MỤC LỤC
CHƯƠNG 1 MỘT SỐ VẤN ĐỀ VỀ DÃY SỐ THỜI GIAN 2
1.1 Khái niệm về dãy số thời gian. 2
1.1.1 Khái niệm: 2
1.1.2 Kết cấu: 2
1.1.3 Phân loại: 2
1.1.4 Tác dụng: 2
1.1.5 Điều kiện vận dụng. 2
1.2 Các chỉ tiêu phân tích dãy số thời gian. 2
1.2.1 Mức độ bình quân theo thời gian. 2
1.2.2 Lượng tăng (giảm) tuyệt đối: 2
1.2.3 Tốc độ pháp triển. 2
1.2.4 Tốc độ tăng (giảm): 2
1.2.5 Giá trị tuyệt đối của 1% tăng(giảm). 2
CHƯƠNG 2 MỘT SỐ PHƯƠNG PHÁP BIỂU HIỆN XU HƯỚNG BIẾN ĐỘNG VÀ THỐNG KÊ NGẮN HẠN 2
2.1 một số phương pháp biểu hiện xu hướng biến động của hiện tượng 2
2.1.1 Phương pháp mở rộng khoảng cách thời gian: 2
2.1.2 Phương pháp bình quân trượt : 2
2.1.3 Phương pháp hồi quy. 2
2.1.4 Phương pháp biểu hiện biến động thời vụ. 2
2.2 Một số phương pháp dự đoán thống kê ngắn hạn. 2
2.2.1 Một số phương pháp dự đoán thống kê ngắn hạn thường dùng: 2
CHƯƠNG 3 VẬN DỤNG DÃY SỐ THỜI GIAN PHÂN TÍCH VÀ DỰ ĐOÁN SẢN LƯỢNG LÚA VIỆT NAM ĐẾN NĂM 2007 2
3.1 Những thành tựu nông nghiệp sau những năm đổi mới 2
3.2 Tình hình biến động sản lượng lúa Việt Nam thời kỳ 1990-2003 2
3.2.1 Phân tích biến động qua thời gian của sản lượng lúa Việt Nam trong giai đoạn từ năm 1990 - 2003 2
3.2.2 Hồi quy theo thời gian: 2
3.2.3 Mô hình bậc 3: 2
3.2.4 Sản lượng lúa theo mùa vụ 2
3.3 Dự đoán sản lượng lúa Việt Nam đến năm 2007 2
3.3.1 Dự đoán sản lượng lúa theo năm: 2
3.3.2 Dự đoán sản lượng lúa theo mùa vụ là: 2
3.4 NHận xét và kiến nghị: 2
KẾT LUẬN 2
40 trang |
Chia sẻ: maiphuongdc | Lượt xem: 2514 | Lượt tải: 1
Bạn đang xem trước 20 trang tài liệu Đề án Vận dụng phương pháp phân tích dãy số thời gian để qua đó dự đoán những năm tiếp theo về sản lượng lúa Việt Nam trongthời kỳ 1990-2003, để xem tài liệu hoàn chỉnh bạn click vào nút DOWNLOAD ở trên
giac Pascal.
1
1 1
1 2 1
1 3 3 1
Tuỳ theo mức độ tham gia tính bình quân trượt, chúng ta chọn dòng hê số tương ứng .Chẳng hạn, số mức độ tham gia là 3, công thức là:
(28).
(29).
(30).
Phương pháp này cho chúng ta hiệu quả cao hơn phương pháp trên. Tuy nhiên cách tính phức tạp hơn nên ít được sử dụng.
Phương pháp hồi quy.
Hồi quy là phương pháp của toán học được vận dụng trong thống kê để biểu hiện xu hướng biến động cơ bản của hiện tượng theo thời gian. Những biến động này có nhiều giao động ngẫu nhiên và mức độ tăng (giảm) thất thường.
Hàm xu thế tổng quát có dạng:
Trong đó: : Hàm xu thế lí thuyết .
t: Thứ tự thời gian tương ứng với một mức độ trong dãy số.
: Các tham số của hàm xu thế, các tham số này thường được xác định bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất.
= min
Do sự biến động của hiện tượng là vô cùng đa dạng nên có hàm xu thế tương ứng sao cho sự mô tả là gần đúng nhất so với xu hướng biến động thực tế của hiện tượng.
Một số dạng hàm xu thế thường gặp là:
Hàm xu thế tuyến tính.
Hàm xu thế tuyến tính được sử dụng khi dãy số thời gian có các lượng tăng (giảm) liên hoàn tuyệt đối xấp xỉ nhau.Theo phương pháp bình phương nhỏ nhất, chúng ta biến đổi được hệ phương trình:
Từ đó, chúng ta tíng được .
Ngoài ra, tham số có thể tính trực tiếp theo công thức:
(31).
