2 543.88 554.999 6256.65 564.25 575.77 3930.8 584.4 596.53 19470.46 604.33 617.3 3399.5 624.04 638.07 15516.08 643.53 658.84 40579 662.8 679.6 61311.2 681.85 700.38 11746.1 700.68 721.15 46592 719.29 741.9 52479.1 737.68 762.68 7623.8 755.85 783.45 59802.7 773.8 804.22 41525.2 701.53 824.99 6559.57 809.04 477021.03 215 280 305 350 347 430 405 321 350 420 368 330 398 472 389.2 487 495 408 475.9 513 457 559 502 457.4 432 592 937 971 850 1028 1008 744 (Yt-Yt) 2608.15 8456.64 8662.02 13087.36 7735.2 21821.2 9942.08 50.1264 0.4225 2209 736.04 7575.96 1658.93 139.24 8510 239.63 800.32 18463.37 7805.72 5097.96 21706.13 4230.2 20030.74 42169.16 42425 11811.34 47397.6 54438.2 8864.2 64617.64 46859.3 4230.2 514399.08 Pt : Hµm mđ Yt 212.2 222.6 233.52 244.96 256.96 269.56 288.76 296.6 311.15 326.4 342.3 359.2 376.77 395.23 415.6 434.91 466.23 478.58 502.03 526.63 552.43 579.5 607.9 637.69 668.93 701.7 736.095 772.16 810 849.7 891.32 935 (Yt-Yt) 7.84 3294.76 5109.4 11033.4 8708.2 25740.99 14942.6 594.4 1509 8760.87 655.6 850.97 450.68 5893.24 645.1 2712.92 1503.5 4981.55 682.8 185.78 9107.83 420.42 11214.8 32503.4 56137.6 12036.6 40362.7 39535.75 1600 31794.4 13613 36481 382470.1 1.3 Phơng pháp biến động thời vụ yi ì 100 y0 y I 1= ì 100 y0 Ii = : y1 = 215 + 347 + 350 + 398 + 495 + 457 + 432 + 850 = 443 31 đề án lý thuyết thống kê y0 = ∑∑ y j =1 i =1 ij 32 = ∑y i =1 ta cã chØ sè thêi vơ: I1 = i = 503,08 443 × 100 = 88,057 503,08 Từ tài liệu ta tính đợcmức xuất trung bình hàng quý y i (i=1,2,3,4) nh bảng: Møc xt khÈu dƯt may(triƯu ®ång) yi 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 215 280 305 350 1150 347 430 405 321 1503 350 402 368 330 1450 398 472 389,2 487 1746,2 495 408 475,9 513 1891,9 457 559 502 457,4 1975,4 432 592 937 971 2752 850 1028 1008 744 3630 yi × 100 yo 443 521,375 548,763 602,55 503,08 88,057 103,64 109,08 119,77 Tõ c¸c chØ sè thêi vơ cho thÊy kim ng¹ch xt khÈu dệt may tăng dần từ quý I đến quý IV thời kỳ 1996-2003.Rỏ tăng nhanh từ quý I ®Ðn quý II (~15,5%).Tõ quý II ®Õn quý III tăng giam lạicòn(5,44).Sau lại tăng nhanh trở lại(10,7%) II Phân tích thành phần dảy số thời gian Gồm ba thành phần là: xu ft ; thời vụ St;ngẩu nhiên Zt 2.1 Dạng cộng(bảng BB) yt = f t + S t + Z t = y t = b + b1t + cj ®ã: 12  86376,7 +  × − × 16098,5 = 20,734 2× 4 × 8(8 − 1)   16098,5 4×8 +1 b0 = − 20,734 × = 160,396 4×8  + 1 c1 = 443 − 503,08 − 20,734 × 1 − = −28,979    b1 = 32 đề án lý thuyết thống kê Quý I QuýII QuýIII QuýIV Ti i × Ti 1996 1997 1998 1999 2000 2001 215 347 350 398 495 457 280 430 402 472 408 559 305 405 368 389,2 475,9 502 350 321 330 478 513 457,4 1150 1503 1450 1746,2 1893,9 1975,4 1150 3006 4350 6984,8 9469,5 11852,4 2002 2003 Ti 432 850 3544 443 592 1028 471 521,375 937 1008 4390,1 548,763 971 744 2458,4 307,3 2932 3630 16098,5 20524 29040 S=86376,7 -28,979 28,662 35,316 -232,881 yj Cj y = 503,08 -  − 28,979  28,662 y  y t = 160,396 + 20,734t + c j   35,316 232,881 2 Dạng nhân: = y = f t × S t ×Z t tÝnh f f t = 160,396 + 20,734t Sau ®ã tÝnh tû số Yt/ft lập bảngtrung bình xén vàtính hiệu sồ ®iÒu chØnh H= = 0,9558 0,98916 + 1,11375 + 1,08275 + 0,999125 Si = trung b×nh xÐn x H S1 = 0,98916 × 0,9558 = 0,9454 S = 1,11375 × 0,9558 = 0,1,0645 S = 1,08275 × 0,9558 = 1,0349 S = 0,999125 × 0,9558 = 0,95496 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 TB xÐn 1,1868 QuýI 1,313 1,008 0,925 0,964 0,766 0,636 1,1145 0,98916 1,387 QuýII 1,509 1,141 1,046 0,764 0,906 0,845 1,312 1,11375 1,370 QuýIII 1,325 0,946 0,825 0,857 0,787 1,299 1,253 1,08275 1,438 QuýIV 0,983 0,806 0,970 0,891 0,694 1,309 0,902 0,999125 Sau tính đợc St ta tính đợc Zt theo công thức sau: 33 đề án lý thuyết thống kê Zt = yt f t ìS t Kết Zt đợc thể bảng bảng t 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 Yt 215 280 305 350 347 430 405 321 350 420 368 330 398 472 389.2 478 495 408 475.9 513 457 559 502 457.4 432 592 937 971 850 1028 1008 744 Ft 181.16 201.9 222.7 243.47 264.24 285 305.77 326.54 347 368 388.85 409.62 430.39 451.15 471.925 4927 513.46 534.23 554.999 575.77 596.53 617.3 638.07 658.84 679.6 700.38 721.15 741.9 762.68 783.45 804.22 824.99 Yt/Ft 1.1868 1.387 1.37 1.438 1.313 1.509 1.325 0.983 1.008 1.141 0.946 0.806 0.925 1.046 0.825 0.970 0.964 0.764 0.857 0.891 0.766 0.906 0.787 0.694 0.636 0.845 1.299 1.309 1.1145 1.312 1.253 0.902 St 0.9454 1.0645 1.0349 0.95496 0.9454 1.0645 1.0349 0.95496 0.9454 1.0645 1.0349 0.95496 0.9454 1.0645 1.0349 0.95496 0.9454 1.0645 1.0349 0.95496 0.9454 1.0645 1.0349 0.95496 0.9454 1.0645 1.0349 0.95496 0.9454 1.0645 1.0349 0.95496 Zt 1.25534 1.30296 1.3238 1.5058 1.38883 1.41757 1.2803 1.0294 1.06621 1.07186 0.9083 0.844 0.9784 0.9826 0.7972 1.0157 1.01967 0.7177 0.8281 0.933 0.81024 0.8511 0.7605 0.7267 0.67273 0.7938 1.2552 1.3707 1.17887 1.2325 1.21074 0.9445 III Dù báo kin ngạch xuất dệt may VN năm 2004 3.1.Dự báo dựa vào lợng tăng (giảm ) tuyệt đối trung bình Nh chơng I ta có mô hình dù b¸o sau: δ TH1: y n+ h = y n + ì h (h=1,2 tầm dự báo) lợng tăng giảm uyệt đối trung bình = 17,0645(TrUSD ) 34 đề án lý thuyết thống kê yn=744(triƯu USD) (n=32) Dù b¸o y y q I(h=1): y 32+1 = y33 = 744 + 17,0645 × = 761,0645 (triÖu USD) y y quý II(h=2): y 32+ = y34 = 744 + 17,0645 × = 778,129 (triÖu USD) y y quý III(h=3): y 32+3 = y 35 = 744 + 17,0645 × = 795,1935 (triƯu USD) y y quý IV(h=4): y 32+ = y36 = 744 + 17,0645 × = 812,258 (triƯu USD) 3.2.