Vận dụng phương pháp dãy số thời gian để phân tích và dự đoán sản lượng lúa Việt Nam đến năm 2002

Đề tài: Vận dụng phương pháp dãy số thời gian để phân tích và dự đoán sản lượng lúa Việt Nam đến năm 2002

Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 LêI NãI ĐầU Nhân loại đà bớc sang thiên niên kỉ mới, nhiều vấn đề đợc đặt ra, có an ninh lơng thực Vào thời đIểm nay, nhiều nơi giới tình trạng đói nghèo ,không có đủ lơng thực để ăn Việt nam nớc nông nghiệp ,đông dân nên cần thiết phải quan tâm tới vấn đề này.Hơn nữa, đẩy mạnh sản xuất nông nghiệp, có sản xuất lúa quy luật phổ biến nớc có kinh tế cha phát triển nh Việt Nam.Công việc đòi hỏi chi phí vật chất tơng đối thấp so với nghành khác.Mặt khác phát triển lại bớc tất yếu để tích luỹ vốn trình sản xuất từ sản xuất nhỏ lên sản xuất lớn năm gần đây,Việt nam tiến hành công công nghiệp hoá đất nớc, nông nghiệp mộy lĩnh vực quan trọng để thúc đẩy trình này.Nh ,có thể nói phát triển nông nghiệp cách phát triển kinh tế tất yếu để đa Việt Nam lên Tại Đại hội Đảng toàn quốc lần thứ VI (12/1986) , Đảng tađà xác định sản xuất lơng thực néi dung quan träng cđa ba ch¬ng trinhf kinh tÕ lớn: lơng thực-thực phẩm, hàng tiêu dùng hàng xuất khẩu.Năm1989, nớc ta đà xuất gạo đến năm 1997đà vơn lên hàng thứ hai giới lĩnh vực này.Hiện nay, mức lơng thực quy thóc bình quân đầu ngời năm nớc ta 408kg ,vấn đề an ninh lơng thực đà đợc đảm bảo Tóm lại ,trong nhng năm gần đây,Việy Nam đà đạt đợc số thành tựu định sản xuất lơng thực Để đánh giá thực chất nhận định này,đề tài: Vận dụng phơng pháp dÃy số thời gian phân tích dợ đoán sản lợng lúa việt nam đến năm 2002 đa số phơng pháp phân tích để đánh giá thành tựu đó, đồng thời dự đoán sản lợng lúa Việt Nam đến năm 2002 Với mục đích nội dung đề tài gồm ba chơng: Chơng I : Một số vấn ®Ị vỊ d·y sè thêi gian Ch¬ng II : Mét số phơng pháp biểu xu hớng biến động dự đoán thống kê ngắn hạn Chơng III: Vận dụng phơng pháp dÃy số thời gian để phân tích dự đoán sản lợng lúa Việt Nam đến năm 2002 Ngoài , đề tài đề xuất vài kiến nghị công tác quản lí nông nghiệp , đặc biệt sản xuất lơnh thực thời gian tới Để hoàn thành đề tài này, cố gắng thân có hớng dẫn ,góp ý,nhận xết cô giáo TS Trần Kim Thu Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 CHƯƠNG I Một số vấn đề dÃy số thời gian I/Kh¸i niƯm vỊ d·y sè thêi gian 1.Kh¸i niƯm Vật chất luôn vận động không ngừng theo thời gian.Để nghiên cứu biến động kinh tế xà hội,ngời ta thêng sư dơng d·y sè thêi gian D·y sè thời gian dÃy trị sốcủa tiêu thống kê đợc xềp theothứ tự thời gian DÃy số thời gian cho phép thống kê học nghiên cứu đặc đIểm biến động tợngtheo thời gian vạch rõ xu hớng tính quy luật biến động,đồng thời dự đoán mức độ tợng tơng lai 2.Kết cấu DÃy số gian gồm 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 đợcgọi 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 3.