(32).
Hàm xu thế dạng Parabol bậc hai.
Hàm Parabol được sử dụng khi các sai phân bậc hai(tức là sai phân của sai phân bậc một) xấp xỉ nhau.
Dạng hàm:
(34).
với là các nghiệm của hệ phương trình:
(35)
Hàm mũ.
Phương trình hàm mũ có dạng:
Hai tham số và là nghiệm của hệ phương trình:
Hàm xu thế dạng được vận dụng khi dãy số thời gian có các tốc độ phát triển liên hoàn xấp xỉ nhau.
Hàm Hypecpol .
Phương trình hàm xu thế Hypecpol có dạng:
Hàm xu thế này được sử dụng khi dãy số thời gian có các mức độ ngày càng giảm chậm dần.
Các tham số được xác định theo hệ phương trình:
Trên đây là một số hàm xu hướng thường gặp.Sau khi xây dựng xong hàm xu thế ,chúng ta cần thiết phải đánh giá xem mức độ phù hợp của dạng hàm có chấp nhận được hay không, hay mối liên hệ tương quan có chặt chẽ hay không.
Đói với hàm xu thế dạng tuyến tính, người ta sử dụng hệ số tương quan r :
với
Khi r càng gần 1 thì mối liên hệ tương quan càng chặt chẽ.r mang dấu (-) khi y và t có mối liên hệ tương quan nghịch, còn r mang dấu (+) khi y và t có mối liên hệ tương quan thuận. Thông thường r > 0.9 thì chúng ta có thể chấp nhận được.
Ngoài ra, để đánh giá trình độ chặt chẽ của mối liên hệ tương quan giữa y và t trong các hàm xu thế phi tuyến người ta sử dụng tỉ số tương quan h.
Nếu h càng gần 1 thì mối liên hệ tương quan càng chặt chẽ.
Phương pháp biểu hiện biến động thời vụ.
Để xác định được tính chất và mức độ của biến động thời vụ, chúng ta phải sử dụng số liệu trong nhiều năm theo nhiều phương pháp khác nhau.Phương pháp thông dụng nhất là sử dụng chỉ số thời vụ.
Có 2 loại chỉ số thời vụ:
+Chỉ số thời vụ đối với dãy số thời gian có các mật độ tương đối ổn định.
+Chỉ số thời vụ đối với dãy số thời gian có xu hướng biến động rõ rệt.
1. Chỉ số thời vụ đối với dãy số thời gian có các mật độ tương đối ổn định nghĩa là trong cùng một kì, năm này qua năm khác khong có sự thay đổi rõ rệt,các mức độ xấp xỉ nhau, khi đó chỉ số thời vụ được tính theo công thức sau:
(i=1,n).
Trong đó: : Chỉ số thời vụ của kì thứ i trong năm.
: Số bình quân cộng của các mức độ cùng kì thứ i .
: Số bình quân cộng của tất cả các mức độ trong dãy số .
2.Chỉ số thời vụ đối với dãy số thời gian có xu hướng biến động rõ rệt.
Trong trường hợp này, chúng ta phả đIều chỉnh bằng phương trình hồi quy để tính các mức độ lí thuyết. Sau đó dùng các mức độ này để làm căn cứ so sánh:
(i=1,n).
Trong đó: yij : Mức độ thực tế của kì thứ i năm j.
: Mức độ lí thuyết của kì thứ i năm j.
MỘT SỐ PHƯƠNG PHÁP DỰ ĐOÁN THỐNG KÊ NGẮN HẠN.
Một số phương pháp dự đoán thống kê ngắn hạn thường dùng:
Ngoại suy bằng các mức độ bình quân.
Phương pháp này được sử dụng khi dãy số thời gian không dài và không phải xây với các dự đoán khoảng.Vì vậy, độ chính xác theo phương pháp này không cao. Tuy nhiên, phương pháp đơn giản và tính nhanh nên vẫn hay được dùng.
Có các loại ngoại suy theo các mức độ bình quân sau:
a .Ngoại suy bằng mức độ bình quân theo thời gian:
Phương pháp này được sử dụng khi các mức độ trong dãy số thời gian không có xu hướng biến động rõ rệt (biến động không đáng kể).
Mô hình dự đoán:
với:
(36).
Trong đó:
:Mức độ bình quân theo thời gian.
n:Số mức độ trong dãy số.
L:Tầm xa của dự đoán.
:Mức độ dự đoán ở thời gian (n+L).
b.Ngoại suy bằng lượng tăng (giảm) tuyệt đối bình quân.
Phương pháp này được áp dụng trong trường hợp dãy số thời gian có các lượng tăng (giảm) tuyệt đối liên hoàn xấp xỉ nhau. Nghĩa là, các mức độ trong dãy số tăng cấp số cộng theo thời gian.