Đự báo dựa vào tốc độ phát triển trung bình: Mô hình dự báo: + TH1: y n + h = y n ì t h T:tốc độ phát triển đợc tính phần t = 1,04085 (lần) Hay t = 104,085% yn=744(triÖu USD) (n=32) y y quý I(h=1): y 32 +1 = y33 = 744 × 1,040851 = 744,3924 (triÖu USD) y y quý II(h=2): y 32 + = y34 = 744 × 1,04085 = 806,026 (triÖu USD) y y quý III(h=3): y 32 +3 = y 35 = 744 × 1,04085 = 838,952 (triÖu USD) y y quý IV(h=4): y 32 + = y36 = 744 × 1,04085 = 873,224 (triƯu USD) SSE hai mô hình dự báo dựa vàotốc độ phát triển trung bình lợngtăng giảm tuyệt đối trung bình đợc tính bảng 35 đề án lý thuyết thống kê BảNG t Yt 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 215 280 305 350 347 430 405 321 350 420 368 330 398 472 389.2 487 495 408 475.9 513 457 559 520 457.4 432 592 937 971 850 1028 1008 744 h -31 -30 -29 -28 -27 -26 -25 -24 -23 -22 -21 -20 -19 -18 -17 -16 -15 -14 -13 -12 -11 -10 -9 -8 -7 -6 -5 -4 -3 -2 -1 Mô hình Yt 223.78 232.92 242.44 252.34 262.65 273.35 284.55 296.17 308.27 320.86 333.97 347.61 361.81 376.6 391.98 407.99 424.66 442.0 460.06 478.85 498.41 518.77 539.96 562.02 584.98 608.88 633.75 659.64 686.6 714.63 744 ( Yt-Yt ) 3160.69 5195.52 11569.2 8960.52 28006.0 17323.8 1328.6 2897.67 12483.6 2222.18 15.761 2539.15 12141.8 158.76 9028.8 7570.74 277.56 1149.21 9.3636 212.87 3671.15 1.5129 6816.15 16905.2 49.28 107662.7 113737.6 36236.93 116553.96 86065.95 163952.23 Mô hình Yt 232.0645 249.129 266.1935 283.258 300.32 317.387 334.45 351.52 368.58 385.645 402.709 419.774 436.838 453.903 470.968 488.032 505.097 522.161 539.23 556.29 573.35 590.419 607.484 624.55 641.6125 658.677 675.74 692.806 709.87 726.935 744 (Yt-Yt) 2297.8 3121.57 7023.53 4063.04 16816.25 7676.04 180.943 2.29825 2643.96 311.346 5286.67 474.1 1236.33 4186.47 257.041 48.553 9427.73 2140.08 687.78 9858.5 206.051 4958.84 22525.0 37074.73 2461.4 77463.7 87177.58 24709.95 101206.4 78997.53 494076.37 SSE1=163952,23 SE1 = SSE1 163952,23 = = 73,926 32 30 Mô hình môhình dự báo dựa vào tốc độ phát triển trung bình SSE2=49407,37 SE = SSE = 32 − 49407,37 = 128,33 30 Mô hình mô hình dự báo dựa vào lợng tăng (giảm) tuyệt đối TB 36 đề án lý thuyết thống kê Dự báo dựa vào hàm xu thế: Nh phần = y t = 202,3 × 1,049 t y y33 = 202,3 × 1,04933 = 980,814 (t=33): Quý I (triÖu USD) y 34 Quý II (t=34): y 34 = 202,3 × 1,049 = 1028,875 (triÖu USD) Y Quý III (t=35): Y35 = 202,3 × 1,049 35 = 1079,29 (triƯu USD) y Q IV (t=36): y 36 = 202,3 × 1,049 36 = 1132,175 (triệu USD) 3.3/ Dự báo dựa vào hàm xu biến động thời vụ: 3.3.1./ Dự báo dựa vào bảng B.B: = Mô hình dự báo: y t = ft + cj   − 28,979 t  yt = 160,396 + 20,734t + cj  28,662 35,316 − 232,881  Quý I (t=33) : Quý II (t=34): Quý III (t=35): Quý VI (t=36): y y 33 = 160,396 + 20,734 × 33 − 28,979 = 85,639 y y 34 = 160,396 + 20,734 × 34 + 28,662 = 294,04 y y 35 = 160,396 + 20,734 × 35 + 35,316 = 921,402 y y 36 = 160,396 + 20,734 × 36 − 232,881 = 673,939 3.3.2/ Dù đóan dựa vào hàm xu kết hợp nhân : = Mô hình dự báo: Yt = ft.St 0,9454  1,0645 =  Yt = ft.St = (160,396+20,734t *St   1,0394 0,95496  y Quý I(t=33): y 33 = (160,396 + 20,734 × 33) * 