Luận văn tốt nghiệp: Phân tích sự biến động của kim ngạch trong sản xuất dệt may phần 4 ppt

thời vụ.Sau đây em sẽ sử dụng phương pháp hồi qui theo để xác định xu hướng phát triển cơ bản của kim ngạch xuất khẩu dệt may qua các năm từ 1996đên 2003.Mô hinh hồi qui theo thời gian t

Bảng 1

10 420 100 4200 1000 10000 42000 2.6232 26.232

11 368 121 4048 1331 14641 44528 2.5658 28.224

12 330 144 3960 1728 20736 47520 2.5185 30.222

13 398 169 5174 2197 28561 67262 2.5999 33.799

14 472 196 6608 2744 38416 92512 2.6739 37.4346

15 389.2 225 5838 3375 50625 87570 2.5901 38.85

17 495 289 8415 4913 83521 143055 2.6946 45.808

18 408 324 7344 5832 104976 132192 2.6106 46.99

19 478.9 361 9042.1 6859 130321 171799.9 2.6775 50.8725

20 513 400 10260 8000 160000 205200 2.7101 54.202

21 457 441 9597 9261 194481 201537 2.6599 55.8579

22 559 484 12298 10648 234256.0 270556 2.7774 61.103

23 502 529 11546 12167 279841 265558 2.7007 62.1

24 457.4 576 10977.6 13824 331776 263462.4 2.6603 63.8472

25 432 625 10800 15625 390625 270000 2.6355 65.8875

26 592 676 15392 17576 456976 400192 2.7723 72.0798

27 937 729 25299 19683 531441 683073 2.9717 80.2359

28 971 784 27188 21952 614656 761264 2.9872 83.6416

29 850 841 24650 24389 707281 714850 2.929 84.953

30 1028 900 30 27000 810000 925200 3.012 90.36

31 1008 961 30840 29791 923521 968688 3.00346 93.107

32 744 1024 23808 32768 1048576 761856 2.8716 91.89

528 16098.5 11440 322282.7 278784 7246096 7604066.3 84.76792 1455.43

Bảng 2

1.2 Hồi qui theo thời gian

Sự biến động của hiện tượng theo thời gian chịu sự tác động của nhiều yếu tố có tác động vào hiện tượng và xác lập xu thế hướng phát triển cơ bản có nhiều cách để xác định xu hướng phát triển của hiện tượng như:mở rộng khoảng cách thời gian,dãy số trung bình trượt ,hồi qui theo thời gian chỉ số

thời vụ.Sau đây em sẽ sử dụng phương pháp hồi qui theo để xác định xu hướng phát triển cơ bản của kim ngạch xuất khẩu dệt may qua các năm từ 1996đên 2003.Mô hinh hồi qui theo thời gian tốt nhất là mô hình có Semim

1.2.1 Mô hình tuyến tính

yb0 b1t

Ta có:















1

1 11440 528

7 , 322282

528 32

5 , 16098

b b

b b

o o

Giải hệ phương trình trên ta được:











7686

,

20

396

,

160

1

0

b

b

Do đó: yt 160,39620,7686t

Thay vào mô hình ta tim được: SSE= ( )2 477021,03

32

1









t

t

t y

SE1=

2

32 

SSE

1.2.2 Mô hình parabol:

2 2 1

0 b t b t

b

y t   



Tacó:





























2 1

0

2 1

2 1

7246096 278784

11440 3

, 7604066

278784 11440

528 7 , 322282

11440 528

32 5 , 16098

b b

b

b b

b

b b

b o o

GiảI hệ phương trình ta có:



















11 , 0

44 , 24

6 , 139

3 1 0

b b b



SSE= 133,18

3

32 

SSE

1.2.3.M« h×nh hµm mò

t

o

t b b

y   1

Ta cã:















1 0

1 0 lg 11440 lg

528 43 , 1455

528 lg

32 7692 , 84

b b

b b

Gi¶i hÖ ta ®­îc:









 049 , 1

3 , 202 1

0

b b

t

y 202 ,3 1,049

Thay t ta ®­îc:

SSE=382470,1

91 , 112 2

32



 SSE

SE

Nh­ vËy ta thÊy trong ba m« h×nh håi quy trªn th× m« h×nh hµm mò lµ m« h×nh cã Semin V× vËy ta chän m« h×nh hµm mò;(C¸c gi¸ trÞ SSE ®­îc tÝnh ë b¶ng 4)

Bảng4

215 181.16 1144.83 163.93 2608.15 212.2 7.84

280 201.9 6094.42 188.04 8456.64 222.6 3294.76

350 243.47 11348.55 8235.6 13087.36 244.96 11033.4

347 264.24 6849.2 259.05 7735.2 256.96 8708.2

430 285 21022.8 282.28 21821.2 269.56 25740.99

405 305.77 9845.36 308.29 9942.08 288.76 14942.6

321 326.54 30.745 328.08 50.1264 296.6 594.4

330 409.62 6339.2 417.04 7575.96 359.2 850.97

398 430.39 1049 438.73 1658.93 376.77 450.68

472 451.15 434.45 460.2 139.24 395.23 5893.24

487 492.7 32.42 502.48 239.63 434.91 2712.92

495 513.46 340.85 523.29 800.32 466.23 1503.5

408 534.23 15934.2 543.88 18463.37 478.58 4981.55 475.9 554.999 6256.65 564.25 7805.72 502.03 682.8