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 ,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 ,mức độ tợng ỏ thời ®iĨm sau cã thĨ bao gåm toµn bé hay mét phận mức độ tợng thời diểm tríc ®ã Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 DÃy số thời kì biểu quy mô (khối lợng) tợng thờ gian định.Do ®ã ,chóng ta cã thĨ céng c¸c møc ®é liỊn để đợc mức độ lớn khoảng thời gian dài hơn.Lúc này, số lợng số dÃy số giảm xuống khoảng cách thời gian lớn 4.Tác dụng DÃy số thời gian có hai tác dụng sau: +Thứ ,cho phép thống kê học nghiên cứu đặc điểm xu hớng biến ®éng cđa hiƯn tỵng theo thêi gian.Tõ ®ã ,chóng ta 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 tiÕp theo 5.§iỊu kiƯn vËn dơng §Ĩ cã thĨ vËn dụng dÃy số thời gian cách 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,trên thực tế nhiều điều kiện bị vi phạm nguyên nhân khác nhau.Vì ,khi vận dụng đòi hỏi phải có điều chỉnh thích hợp để tiến hành phân tích đạt hiệu cao II.Các tiêu phân tích dÃy số thời gian Để phân tích đặc điểm biến ®éng cđa hiƯn tỵng theo thêi gian ngêi ta thêng sử dụng tiêu sau đây: Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 1.Mức độ bình quân theo thời gian Chỉ tiêu phản ành mức độ đại diện cho tất mức độ tuyệt 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 a.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 b.Đối với dÃy số thời điểm có khoảng cách thời gian , áp dơng c«ng thøc: y1 + + + + y n y y n −1 2 y= n −1 (2) Trong đó: yi(i=1,n).Các mức độ dÃy số thời đIểm có khoảng cách thời gian c.Đối với dÃy số thời điểm có khỏang cách thời gian không , 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 2.Lợng tăng (giảm) tuyệt đối Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 Chỉ tiêu phản ánh thay đổi trị số tuyệt đốicủa 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 a.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 b.Lợng tăng (giảm) tuyệt đối định gốc.Là mức độ chênh lệch tuyệt đốigiữa 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 có: 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) c.Lợng tăng (giảm) tuyệt đối bình quân mức bình quân cộng mức tăng (giảm ) tuyệt đối liên hoàn Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 NÕu kÝ hiÖu δ lợng tăng (giảm )tuyệt đối bình quân,ta có công thøc: n δ = ∑δ (8) i y −y = ∆n = n n −1 n − n 1` i =2 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 3.Tốcđộ pháp triển Tốcđộ pháp triển tơng đối phản ánh tốc độvà xu hớng phát triển tợng theo thời gian Có tốc độ phát triển sau: a.Tốcđộ pháp triển liên hoàn( ti) phản ánh phát triển tợng hai thời gian liền ti= yi y i −1 (i=2,n) (9) ti cã thÓ đợc tính theo lần hay phần trăm(%) b.Tốc độ phát triển định gốc(Ti phản ánh phát triển tợng khoảng thời gian daì.