0,9454 = 798,5 (triÖu USD) y Quý II(t=34): y 34 = (160,396 + 20,734 × 34) * 01,0645 = 921,176 (triƯu USD) y Quý III(t=35): y 35 = (160,396 + 20,734 × 35) *1,0349 = 917,01 (triÖu USD) y Quý VI(t=36): y36 = (160,396 + 20,734 × 36) * 0,95496 = 865,977 (triƯu USD) Trong hai phơng pháp dự báo dựa vào hàm xu biến động thời vụ ta chon mô hình dự báo có SEmin Tính SE theo công thức sau: 37 đề án lý thuyết thống kê SE= SSE , n− p y SSE = ( y t − y t ) SSE cđa hai m« hình dự báo đợc cho bảng t Yt 10 11 12 13 14 15 16 17 18 19 20 21 22 23 24 25 26 27 28 29 30 31 32 215 280 305 350 347 430 405 321 350 420 368 330 398 472 389.2 478 495 408 475.9 513 457 559 502 457.4 432 592 937 971 850 1028 1008 744 Dạng nhân Yt 171.24 214.884 230.367 232.37 249.64 303.169 316.197 311.6 328.056 391.45 402.03 390.77 406.46 479.74 487.86 469.97 484.87 568.025 573.7 549.174 563.28 656.31 659.52 628.38 641.7 744.59 745.34 707.57 420.09 832.88 831.18 786.78 ( Yt-Yt) 1914.91 4240.66 5570.14 13836.27 9477.4 16085.95 7885.95 88.87 481.55 814.82 1157.88 3693.4 71.629 7.7403 9733.41 64.416 102.6 25608.2 9562.6 1308.6 11295.2 9469.45 24812.2 29232.5 43968.4 23285.67 36729.9 69392.36 16875.5 38073.1 31265.3 1829.81 447931.812 Mô hình dự báo dựa vào bảng B.B có : SE= Dạng cộng Yt 152.151 230.526 257.914 10.451 235.087 313.462 340.85 93.387 318.023 396.398 423.786 176.323 400.96 479.334 406.82 259.26 483.9 562.27 589.66 342.2 566.83 645.206 672.6 264.735 649.767 728.14 755.53 508.067 733.703 811.08 838.466 591 ( Yt-Yt) 3950 2447.68 2217.091 115293.523 12524.52 13581.1 4115.2 51807.68 1022.53 557.05 3112.08 23616.6 8.7616 53.7876 13811.42 47847.63 123.32 23799.233 12940.9 29174.35 12062.85 7431.47 29102.3 37119.8 47422.47 18534.6 32931.36 214306.96 13758.6 47055.15 28741.78 23408.08 873880.23 SE £ = 173,59 32 Mô hình dự báo dựa vào xu kết hợp nhân có: 38 đề án lý thuyết thèng kª SE= SSE = 32 − 447931,812 = 124,28 29 Nh mô hình dự báo MH dự báo da vào xu kết hợp nhân mô hình dự báo cho kết xác mô hình có SE (SE=124,28) áp dụng phơng pháp san mũ: Chon = 0,4 giá trị ban đầu y0 trung bình quý năm 96 1150 = 287,5 (triệu đồng) y y Ta cã : y1 = αy + (1 − α ) y = Y0= =0,4.287,5+ (1-0,4).287,5=258,5 (triƯu ®ång) y y y = αy1 + (1 − α ) y1 = =0,4.215+(1-0,4).258,5=258,5 (triƯu ®ång) y y = 0,4.280 + (1 − 0,4).258,5 = 267,1 (triÖu ®ång) y y = 0,4.305 + (1 − 0,4).267,1 = 282,26 (triệu đồng) y y Quá trình tiếp tục tính toán đến y 23 có y23 tiếp tơc tÝnh y 34 … IV.NhËn xÐt kim ng¹ch xt dệt may năm 2004 4.1.Triển vọng năm 2004 Mặc dù xuất sang Mỷ năm 2004 bị áp đặt hạn ngạch ,nhng dự báo triển vọng xuất hàng dệt maynăm 2004 nớc ta thuận lợi kim ngạch đạt đến 4,1 tỷ USD.Trong xuất sang mỷ sẻ đạt khoảng 2,1tỷ USDsang EUđạt khoảng 800triệu USD bao gồm 10 nớc thành viên kim ngạch xuất sang thị trờng đạt khoảng1tỷ USD,sang Nhật Bản