Mô hình dự đoán:
với:
(37).
Trong đó: :Mức độ cuối cùng của dãy số thời gian.
(i=1,n):Lượng tăng (giảm) tuyệt đối liên hoàn.
c.Ngoại suy bằng tốc độ phát triển bình quân.
Đây là phương pháp được áp dụng khi dãy số thời gian có các tốc độ phát triển liên hoàn xấp xỉ nhau. Nghỉa là các mức độ tăng cấp số nhân theo thời gian.
Với là tốc độ phát triển bình quân, ta có mô hình dự đoán theo năm:
(38).
Nếu dự đoán cho những khoảng thời gian dưới môt năm (tháng, quý, mùa...) thì:
(j=n+L) (39).
Trong đó;
: Mức độ dự đoán kì thứ i.(i=1,m) của năm j.
Yi: Tổng các mức độ của các kì cùng tên i.
(i=1,m).
Yij:mức độ thực tế kì thứ i của năm j.
Ngoại suy bắng số bình quân trượt.
Gọi M là dãy số bình quân trượt.
M=Mi (i=k,n)
với k là khoảng san bằng .
Đối với phương pháp này, người ta có thể tiến hành dự đoán điểm hay dự đoán khoảng.
+Thứ nhất, đối với dự đoán điểm, mô hình dự đoán có dạng:
(40).
Mn: Số bình quân trượt thứ n.
:Mức độ dự đoán năm thứ n+L.
+Thứ hai, mô hình dự đoán khoảng có dạng:
(41).
Trong đó:
: Giá trị trong bảng T-Student với bậc tự do (k-1) và xác xuất tin cậy (1-a).
:Sai số bình quân trượt:
(42).
Ngoại suy hàm xu thế .
Ngoại suy hàm xu thế là phương pháp dự đoán thông dụng, được xây dựng trên cơ sở sự biến động của hiện tượng trong tương lai tiếp tục xu hướng biến động đã hình thành trong quá khứ và hiện tại Mô hình dự đoán điểm:
f(n+L) là giá trị hàm xu thế tại thời điểm (n+L).
Mô hình dự đoán khoảng:
Trong đó: Sp: Sai số dự đoán:
Se :Sai số mô hình:
p: số các tham số trong mô hình .
Các dạng hàm xu thế dùng để dự đoán là các hàm xu thế có chất lượng cao khi sai số mô hình nhỏ nhất và hệ số tương quan cao nhất (xấp xỉ 1).
Ngoại suy theo bảng Bays-balot.
Nhờ việc phân tích các thành phần của dãy số thời gian, chúng ta xây dựng được mô hình khá chuẩn.Từ mô hình này chúng ta có thể dự đoán các mức độ cho tương lai.
Tuy nhiên, thành phần ảnh hưởng của nhân tố ngẫu nhiênkhó xác định. Hơn nữa ,ảnh hưởng này thường không lớn nên việc loại bỏ nhân tố này, mô hình sẽ trở nen đơn giản hơn.
Kết quả dự đoán phản ánh khá chính xác cả quy luật biến độngchung lẫn biến động mùa vụ.Tuy nhiên ,mô hình dự đoán này có hạn chế là chỉ vận dụng dự đoán khi các mùa vụ có chung xu hướng biến động .Nghĩa là các mùa vụ phải cùng tăng (giảm) và cùng tốc độ phát triển.
Phương pháp san bằng mũ.
Hầu hết các mô hình dự đoán kể trên đều có chung một nhược điểm là đánh giá vai trò của các mức độ trong dãy số thời gian như nhau.
Để khắc phục nhược điểm này, người ta xây dựng mô hình dự đoán theo phương pháp san bằng mũ.Phương pháp dự đoán này dựa trên cơ sở các mức độ của dãy số thời gian phải được xem xét một cách không như nhau.Các mức độ càng mới (càng cuối dãy số) càng cần phải được chú ý nhiều hơn. Nhờ vậy, mô hình dự đoán có khả năng thích nghi với những sự biến động mới nhất của hiện tượng trong dãy số thời gian.
Gọi yt là mức độ thực tế tại thời điểm t.
:mức độ lí thuyết tại thời điểm t.
Ta có mức độ lí thuyết dự đoán tại thời đIểm tiếp theo(t+1) là:
Đặt:, ta có:
là các hệ số san bằng nằm trong khoảng [0,1].
Như vậy mức độ dự đoán là trung bình cộng gia quyền của các mức độ thực tế và mức độ dự đoán .
Sau một loạt các phép biến đổi, chúng ta xây dựng được một công thức tổng quát:
Trong đó: y0 :Mức độ được chọn làm điều kiện ban đầu.