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 d·y sè ( yi ) C«ng thøc: Ti= yi y1 (i=2,n) (10) Giữa tốc độ phát triển liên hoàn tốc độ phát triển định gốc có mối quan hệ sau: +Thứ nhất, tích tốc độ phát triển liên hoàn tốc độ phát triển định gốc: t i =T i (i=2,n) (11) +Thø hai,th¬ng cđa hai tốc độ phát triển định gốc liền tốc độ phát triển liên hoàn hai thơì gian liền ®ã: t= i Ti T i −1 (i=2,n) (12) Tèc độ phát triển định gốc đợc tính theo số lÇn hay% Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 c.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 qu©n ,ta cã: t = n −1 t 1.t t n = n −1 n ∏ ti i =2 (13) hay : t = n −1 T i = n yn y1 (14) Công thức có đơn vị tính giống hai công thức trên.Tốc độ phát triển bình quân có hạn chế nên tính mức độ dÃy số thời gian biến ddộng theo xu hớng định(cùnh tăng giảm) 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,chúng ta có tốc độ tăng giảm sau: a.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 trớc dÃy số thời gian (yi-1) Gọi tốc độ tăng (giảm) liên hoµn ,ta cã: Ai= δ i y i −1 y −y = y i i −1 (i=2,n) (15) i −1 Hay: =ti -1 (nếu tính theo đơn vị lần) (16) =ti -100 (nếu tính theo đơn vị %) (17) b.Tốc độ tăng (giảm )định gốc tỷ số lợng tăng (giảm) định gốc nghiên cứu() với mức độ kì gốc , thờng mức độ d·y(yi) C«ng thøc: y y Ai= δ = y = T i − 1(100%) y i i i − (18) Trong : Ai:Tốc độ tăng (giảm ) định gốc tính đợc theo lần hay% Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 c.Tèc 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 (20) a = t − 100 Hay: yn − 1(100%) y1 a = n (21) Do tốc độ 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 5.Giá trị tuyệt đối 1% tăng(giảm) Chỉ tiêu phản ánh 1% tăng (giảm) tốc độ tăng(giảm) liên hoàn tơng ứng với mổttị 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 tính theo c«ng thíc sau: g i = y i −1 100 (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 chơng II số phơng pháp biểu hiên xu hớng Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 biÕn động thống kê ngắn hạn A số phơng pháp biểu xu hớng biến động tợng I.Phơng pháp mở rộng khoảng cách thời gian: Mở rộng khoảng cách thời gian ghép số khoảng thời gian gần lại thành khoảng thời gian dài hơnvới mức độ lớn hơn.Trớc ghép ,các mc độ dÃy số cha phản ánh đợc mức biến động tợng biẻu 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 hớngbiến động tợng Tuy nhiên ,phơng pháp mở rộng khoảng cách thời gian có số nhợc điểm định +Thứ ,phơng pháp áp dụng dÃy số thời kì áp dụng cho dÃy số thời điểm,các mức độ trở lên vônghĩa +Thứ hai,chỉ nên áp dụng cho dÃy số tơng đối dàivà cha béc lé râ xu hêng biÕn ®éng cđa hiƯn tợng sau mở rộng khoảng cách thời gian ,số lợng mức độ dÃy số giảm đI nhiều II.Phơng 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 danf 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 1.Số bình quân trơt đơn giản Phơng pháp coi vai trò mức độ tham gia tính số bình quân trợt lành nhau.Thông thờng ,sốmức độ tham gia trợt lẻ (VD:3,5,7, ,2n+1) để giá trị bình quân nằm giữ khoảng trợt Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 t+ p yi yi = ∑ = ∑ y t m−1 m i = t − p p +1 i =t − − t + m2 Công thức tổng quát: (24) Trong : yt :Số 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 sử có dÃy số thời gian: y1 , y2 , , yn-1 , yn (gåm m mức độ) Néu tính bình quân trợt cho nhóm ba mức độ ,chúng ta triển khai công thức nh sau: y y = y 1+ y + y 3 = y + y 3+ y (25) (26) y n −1 = y n−2 + y n + y n (27) 2.Số bình quân trợt gia quyền Cơ sở phơng pháp gắn hệ số vai trò cho mức độ tham gia tính bình quân trợt Các mức độ gần mức độ tính hệ số caovà xa hệ số nhỏ.Các hệ số vai trò đợc lấy từ c¸c hƯ sè cđa tam giac Pa.scal 1 1 3 10 Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 34,3 33,3 33,6 31,5 34,8 35,9 38,8 38,2 36,5 41,0 39,7 40,8 34,6 42,4 39,6 44,6 43,0 46,3 48,4 46,5 11,4 13,6 12,0 13,6 14,9 16,9 18,0 18,8 16,7 19,9 21,4 21,4 24,0 22,7 24,7 23,9 26,0 26,0 24,1 25,8 54,3 53,1 54,4 54,9 50,3 47,2 43,2 43,0 46,8 39,1 38,9 37,8 41,4 34,9 35,7 31,5 31,0 27,7 27,5 27,7 Qua b¶ngI.2, chóng ta có nhận xét chung tỷ trọng sản lợng vụ đông xuân hè thu tăng mạnh ngày chiếm u thế, đặc biệt vụ đông xuân Năm 1975, sản lợng vụ đông xuân chiếm tỷ trọng 26,5%, sua tỷ trọng tăng dần đến năm 1998 đà 46,5% Điều cho thấy, vụ đông xuân đà thực có ý nghĩakhi tạo khối lợng sản phẩm gần bằng1/2 tổng sản lợng mùa vụ năm.Đối với vụ hè thu, sản lựơng năm 1975 chiếm 11,4%, đà lên đến 25,8%, tăng gấp lần Tuy nhiên sản lợng lúa vụ hè thu mức khiêm tốn Riêng vụ mùa, sản lợng có giảm tỷ trọng đáng kể Với tỷ trọng 62,1% năm 1975, giảm 27,7%, nghĩa cha nửa trớc Nhìn vào số này, tởng trừng vụ mùa sản xuất ngày có hiệu Thực tế hoàn toàn nh Sở dĩ tỷ trọng sản lợng vụ mùa 24 Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 B¶ng I.3: Tình hình biến động sản lợng mùa vụ Việt Nam thời kỳ 19751998 Sản lợng (nghìn tấn) Năm Đông xuân Hè thu 2797,4 3730,3 3278,3 3558,7 3898,9 3874,0 4172,7 4526,5 5134,2 5560,5 6131,3 6118,2 5499,4 6874,1 7538,7 7854,8 7688,3 9153,1 9035,6 10503,9 10736,6 12209,5 13310,3 13559,5 6914,0 1197,4 1531,2 13386,2 1100,1 1294,4 1593,8 1489,3 1958,7 2193,9 2631,7 2855,3 3008,6 2529,4 3378,7 4063,2 4110,4 4717,5 4910,3 5633,2 5629,5 6500,8 6778,5 6637,8 7524,4 3529,3 6544,2 6565,7 5982,6 5131,1 6169,6 6179,6 6753,2 7905,0 7415,2 7313,4 6828,2 6876,1 7073,8 6647,2 7393,8 7629,0 8116,1 7526,9 8176,8 7394,8 7726,3 7308,7 7575,8 8057,8 7079,2 Tốc độ phát triển liên hoàn(%) Đông Hè Mùa xuân thu - Mïa 1975 1976 1977 1978 1979 1980 1981 1982 1983 1984 1985 1986 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 Tr bình Lợng tăng giảm tuyệt đối liên hoàn(nghìn tấn) Đông Hè thu Mïa xu©n 133,3 87,9 108,6 109,6 99,4 107,7 108,5 113,4 108,3 110,3 99,8 89,9 126,8 108,1 104,1 86,5 134,8 98,7 116,3 102,2 113,7 109,0 101,9 107,1 932,9 -452,0 280,4 340,2 -24,9 298,7 353,8 607,7 426,3 570,8 -13,1 -618,8 1474,7 565,6 306,1 -1057,5 2364,8 -117,5 1468,3 232,7 1472,9 1100,8 249,2 467,9 333,8 -195 -236,1 194,3 299,4 -104,5 469,4 235,2 437,8 223,6 153,3 -497,2 849,3 684,5 47,2 607,1 192,8 722,9 -3,7 871,3 377,7 -240,7 886,6 275,1 