khoảng 500 triệu USD.Nhửng yếu tố thuận lợi phải kể đến xuất sang EU tiếp tục dợc xuất tự động với hàm lợng hạn ngạch mà EU tăng cho Việt Nam ,dự báo năm 2004 doanh nghiệp xuất tối đa sang EU hầu CAT.ma không sợ hết hạn ngạch ,ngoàI việc kinh tế giới ,nhất kinh tế Mỹ nhật EU đà phục hồi vửng trở lạI ,củng cótác động tích cực tới xuất hàng dệt may ta.Bên cạnh đồng USD giá mạnh thị trờng giới ,trong tỉ giá VND so với USDtrong năm 2004 đơc dự báo sẻ tiếp tục xu hớng tăng nhẹ,đIũu sẻ làm tăng tính cạnh tranh cho hàng dệt may xuất ta so với nớc khác Đặc biệt lợi sẻ tăng lên nh trung quốc buộc phảI tăng giá đồng NDT,trớc sức ép Mỷ ,nhật EU 4.2/Thách thức Mặc dù tơng đối lạc quan triển vọng xuất năm 2004,nhng xuất hàng dệt may ta phảI đối mặt với nhiều thách thức phía trớc chế độ hạn ngạch đợc bỏ dở vào năm 2005.Thách thức sẻ lớn nh đến thời đIểm việt nam cha gia nhập tổ chức thơng 39 đề án lý thuyết thống kê maị giới Sau năm 2004 đối thủ lớn hàng dệt may nớc ta phảI kể đến trung quốc nhiều nớc giới tỏ lo ngạivề s tràn ngập hàng dệt may trung quốc nhiều CAT,vốn mặt hàng xuất chủlực ta sang mỷ ,nh CAT 334/335, 338/339 ,347/348 , 638/639 ,647/648 trung quèc xuÊt sang mỉ phảI chịu phí hạn ngạch thuế nhập giá thành cao gấp đôI ta ,cho nên chế độ hạn ngạch đợc bỏ dở thìhàng ta sẻ bị hàng trung quốc cạnh tranh gay gắt nguy thị trờng đIều khó tránh khỏi.Bên cạnh trung quốc hàng dệt may ta phảI cạnh tranh với hàng ấn độ ,Pakítan,thai lanĐối với ấn độ ,mới phủ nớc đà đặt mục tiêu cho ngành dệt may phảI đạt kim ngạch xuất 50 tỉ USD vào năm 2010so với 12tỉ USD tạI riêng kim ngạch ngành may phảI đạt 25tỉ USD NgoàI ,việc hình thành khu vực mậu dịch tự củng nh kinh tế tăng cờng quan hệ thơng mạI thông qua hiệp định tự thơng mạI song phơng ,củng thách thức lớn hàng dệt may nớc ta Trong năm 2003 mỉ đả kí nhửng hiệp định thơng mạI tự với rÊt nhiỊu níc nh singgapo, mét sè níc nam mØ… Ngµnh dƯt may lµ mét ngµnh kinh tÕ mđi nhän cđa níc ta ,mang tÝnh x· héi cao Hi väng với nổ lực doanh nghiệp ,sự định hớng đầu t đắn củng nh trợ giúp từ phía phủ ,ngành dệt may nứoc ta sẻ vợt qua đợc nhửng khó khăn để tiếp tục phát triển đóng góp to lớn vào tổng kim ngạch xuất củng nh tăng trởng kinh tế chung đất níc 40 ... 744 (số liệu đợc lấy từ niên giám thống kê tạp chí số ki? ??n) áp dụng tiêuđể phân tích biến động qua thời gian kim ngạch xuất dệt may việt nam thời kì 1996_2003 1.1 .Phân tích tiêu dÃy số thời gian. .. IV.NhËn xÐt kim ngạch xuất dệt may năm 2004 4.1.Triển vọng năm 2004 Mặc dù xuất sang Mỷ năm 2004 bị áp đặt hạn ngạch ,nhng dự báo triển vọng xuất hàng dệt maynăm 2004 nớc ta thuận lợi kim ngạch đạt... đối dÃy số thời gian. Việc tính tiêu phải phụ thuộc vào dÃy số thời gian dÃy số thời điểm hay dÃy số thời kì đề án lý thuyết thống kê 1.2.1.1.Đối với dÃy số thời kì: mức độ bình quân theo thời gian