Dự đoán bằng phương pháp san bằng mũ chịu ảnh hưởng mạnh nhất của mức độ mới nhất và giảm dần đối với các mức độ ở cáng đầu dãy số. Do có sự tự điều chỉnh khi không có thông tin mới nhất nên mức độ dự đoán luôn luôn sát thực tế
VẬN DỤNG DÃY SỐ THỜI GIAN PHÂN TÍCH VÀ DỰ ĐOÁN SẢN LƯỢNG LÚA VIỆT NAM ĐẾN NĂM 2007
NHỮNG THÀNH TỰU NÔNG NGHIỆP SAU NHỮNG NĂM ĐỔI MỚI
Nhờ những đổi mới chủ yếu trong đường lối, chủ trương chính sách của Đảng và nhà nước nền nông nghiệp nước ta sau những năm đổi mới là rất to lớn và toàn diện, song dễ nhận nhất là các mặt sau đây
Một là nông nghiệp đã đạt được tốc độ phát triển cao va liên tục, từ những năm 1990 đến nay
Hai là sản xuất lương thực đạt được những thành tựu to lớn, đã đưa Việt Nam từ chỗ là một nước thiếu lương thực thường xuyên thành nước xuất khẩu gạo lớn thứ 2 thế giới.
Ba là ,nông nghiệp phát triển toàn diện hơn, cơ cấu cuả sản xuất nông nghiệp chuyển dịch theo hướng ngày càng tiến bộ.
Bốn là , sản xuất nông nghiệp đã chuyển dịch mạnh sang sản xuất hàng hóa và hướng về xuất khẩu.
Năm là, sự phát triển của sản xuất nông nghiệp đã góp phần quan trọng vào việc thay đôi bộ mặt kinh tế -xã hội của nông thôn.
Trong quá trình đổi mới về kinh tế, nông nghiệp là lĩnh vực đạt được những thanh tựu hết sức to lớn, liên tục trong nhiều năm sản xuất nông nghiẹp đạt mức tăng trưởng trên 4,5% / năm, sản xuất lương thực ,chăn nuôi, và cây công nghiệp đều có những bước phát triển hết sức mạnh mẽ cùng với việc đáp ứng ngày càng tố hơn yêu càu của thị trường nội địa ,xuất khẩu lương thực cũng tăng nhanh cả về sản lượng và kim ngạch . Tỷ trọng hàng nông lâm xuất khẩu chiếm khoảng 30-35% khối lượng hàng nông sản thực phẩm , một số hàng nông sản của việt Nam đã khẳng định được vị thế tên thi trường thế giới như gạo, cà phê, hat điều, hạt tiêu...
Gạo là mặt hàng nông sản xuất khẩu được coi là có sức cạnh tranh cao,từ chỗ hàng năm phải nhập khẩu trên dưới 1 triệu tấn lương thực, Việt Nam đã vươn lên hàng thứ ba trên thế giới về xuất khẩu gạo.Tuy nhiên trên thi trường thế giới, gao Việt Nam lại yếu thế cạnh tranh về phảm chất theo yêu cầu của thị trường và giá cả.Gạo xuất khẩu Việt Nam chủ yếu là gạo tẻ thường, trong một vài năm gần đây đã bắt đầu chú ý sản xuất gạo phẩm chất cao và gạo đặc sản nhưng số lượng chưa nhiều.Về giá cả,giá gạo Việt Nam thường thấp hơn giá gạo xuất khẩu cùng loại của Thái Lan từ 10 đến 20 USD/ Tấn
TÌNH HÌNH BIẾN ĐỘNG SẢN LƯỢNG LÚA VIỆT NAM THỜI KỲ 1990-2003
Bảng 1
Năm
1990
1991
1992
1993
1994
1995
1996
1997
1997
1999
2000
2001
2002
2003
Sản lượng
(nghìn tấn)
19225
19662
21590
22837
23528
24964
26397
27524
27524
30432
32529
32108
34447
34519
Số liệu trong thời báo kinh tế năm 2003-2004
Phân tích biến động qua thời gian của sản lượng lúa Việt Nam trong giai đoạn từ năm 1990 - 2003
Giá trị xuất khẩu gạo qua các năm 1990 đến 2003 là dãy số thời kỳ nên mức độ trung bình
Mức trung bình qua thời gian:
===27064,57
Lượng tăng (giảm) tuyệt đối:
Lượng tăng (giảm) từng kỳ.
d2=y2-y1=19622-19225=437
d3=y3-y2=21590-19622=1928
....
d14=y14-y13=34519-34447=72
Lượng tăng (giảm) tuyệt đối định gốc.
D 2 = y2-y1= 19622-19225=437
D 3 = y3-y1=21590-19225=2365
......