513 575.77 3930.8 584.4 5097.96 526.63 185.78

457 596.53 19470.46 604.33 21706.13 552.43 9107.83

502 638.07 15516.08 643.53 20030.74 607.9 11214.8 457.4 658.84 40579 662.8 42169.16 637.69 32503.4

432 679.6 61311.2 681.85 42425 668.93 56137.6

592 700.38 11746.1 700.68 11811.34 701.7 12036.6

937 721.15 46592 719.29 47397.6 736.095 40362.7

971 741.9 52479.1 737.68 54438.2 772.16 39535.75

1028 783.45 59802.7 773.8 64617.64 849.7 31794.4

1008 804.22 41525.2 701.53 46859.3 891.32 13613

1.3 Phương pháp biến động thời vụ

503,08

4 32

4

1 8

1 4

1



 



i

j i

y y

ta có chỉ số thời vụ:

057 , 88 100 08 , 503

443

I

Từ tài liệu trên ta tính đượcmức xuất khẩu trung bình hàng quý y i

(i=1,2,3,4) như bảng:

Mức xuất khẩu dệt may(triệu đồng) y i

100



o

i y y

1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003

215 347 350 398 495 457 432 850 443 88,057

280 430 402 472 408 559 592 1028 521,375 103,64

305 405 368 389,2 475,9 502 937 1008 548,763 109,08

350 321 330 487 513 457,4 971 744 602,55 119,77

1150 1503 1450 1746,2 1891,9 1975,4 2752 3630 503,08

Từ các chỉ số thời vụ cho thấy kim ngạch xuất khẩu của dệt may tăng dần từ quý I đến quý IV thời kỳ 1996-2003.Rỏ hơn là tăng nhanh từ quý I đén quý II (~15,5%).Từ quý II đến quý III sự tăng giam lạicòn(5,44).Sau đó lại tăng nhanh trở lại(10,7%)

II Phân tích các thành phần của dảy số thời gian

Gồm ba thành phần là: xu thế ft ; thời vụ St;ngẩu nhiên Zt

2.1 Dạng cộng(bảng BB)

t t

y   +Z t b

y t



0 + b1t + cj trong đó:

4 2

1 8 4

7 , 86376 )

1 8 ( 8

4

12 2















b

2

1 8 4 734 , 20 8 4

5 , 16098





b

2

1 4 1 734 , 20 08 , 503 443

1       

c

Quý I QuýII QuýIII QuýIV Ti

i T

i 

j

y 443 521,375 548,763 307,3 y 503,08

Cj -28,979 28,662 35,316 -232,881

























881 , 232

316 , 35

662 , 28

979 , 28 734

, 20 396

,

y



2 2 Dạng nhân:

t t

t S Z f

y  

 tính f f t 160,39620,734t.Sau đó tính tỷ số Yt/ft và lập bảngtrung bình xén vàtính hiệu sồ điều chỉnh

9558 , 0 999125 ,

0 08275 , 1 11375 , 1 98916 , 0

4











H



i

S trung bình xén x H

S1 0,989160,95580,9454

0645 , 1 , 0 9558 , 0 11375

,

1

S

0349 , 1 9558 , 0 08275

,

1

S

95496 , 0 9558 , 0 999125

,

0

S

t t

t t

S f

y Z



 Kết quả của Zt được thể hiện ở bảng 5

bảng 5

III Dự báo kin ngạch xuất khẩu dệt may VN năm 2004

3.1.Dự báo dựa vào lượng tăng (giảm ) tuyệt đối trung bình

Như ở chương I ta có mô hình dự báo sau:

TH1: ynh  y n h

(h=1,2 là tầm dự báo)  lượng tăng giảm uyệt đối trung bình và  17,0645(TrUSD)

yn=744(triệu USD) (n=32)

Dự báo

quý I(h=1): y321  y33 74417,06451761,0645

(triệu USD) quý II(h=2):y322  y34 74417,06452778,129

(triệu USD) quý III(h=3): y323  y35 74417,06453795,1935

(triệu USD) quý IV(h=4):y324  y36 74417,06454812,258

(triệu USD) 3.2.Đự báo dựa vào tốc độ phát triển trung bình:

Mô hình dự báo:

n h

y  



T:tốc độ phát triển được tính ở phần 1 và t 1,04085(lần)

Hay t 104,085%

yn=744(triệu USD) (n=32)

quý I(h=1):y321  y33 7441,040851 744,3924

(triệu USD) quý II(h=2): 744 1,040852 806,026

34 2

y 

(triệu USD) quý III(h=3): 744 1,040853 838,952

35 3

y 

(triệu USD) quý IV(h=4): 744 1,040854 873,224

36 4

y 

(triệu USD) SSE của hai mô hình dự báo dựa vàotốc độ phát triển trung bình và lượngtăng giảm tuyệt đối trung bình được tính ở bảng 6

BảNG 6

19 475.9 -13 442.0 1149.21 522.161 2140.08

24 457.4 -8 539.96 6816.15 607.484 22525.0

29 850 -3 659.64 36236.93 692.806 24709.95

30 1028 -2 686.6 116553.96 709.87 101206.4

31 1008 -1 714.63 86065.95 726.935 78997.53

SSE1=163952,23

926 , 73 30

23 , 163952 2

32

1



 SSE

SE

Mô hình 1 là môhình dự báo dựa vào tốc độ phát triển trung bình

SSE2=49407,37

33 , 128 30

37 , 49407 2

32

2



 SSE

SE

Mô hình 2 là mô hình dự báo dựa vào lượng tăng (giảm) tuyệt đối TB