21,5 -583,1 -851,5 1038,5 10,0 573,6 1151,8 -489,8 -101,8 -485,2 47,9 197,7 -426,6 746,6 -124,8 847,1 -589,2 640,9 -773 331,5 417,6 267,1 48,2 65,8 127,9 87,3 82,3 117,7 123,1 93,4 131,5 112,0 120,0 108,5 105,4 84,1 133,6 120,3 101,2 114,8 104,1 114,7 99,9 115,5 105,8 96,5 113,4 108,3 giảm diện tích ngày thu thu hẹp lại, phần chuyển sang gieo trồng vụ đông xuân vụ hè thu, hai vụ cho suất cao hơn, phần chuyển sang trồng loại hoa màu khác có hiệu Phần diện tíchđất gieo trồng lại cho suất ngày cao đẩy sản lợng vụ mùalên, thấp không ổn định Chúng ta thấy rõ tăng giảm lợng qua bảng I.3 Các số bảng cho thấy tốc độ tăng vụ mùa có nhng thấp Trung bình năm, sản lợng vụ mùa tăng 65,8 nghìn hay 0,9%/ năm Sự gia tăng biến động thất thờng, đến hai năm tăng lại có năm giảm Còn hai vụ đông xuân hè thu có tăng mạnh nhng có vài năm bị giảm sản lợng so với năm trớc Nguyên 25 100,3 91,1 85,8 120,2 100,2 109,3 117,1 93,8 98,6 93,4 100,7 102,9 94,0 111,2 98,3 111,7 92,7 108,5 90,5 104,5 94,6 103,7 106,4 100,9 Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 nh©n cđa sù biÕn động thất thờng ảnh hởng thiên tai sâu bệnh Chẳng hạn, vụ đông xuân năm 1991 bị thiên tai sâu bệnh đà làm giảm sản lợng thực tế 1,4 triệu thóc giảm so với năm 1990 triệu Tính chung cho thời kỳ(1975-1998), sản lơựng vụ đông xuân tăng năm 467,9 nghìn tấn, tốc độ tăng bình quân hàng năm 7,1% Còn sản lợng vụ hè thu tăng bình quân 275,1 nghìn tấn/ năm, tơng đơng với tốc độ tăng 8,3% Sở dĩ tốc độ tăng sản lợng lúa cảu vụ hè thu cao vụ đông xuân quy mô sản lợng vụ hè thu nhỏ vụ đông xuân Sự biến động sản lợng lúa mùa vụ thời kỳ 1975-1998 đợc biểu diễn qua đồ thị sau: 70 60 50 Đông xuân HÌ thu Mïa 40 30 20 10 19 83 19 87 19 91 19 95 19 19 Hìng 1:Đồ thị biểu diễn biến động sản lợng lúa thực tế mùa vụ Việt Nam thời kỳ 1975-1998 Qua đồ thị trên, thấy vụ hè thu có sản lợng thấp nhng tăng ổn định, vụ đông xuân tăng với tốc độ nhanh cho sản lợng cao Riêng vụ mùa ổn định bấp bênh, snả lơng nhiều năm qua gần nh không tăng Phân tích xu hớng biến động: Để phân tích xu hớng biến động tợng, ngời ta sử dụng nhiều phơng pháp khác nh: bình quân trợt, số mùa vụ, hàm xu Sau phân tích xu hớng biến động tiêu a Sản lợng lúa theo năm: Trớc hết quan sát đồ thị đợc biểu diễn hình 26 Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 Hình 2: Đồ thị biểu diễn biến động sản lợng lúa thực tế Việt nam thời kỳ 1975-1998 Nhìn vào đồ thị, thấy đồ thị có xu hớng lên ổn định, đặc biệt từ năm 1987, đồ thị gần nh đờng thẳng Vì trờng hợp này, để biểu diễn xu hớng biến động sản lợng lúa, sử dụng hàm xu dạng tuyến tính: yt= a0+a1.t DÃy số thời gan sử dụng sản lợng lúa thêi kú 1987- 1998 C¸c tham sè a0, a1 cđa hàm xu đợc xác định theo công thức: a1 = ty − ty 158320 − 6,5.22161 = ⇒ a1 = 1198 σ2 54,2 − 6,52 t a = y − a1 t = 22161 −1198.6.5 ⇒ a = 14374 a= ⇒ r = a1 ty − ty 158320− 6,5x22161 = 54,2 − 6,52 σt a1 =1198 σt 54,2 − 6,5 = 1198 = 0,9946 σy 508385436 − 221612 VËy hµm xu thÕ lµ: y t = 14374 − 1198 t y =14374 −1198.t Hµm xu cho biết sau năm, sản lợng lúa trung bình tăng thêm 1198 nghìn Để đánh giá mối liên hẹ tơng quan thời gian sản lợng lúa, sử dụng hệ sè t¬ng quan 54,2 − 6,52 σ t =1198 = 0,9946 r = a1 σy 508385436− 22161 Víi hƯ số tơng quan r =0,9946, mối liên h tơng quan thuận thời gian sản lợng lúa chặt chẽ thời gian địng 99,46% biến động sản lợng lúa qua năm 27 Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 b Sản lợng lúa theo mùa vụ: Phơng pháp sử dụng bảng BB để phân tích thành phần dÃy số thời gian Cũng nh chọn hàm xu tuýen tính để phân tích, dÃy số thời gian sản lợng lóa theo mïa vơ thêi kú 1987-1998: y = a +b.t + C i t Trong đó, hai hàm số a,b thành phần biến động chu kỳ, mùa vụ C1 đợc xác định theo công thức đà nêu phần lý thuyết Từ nguồn số liệu đà có, xây dựng đợc bảng sau: : Bảng B.B vận dụng cho phân tích mùa vụ sản lợng lúa Việt Nam thời kỳ 1987-1998 Vụ(i) Năm(j) 1987(1) 1988(2) 1989(3) 1990(4) 1991(5) 1992(6) 1993(7) 1994(8) 1995(9) 1996(10) 1997(11) 1998(12) Đông xu©n(1) 5499,4 6974,1 7539,7 7845,8 6788,3 9153,1 9035,6 10503,9 10736,6 12209,5 13310,3 13559,5 113155,8 9429,7 HÌ thu(2) Mïa(3) 2529,4 3378,7 4063,2 4110,4 4717,5 4910,3 5633,2 5629,5 6500,8 6878,5 6637,8 7524,4 62513,7 5209,5 7073,8 6647,2 7393,8 7269,0 6116,1 7526,9 8167,8 7394,8 7726,3 7308,7 7575,8 8057,9 90528,0 7521,5 15102,6 17000,0 18996,7 19225,2 19621,9 21590,3 22886,6 23528,2 24963,7 26396,7 27523,9 29141,7 265927,5 7386,9 VËy: b= F j.y − n+1 G 2m H mnc −1h n a= T mn +1 −b = 4924,5 mn 12 ∑ j =1 b = mn ((122 −1) ) (∑j.y j − n j =1 a= j n +1 ∑ m j =1 12 ∑y i =1 ij 5043,2 5666,7 6332,2 6408,4 6540,6 7196,8 7612,2 7842,7 8321,2 8798,9 9174,6 9713,9 I=1331 J , K 12 ∑ ∑ y ij j = i =1 ) = 133,1 T mn + −b = 4924,5 mn 28 5034,2 11333,4 18996,6 25633,6 32703,0 43180,8 53285,4 62741,6 74890,8 87989,8 100920,6 116566,8 633275,8 Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 Tõ ®ã, chóng ta tính đợc thành phần biến động mùa vụ theo công thøc: F m+1I G2 J H K C = y i − y −b i − i C1=2175,9 C2= -2177,4 C3 = 1,5 Theo kết này, có phơng trình xu thế: y = 4924,5+1331.t + C i , t Nghĩa là, thời kỳ 1987-1998, sản lợng lúa trung bình mùa vụ 7386,9 nghìn Trong sản lợng lúa vụ đông xuân cao 2175,9 nghìn sản lợng lúa vụ hè thu cao 1,5 nghìn tấn, sản lợng lúa vụ mùa thấp 2177,4 nghìn so với sản lợng lúa trung bình chung Sau năm sản lợng lúa vụ tăng thêm 133,1x 3= 399,3 nghìn Tuy nhiên, số trung bình thời kỳ 1987-1998 Tốc độ phát triển bình quân mùa vụ khác gây nên sai số định đến kết phân tích Vì trờng hợp này, xây dựng hàm xu tơng ứng với biến động mùa vụ Giả xử hàm xu biểu diễn biến động sản lợng lúa mùa vụ lần lợt là: x = a + a1.t y = a ′ + a ′1.t z = a ′′ 0+ a ′′1.t t t t VÉn víi ngn sè liƯu trªn, ta cã: t= 1,2, ,12 Vận dụng hpơng pháp bình phơng nhỏ để ớc lợng tham số, có đợc kết sau: 29 Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 