D 14 = y14-y1=34519 -19225=15294
Lượng tăng (giảm) tuyệt đối trung bình
====1176,462
Tốc độ phát triển:
a. Tốc độ phát triển liên hoàn.
t2===1,0227 (lần) hay 102,27%
t3===1.0980 (lần) hay 109.80%
...
t14===1.002 (lần) hay 100.2%
b. Tốc độ phát triển định gốc.
T2===1,0227 (lần) hay 102,27%
T3===1,123 (lần) hay 112.3%
...
T14===1,796 (lần) hay 179,6%
Tốc độ tâng hoặc giảm:
a. Tốc độ tâng hoặc giảm liên hoàn.
a2=t2-1=1,0227-1= 0.0227(lần) hay 2.27%
a3=t3-1=1.0980-1=0.0980(lần) hay 9.8%
....
a14=t14-1=1.002-1=0.002(lần) hay 0.2%
b. Tốc độ tâng hoặc giảm liên hoàn định gốc.
A2=T2-1=1,0227-1=0.0227(lần) hay2.27%
A3=T3-1=1,123-1 =0.123 (lần) hay 12.3%
....
A14=T14-1=1,796 -1=0.796 (lần) hay79.6%
1.3.3.3Giá trị tuyệt đối của 1% tăng hoặc giảm.
g2==196.62
g3==215.9
...
g14==345.19
Qua việc tính toán trên cho kết quả ở bảng sau
Bảng 2
t
yi
(nghìn tấn)
(nghìn tấn)
(%)
Ti (%)
(%)
Ai (%)
gi
(nghìn tấn)
1
19225
2
19662
437
1,023
102,3
102,3
2,273
2,273
192,25
3
21590
1928
1,123
109,8
112,3
9,806
12,3
196,62
4
22837
1247
1,188
105,8
118,8
5,776
18,79
215,9
5
23528
691
1,224
103
122,4
3,026
22,38
228,37
6
24964
1436
1,299
106,1
129,9
6,103
29,85
235,28
7
26397
1433
1,373
105,7
137,3
5,74
37,31
249,64
8
27524
1127
1,432
104,3
143,2
4,269
43,17
263,97
9
29142
1618
1,516
105,9
151,6
5,879
51,58
275,24
10
30432
1290
1,583
104,4
158,3
4,427
58,29
291,42
11
32529
2097
1,692
106,9
169,2
6,891
69,2
304,32
12
32108
-421
1,67
98,71
167
-1,294
67,01
325,29
13
34447
2339
1,792
107,3
179,2
7,285
79,18
321,08
14
34519
72
1,796
100,2
179,6
0,209
79,55
344,47
105
4E+05
15294
18,71
1360
1871
60,39
570,9
3443,85
TB
27065
1176
1,439
104,7
143,9
4,645
43,91
264,9115
Qua quan sát trên ta thâý sản lượng lúa tăng mạng qua các năm. Năm 1990 sản lượng lúa nước ta chỉ đạt 19225 nghìn tấn, đến năm 2003 sản lượng lúa nước ta đã đạt tới 34519 nghìn tấn. Tốc độ phát triển bình quân cả kỳ là 104.65%, nhìn chung tốc độ tăng trong thời kỳ này tương đối đồng đều qua các năm, năm 1991tăng 437 nghìn tấn so với năm 1990, năm 1993 tăng 1928 nghìn tấn so với năm 1992 tốc độ tăng nhanh và đồng đều cho đến năm 2001 thì tốc độ tăng có giảm sut so với năm 2000 là 421 nghìn tấn, nhưng năm 2003 lấy lại tốc độ tăng trưởng là 2339 nghìn tấn và các năm tiếp theo sản lượng lúa nước ta tăng tương đối nhanhdo đó đã không những đủ dùng mà còn đư thừ đẻ xuất khẩn góp phần rất lớn vào công cuộc xây dựng đất nước, đảy lùi tình trạng thiếu lương thực góp phần nâng cao đời sống người dân
Hồi quy theo thời gian:
Mô hình hồi quy tuyến tính.