x = 4796,53+ 712,79.t y = 2495,96+ 417,46.t z = 7081,75 + 67,65.t t t t Víi hệ số tơng đơng lần lợt là: r1=0,9684 r2=0,9867 r3=0,5452 Chúng ta thấy sản lợmg lúa hai vụ đông xuân hè thu tăng ổn định với mối liên hệ tơng quan chặt chẽ Trung bình năm sản lợng vụ đông xuân tăng thêm 712,79 nghìn tấn, sản lợng vụ hè thu năm sau cao năm trớc 417,46 nghìn Đối với vụ mùa, mô hình có hệ số tơng quan không chặt, song thực tế, lợng tăng( giảm) tuyệt đối năm nhỏ(67,65 nghìn tấn) nên sai số chấp nhận đợc 3.Phân tích hồi quy- tơng quan: Chúng ta biết rằng, dÃy số thời gian định có mối liên hệ định Để phân tích mối liên hệ này, sử dụng phơng pháp phân tích hồi quy tơng quan dÃy số thời gian a.Phân tích tự hồi quy tự tơng quan: Với dÃy số liệu sản lợng lúa Việt Nam thời kỳ 1987-1998, dùng phơng trình tự hồi quy: y = a + a1 y t t +1 C¸c tham số a1,a0 đợc xác định phơng pháp bình phơng nhỏ Từ có: a1= 0,98437 a0= 1612,15 Vậy phơng trình tự hồi quy là: y =1612,45+ 0,98437 y t t +1 víi hƯ sè t¬ng quan r1= 0,98768 Nghĩa sản lợng lúa năm sau phụ thuộc 98,768% vào sản lúa năm trớc 30 Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 b Ph©n tích tơng quan hai dÃy số thời gian: Trong phần phân tích mối liên hệ tơng quan diịen tích gieo trồng suốt lúa đạt đợc Gọi Xt diện tích gieo trồng( nghìn ha) Yt suốt lúa(tạ/ ha) Quan sát hai d·y sè thêi kú 1987-1998, chóng ta thÊy c¸c møc độ tăng lên theo thời gian Vậy hàm xu thÕ vËn dơng ®Ĩ biĨu diƠn xu híng biÕn động hai tiêu hàm tuyến tính: X = a + a1.t Y = a ′ + a 1.t t t Các hàm số a0, a1,a0, a1 đợc xác định phơng pháp bình phơng nhỏ Từ xây dựng đợc hai hµm xu thÕ: X = 6448,5 + 76,9.t Y = 34,075+ 0,5236.t t t (t = -11,-9, ,9,11) Năm 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 31 Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 TB Để nghiên cứu nối liên hệ tơng quan suốt diện tích gieo trồng lúa, nghiên cứu mối liên hẹ tơng quan độ chênh lệch chúng nhằm loại bỏ phần naò tợng tự tơng quan đơn giản bớc tính toán Từ số liệu ban đầu xu trên, lập đợc bảng sau: Xt Yt Xt Yt dxt dyt dxt.d dxt yt 5589 27,0 5603 28,3 -14 -1,3 18,2 196 1,96 5726 29,7 5756 29,4 -30 0,3 -9 900 0,09 5896 32,3 5910 30,4 -14 1,9 -26, 196 3,61 6028 31,9 6064 31,5 -36 0,4 -14,4 1296 0,16 6303 31,1 6218 32,5 85 -1,4 -119 7225 1,96 6475 33,3 6372 33,6 103 -0,3 -30,9 10609 0,09 6559 34,8 6525 34,6 34 0,2 6,8 1156 0,04 6599 35,7 6679 35,6 -80 0,1 -8 6400 0,01 6766 36,9 6833 36,7 -67 0,2 -13,4 4489 0,04 7004 37,7 6987 37,7 17 0 289 7100 38,8 7141 38,8 -41 0 1681 7337 39,7 7294 39,8 43 -0,1 -4, 1849 0,01 77382 408,9 36289 7,7 200,6 6648,5 34,08 r= ∑ d X d Y t t = ∑ d ∑ d Y Xt t 200,6 =0,3795 362897,7 Vậy mối liên hệ tơng quan suốt diện tích gieo trồng lúa mối liên hệ tơng quan nghịch nhng không chặt chẽ Nghĩa , với sản lợng nh tăng diện tích so với xu hớng chung làm giảm suốt so với xu hớng chung ngợc lại Tuy nhiên hai tiêu ảnh hởng đến 37,95%, lại nhân tố khác gạo