Hàm xu thế có dạng = bo +b1t
Bảng 3
năm (t)
sản lượng
(nghin tấn)
1
19225
19225
1
2
19662
39324
4
3
21590
64770
9
4
22837
91348
16
5
23528
117640
25
6
24964
149784
36
7
26397
184779
49
8
27524
220192
64
9
29142
262278
81
10
30432
304320
100
11
32529
357819
121
12
32108
385296
144
13
34447
447811
169
14
34519
483266
196
105
378904
3127852
1015
Qua tính toán trên ta xác định được b0 và b1 bởi hệ phương trình
Thay số vào ta được
Giải ra ta được
Vậy phương trình hồi quy có dạng
= 17633,53 + 1257,53 t
Mô hình hồi quy Parabol:
Hàm xu thế có dạng: =b0 + b1t + b2t
Ta có bảng
Bảng 4
năm (t)
Sản lượng
yi
yi
(nghin tấn)
1
19225
19225
1
19225
1
1
2
19662
39324
4
78648
8
16
3
21590
64770
9
194310
27
81
4
22837
91348
16
365392
64
256
5
23528
117640
25
588200
125
625
6
24964
149784
36
898704
216
1296
7
26397
184779
49
1293453
343
2401
8
27524
220192
64
1761536
512
4096
9
29142
262278
81
2360502
729
6561
10
30432
304320
100
3043200
1000
10000
11
32529
357819
121
3936009
1331
14641
12
32108
385296
144
4623552
1728
20736
13
34447
447811
169
5821543
2197
28561
14
34519
483266
196
6765724
2744
38416
105
378904
3127852
1015
31749998
11025
127687
Ta tìm b0, b1và b2 bởi hệ phương trình
Thay số vào hệ phương trình ta được
Giải ra ta có b0,b1và b2là: b0= 16528
b1= 1576,89
b2= - 18,9282
Vậy phương trình hồi quy là = 16528 + 1576,89 t – 18,9282t2
Mô hình bậc 3:
Hàm xu thế có dạng = b0 + b1t + b2t2 + b3t3
Ta có bảng tính toán
Bảng 5
năm (t)
sản lượng
ti yi
t2
t2yi
t3
t4
t3yi
t5
t6
(nghin tấn)
1
19225
19225
1
19225
1
1
19225
1
1
2
19662
39324
4
78648
8
16
157296
32
64
3
21590
64770
9
194310
27
81
582930
243
729
4
22837
91348
16
365392
64
256
1461568
1024
4096
5
23528
117640
25
588200
125
625
2941000
3125
15625
6
24964
149784
36
898704
216
1296
5392224
7776
46656
7
26397
184779
49
1293453
343
2401
9054171
16807
117649
8
27524
220192
64
1761536
512
4096
14092288
32768
262144
9
29142
262278
81
2360502
729
6561
21244518
59049
531441
10
30432
304320
100
3043200
1000
10000
30432000
100000
1000000
11
32529
357819
121
3936009
1331
14641
43296099
161051
1771561
12
32108
385296
144
4623552
1728
20736
55482624
248832
2985984
13
34447
447811
169
5821543
2197
28561
75680059
371293
4826809
14
34519
483266
196
6765724
2744
38416
94720136
537824
7529536
150
378904
3127852
1015
31749998
11025
127687
354556138,00
1539825
19092295
Giải hệ phương trình
Thay số vào ta được
Qua tính toán ta tìm được b0, b1, b2và b3là b0= -321307
b1= 52202
b2 = -2,4
b3 = - 46,3
Vậy phương trình hồi quy là = -321307 + 52202 t - 2,4t2 - 46,3 t3
Ta có được ba phương trình hồi quylà:
= 17633,53 + 1257,53 t
= 16528 + 1576,89 t - 18,9282t2
= -321307 + 52202 t - 2,4t2 - 46,3 t3
Thay các giá trị của tham số (t) vào ba phương trình hồi quy trên ta có các giá trị lần lượt là và được tính ở bảng sau:
Bảng 6
t
y
y1
(y-y1)2
(y-y2)2
(y-y3)2
y2
y3
1
19225,00
18891,06
111515,92
1297407,57
83162274614,00
18085,96
-269153,70
2
19662,00
20148,59
236769,83
3128,39
56142933025,00
19606,07
-217283,00
3
21590,00
21406,12
33811,85
251684,83
35179766431,00
21088,32
-165972,70
4
22837,00
22663,65
30050,22
92591,19
19137291574,00
22532,71
-115500,60
5
23528,00
23921,18
154590,51
169126,56
8041157256,00
23939,25
-66144,50
6
24964,00
25178,71
46100,38
118289,22
1861594574,00
25307,93
-18182,20
7
26397,00
26436,24
1539,78
58446,93
2929232,25
26638,76
28108,50
8
27524,00
27693,77
28821,85
166242,12
2018327506,00
27931,73
72449,80
9
29142,00
28951,30
36366,49
2010,80
7296901000,00
29186,84
114563,90
10
30432,00
30208,83
49804,85
778,41
15311835081,00
30404,10
154173,00
11
32529,00
31466,36
1129203,77
893966,47
25112835982,00
31583,50
190999,30
12
32108,00
32723,89
379320,49
380748,23
37116719649,00
32725,05
224765,00
13
34447,00
33981,42
216764,74
382247,90
48728487472,00
33828,74
255192,30
14
34519,00
35238,95
518328,00
141054,33
61248528243,00
34894,57
282003,40
2972988,70
3957722,95
400361581639,47
Qua bảng trên chúng ta tìm được SSE của ba phương trình là
SSE1 =2972988,695
SSE2 = 3957722,951
SSE3 = 400361581639,47
Áp dụng công thức ở phần lý thuyết ta tìm SE dựa vào sai số chuẩn của mô hình hàm xu thế
SE1 = = = 497,74
SE2 = = = 574,29
SE3 = = 587623,364
Ta thấy SE1 < SE2 < SE3
Vậy ta chọn mô hình có là tốt nhất và = 17633,53 + 1257,53 t:
Sản lượng lúa theo mùa vụ
Đê phân tích sâu hơn chúng ta cùng phân tích nghiên cứu đặc điểm biến động của từng mùa vụ trong năm, xem mùa vụ nào tạo ra sự tăng (giảm) của sản lượng lúa có ảnh hưởng đến chỉ tiêu này
Bảng cơ cấu sản lượng lúa Việt Nam chia theo mùa vụ từng thời kỳtừ năm 1990 đến năm 2003
Bảng 7
vụ
năm
Đông xuân
Hè thu
Mùa
1990
40,8
21,4
37,8
1991
34,6
24,0
41,1
1992
42,4
22,7
34,9
1993
39,6
24,7
35,7
1994
44,6
23,9
31,5
1995
43,0
26,0
31,0
1996
46,3
26,0
27,7
1997
48,4
24,1
25,5
1998
46,5
25,8
27,7
1999
45,9
25,6
27,7
2000
49,7
26,5
25,6
2001
48,2
25,9
25,9
2002
48,5
26,7
24,8
2003
48,7
27,2
24,1
Sự biến động của sản lượng lúa tường mùa vụ thời kỳ năm 1990 đến năm 2003được biểu diễn qua đồ thị sau.
Qua đồ thị trên chúng ta có nhận xét chung là tỷ trọng sản lượng vụ Đông xuân và vụ Hè thu tăng mạnh và ngày càng chiếm nhiều ưu thế, đặc biệt là vụ Đông xuân. Năm 1990 sản lượng vụ Đông xuân chỉ chiếm tỷ trọng là 40,8% sau đó tỷ trọng đó tăng dần và đến năm 2003 thì tỷ trọng này tăng lên tới 48,7% điều này cho thấy hiện nay vụ Đông xuân đã thực sự có ý nghĩa khi tạo ra một sản phẩm bằng 1/2 tổng sản lượng của cả ba mùa vụ trong năm . Đối với vụ Hè thu thì nhìn chung tỷ trong có thay đổi nhưng không đáng kể và nhìn chung năm này tăng lên thì năm sau giảm sẽ đi so với năm truwocs đó. Riêng vụ mùa thì sản lượng có giảm tỷ trọng đáng kể với tỷ trọng 37,8% năm 1990 nhưng đến năm 2003 thì tỷ trọng này chỉ còn 24,1% nghĩa là giảm đi gần một nửa so với năm 1990. Sở dĩ tỷ trọng Vụ mùa giảm đi là vì diện tích ngày càng bị thu hẹp lại, một phần chuyenr sang gieo trồng vụ Đông xuân và Hè thu, hai vụ này cho năng suất cao hơn, một phần chuyển sang gieo trồng các loại hoa màu khác có hiệu quả hơn phần diện tích gieo trồng còn lại vấn cho năng xuất ngày càng cao và đẩy sản lượng vụ mùa lên mặc dù còn thấp và không ổn định. Chúng ta có thê thấy ró sự tăng giảm sản lượng này qua tính tóan ở Bảng sau đây. Các con số ở bảng này cho chung ta thấy tốc độ tăng của vụ mùa còn thấp trung bình mỗi năm sản lượng vụ mùa tăng 110,6 nghìn tấn hay 1,2% . Sự gia tăng này biến động rất thất thường, cứ một đến hai năm tăng lại có một năm giảm sản lượng so với năm trước đó. Nguyên nhân của sự biến động thất thường này do ẳnh hưởng của thiên tai và sâu bệnh, chẳng hạn vụ trong năm 2001 thì nước ta bị thiên tai liên miên do đó làm cho sản lượng của cả ba vụ mùa trong năm đó giảm xuống nghiêm trọng, nhưng nhìn chung trong cả thời kỳ thì sản lượng vụ Đông xuân tăng moi năm 623,5 nghìn tấn tương ứng với tốc độ tăng bình quân năm là 7,4%, còn sản lượng vụ Hè thu tăng bình quân 406,1 nghìn tấn/năm, tương ứng với tốc độ tăng là 6,8%