tăng thêm 0,2409 nghìn II Dự đoán sản lợng lúa Việt Nam đến năm 2002: Việc dự đoán sản lơựng kúa Việt Nam có ý nghĩa quan trọng Qua việc dự đoán, biết kết sản xuất đạt đợc thời gian tíi 32 Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 Từ định hớng sản xuất, đè mục tiêu, sách cho phù hợp khả thi; đồng thời hạn chế khó khăn, tổn thất xảy Dự đoán sản lựơng lúa bao gồm: dự đoán sản lợng lúa theo năm, dự đoán sản lợng lúa theo mùa vụ Dự đoán sản lợng lúa theo năm: Từ đặc điểm dÃy số liệu qua phân tích trên, phơng pháp dự đoán sản lợng lúa theo năm đợc vận dụng là: ngoại suy theo lợng tăng ( giảm) tuyệt đối bình quân, ngoại suy theo hàm xu tuyến tính ngoại suy theo phơng trình tự hồi qui a Ngoại suy theo tăng giảm tuyệt đối bình quân: y = y n +σ L n+ L ( L=1,2,3, ) Víi: yn=y1998 = 29142 (ngh×n tÊn) σ =809 (ngh×n tÊn) Ta có sản lợng lúa dự đoán đến năm 2002 là:( đơn vị: nghìn tấn) Các kết dự đoán dựa vào lợng tăng(giảm) tuyệt đối y y  y  y 1999 = 29142 +809 x1= 29951 2000 = 29142 +809 x = 30760 2001 = 29142 +809 x 3= 31569 2002 = 29142 +809 x = 32378 bình quân thời kỳ 1975-1998.Tuy nhiên, nửa thời kỳ đầu, tốc độ tăng chậm cha ổn định Trong nửa thời kỳ sau(1987-1998), 33 Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 tèc độ tăng nhanh Do vậy, kết dự đoán thấp kết thực tế Để khắc phục hạn chế này, vận dụng lợng tăng( giảm) tuyệt đối bình quân thời kỳ 1987-1998 để dự đoán = y1998 y1987 29142 15103 = =1276 11 11 Vậy kết dự đoán theo δ =1276 lµ:  y = 29142 +1276 x1= 30418 1999  y = 29142 +1276 x = 31694  y = 29142 +1276 x 3= 32970  y = 29142 +1276 x = 34246 2000 2001 2002 Theo kết đầu, sản lợng lúa Việt Nam đến năm 2002 đạt 32378 nghìn Còn theo kết sau, sản lợng lúa nớc ta lúc 34246 nghìn Kết có khả xác b Ngoại suy theo hàm xu thế: Nh đà phân tích trên, sản lợng lúa nớc ta từ năm 1987 đến tăng tơng đối ổn định tuân theo hàm xu tuyến tính: y =14374 +1198.t t 34 Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 Với giả thiết xu hớng biến động tiếp tục trì vài năm tới, có dợc kết dự đoán nh sau: y =14374 +1198x13= 29948 (ngh×n tÊn) 1999 y =14374 +1198x14 = 31146 (ngh×n tÊn) y =14374 +1198x15= 32344 (ngh×n tÊn) y =14374 +1198x16= 33542 (ngh×n tÊn) 2000 2001 2002 Theo phơng pháp này, sản lợng lúa Việt Nam năm 2002 33542 nghìn Với mối liên hệ tơng quan r = 0,9946, kết qủa dự đoán khả quan Trên kết dự đoán theo hµm xu thÕ tuyÕn tÝnh Tõ hµm xu thÕ này, dự đoán sản lợng lúa theo mô hình dự đoán khoảng: y t α S p < y n + L < y n + L + t α S p n+ L Với xác xuất tin cậy 95% bậc tự n-1=11, chóng ta cã t=1,796 Sp lµ sai sè dù đoán đợc tính riêng cho mức độ dự đoán theo c«ng thøc: S =Se p 3(n + L −1) 1+ + n n(n2 −1) Trong ®ã Se sai số mô hình: 35 Website: http://www.docs.vn Email : lienhe@docs.vn Tel : 0918.775.368 S= ∑ ( yt − y t) e n− p =454( ngh×n tÊn) VËy kết dự đoán khoảng là( đơn vị: nghìn tấn): Năm 1999: 3(12 + x11) S = 454 1+ + =533 12 12(12 −1) 29948−1,796x533< y 1999