Tình hình biến động sản lượng tường mùa vụ ở Việt Nam thời kỳ 1900 – 2003
Bảng 8
số liệu lấy ở thời báo kinh kế năm 2003-2004
năm
sản lượng (nghìn tấn)
Lượng tăng giảm tuyệt đối liên hoàn(nghìn tấn)
Tốc độ phát triển
liên hoàn(%)
Đông xuân
Hè thu
Mùa
Đông xuân
Hè thu
Mùa
Đông xuân
Hè thu
Mùa
1990
7854,8
4110,4
7629
1991
7688,3
4717,5
8116,1
-166,5
607,1
487,1
97,880277
114,77
106,38
1992
9153,1
4910,3
7526,9
1464,8
192,8
-589,2
119,05233
104,09
92,74
1993
9053,6
5633,2
8176,8
-99,5
722,9
649,9
98,912937
114,72
108,63
1994
10503,9
5629,5
7394,8
1450,3
-3,7
-782
116,01904
99,934
90,436
1995
10736,6
6500,8
7726,3
232,7
871,3
331,5
102,21537
115,48
104,48
1996
12209,5
6778,5
7308,7
1472,9
277,7
-417,6
113,7185
104,27
94,595
1997
13310,3
6637,8
7575,8
1100,8
-140,7
267,1
109,01593
97,924
103,65
1998
13559,5
7524,4
8057,8
249,2
886,6
482
101,87223
113,36
106,36
1999
13926,3
7727,4
8296,7
366,8
203
238,9
102,70511
102,7
102,96
2000
15571,2
8625
8333,3
1644,9
897,6
36,6
111,81146
111,62
100,44
2001
15474,4
8328,4
8305,6
-96,8
-296,6
-27,7
99,378339
96,561
99,668
2002
16719,6
9188,7
8538,9
1245,2
860,3
233,3
108,04684
110,33
102,81
2003
16822,9
9390
8305,5
103,3
201,3
-233,4
100,61784
102,19
97,267
172584
95702
111292
8968,1
5279,6
676,5
1381,2462
1387,9
1310,4
Qua bảng trên ta vận dụng cho phân tích mùa vụ cho sản lượng lúa Việt Nam thời kỳ 1992-2003 phương pháp để phân tích là sử dụng bảng B.B để phân tích các thành phần của dãy số thời gian. Cũng như chúng ta chọn hàm xu thế tuyến tính đẻ phân tích dãy số thời gian là sản lượng lúa theo mùa vụ thời kỳ 1992-2003
Hàm xu thế = b0 + b1 +St
Trong đó hai tham số b0 và b1là thành phần biến động chu kỳ, mùa vụ St được xác định ở phần lý thuyết. Từ nguồn số liệu đã có chúng ta xây dựng bảng B,B
Bảng 9
vụ(i) Năm
Đông xuân
Hè thu
Mùa
Ti
i Ti
1992
9153,1
4910
7527
21590,3
21590,3
1993
9053,6
5633
8177
22863,6
45727,2
1994
10503,9
5630
7395
23528,2
70584,6
1995
10736,6
6501
7726
24963,7
99854,8
1996
12209,5
6779
7309
26296,7
131483,5
1997
13310,3
6638
7576
27523,9
165143,4
1998
13559,5
7524
8058
29141,7
203991,9
1999
13926,3
7727
8297
29950,4
239603,2
2000
15571,2
8625
8333
32529,5
292765,5
2001
15474,4
8328
8306
32108,4
321084
2002
16719,6
9189
8539
34447,2
378919,2
2003
16822,9
9390
8306
34518,4
414220,8
157041
86874
95547
339462
2384968,4
trung bình quý
13087
7240
7962
= ==9429,5
Ta tìm b0 và b1 áp dụng công thức ở phần lý thuyết:
b1=
Thay số vào ta được
b1 = = 138,67
b0 = - b1= - 138,67=6864,1
Sj = - -b1
Thay số vào ta được
S1 = 157041 - 9429,5 – 138,67 = 117750,17
S2 = 86874 – 9429,5 – 138,67= 77444,5
S3 = 95547- 9429,5 – 138,67= 85978,83
Vậy hàm xu thế: Yt = 6864,1 + 138,67 t +St
Nghĩa là trong thời kỳ 1992-2003 sản lượng lúa trung bình mỗi mùa vụ là 9429,5 nghìn tấn. Trong đó sản lượng lúa vụ Đông xuân cao hơn là 117750,17 nghìn tấn, sản lượng vụ Hè thu thấp hơn 85978,83 nghìn tấn , còn sản lượng vụ mùa thấp hơn 77444,5 nghìn tấn so với sản lượng lúa trung bình chung sau mỗi năm sản lượng lúa từng vụ tăng thêm là 138,67 . 3 = 416,01 nghìn tấn. Tuy đây chỉ là con số thời kỳ 1992 đến 2003 và tốc
Các file đính kèm theo tài liệu này:
- Vận dụng phương pháp phân tích dãy số thời gian để qua đó dự đoán những năm tiếp theo về sản lượng lúa việt nam trong thời kỳ 1990-2003.docx