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

ngắn hạn A một số phương pháp biểu hiện xu hướng biến động của hiện tượng I.Phương pháp mở rộng khoảng cách thời gian: Mở rộng khoảng cách thời gian là ghép một số khoảng thời gian gần nhau lại thành một khoảng thời gian dài hơnvới mức độ lớn hơn.Trước khi ghép ,các mưc độ trong dãy số chưa phản ánh được mức biến động cơ bản của hiện tượng hoặc biẻu hiện chưa rõ rệt.Sau khi ghép ,ảnh hưởng của các nhân tố ngẫu nhiên triệt tiêu lẫn nhau do ảnh hưởng của các chiều hướng trái ngược nhau và các mức độ mới bộc lộ rõ xu hướngbiến động cơ bản của hiện tượng. Tuy nhiên ,phương pháp mở rộng khoảng cách thời gian còn có một số nhược điểm nhất định . +Thứ nhất ,phương pháp này chỉ áp dụng đối với dãy số thời kì vì nếu áp dụng cho dãy số thời điểm,các mức độ mới trở lên vônghĩa. +Thứ hai,chỉ nên áp dụng cho dãy số tương đối dàivà chưa bộc lộ rõ xu hường biến động của hiện tượng vì sau khi mở rộng khoảng cách thời gian ,số lượng các mức độ trong dãy số giảm đI nhiều . II.Phương pháp bình quân trượt : Số bình quân trượt (còn gọi là số bình quân di động) là số bình quân cộng của một nhóm nhất định các mức độ của dãy số được tính bằng cách lần lượt loại dần các mức độ đầu và thêm danf các mức độ tiếp theo sao cho tổng số lượng các mức độ tham gia tính số lần bình quân không đổi. Có hai phương pháp số bình quân trượt cơ bản. 1.Số bình quân trươt. đơn giản. Phương pháp này coi vai trò của các mức độ tham gia tính số bình quân trượt lànhư nhau.Thông thường ,sốmức độ tham gia trượt là lẻ (VD:3,5,7,,2n+1) để giá trị bình quân nằm giữ khoảng trượt. Công thức tổng quát: (24). Trong đó : yt :Số bình quân trượt tại thời gian t. yi :Mức độ tại thời gian i. m:Số mức độ tham gia trượt. t:Thời gian có mức độ tính bình quân trượt. Giả sử có dãy số thời gian: y1 , y2 ,..., yn-1 , yn (gồm m mức độ). Néu tính bình quân trượt cho nhóm ba mức độ ,chúng ta triển khai công thức như sau: (25) (26). ............................... (27). 2.Số bình quân trượt gia quyền. Cơ sở của phương pháp là gắn hệ số vai trò cho các mức độ tham gia tính bình quân trượt. Các mức độ này càng gần mức độ tính thì hệ số càng caovà càng xa thì hệ số càng nhỏ.Các hệ số vai trò được lấy từ các hệ số của tam giac Pa.scal. 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. III.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: 1.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). 2.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 phương trình: (35) 3.Hàm mũ. Phương trình hàm mũ có dạng: Hai tham số và là nghiệm của 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. 4.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 hệphương 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 quanh. Nếu h càng gần 1 thì mối liên hệ tương quan càng chặt chẽ. IV.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 . B.Một số phương pháp dự đoán thống kê ngắn hạn. I.Một số phương pháp dự đoán thống kê ngắn hạn thường dùng: 1.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. 2.Ngoại suy bắngố 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-). :Sai số bình quân trượt: (42). 3.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). 4.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. 5.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 nhợc 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 diều chỉnh khi không có thông tin mới nhất nên mức độ dự đoán luôn luôn sát th CHƯƠNG III vận dụng dãy số thời gian phân tích và dự đoán sản lượng lúa việt nam đến năm 2002 I.Phân tích sản lượng lúa việt nam thời kì (1975 -1998). 1.Phân tích đặc điểm biến động: a. Sản lượng lúa theo năm: Sự biến động của các mức độ trong dãy số thời gian là đặc điểm cơ bản nhất mà chúng ta cần nghiên cứu. Sau đây là một vài phân tích đặc điểm biến động của từng chỉ tiêu. Bảng I.1:Tình hình biến động sản lượng lúa Việt Nam thời kỳ 1975- 1998. . Chỉ tiêu Năm Sản lượng (nghìn tấn) Lượng tăng giảm tuyệt đối liên đoàn( nghìn tấn) Tốc độ phát triển liên đoàn(%) 1975 10539 1976 11827 1288 112,2 1977 10597 -1230 98,6 1978 9790 -807 92,4 1979 11363 1573 116,1 1980 11647 284 102,5 1981 12415 768 106,6 1982 14390 1975 115,9 1983 14743 353 102,5 1984 15506 763 105,2 1985 15815 309 102,0 1986 16003 188 101,2 1987 15103 -900 94,4 1988 17000 1891 112,6 1989 18996 1996 111,7 1990 19225 229 101,2 1991 19622 397 102,1 1992 21590 1967 110,0 1993 22837 1247 105,8 1994 23528 691 103,0 1995 24964 1436 106,1 1996 26397 1433 105,7 1997 27524 1127 104,3 1998 29142 1618 105,9 Trung bình 17526 809 104,5 Qua quan sát trên, chúng ta thấy sản lượng lúa tăng mạnh qua các năm đặc biêt là từ năm 1987 .Năm 1975, sản lượng lúa nước ta chỉ đạt 10.539 nghìn tấn, năm 1987 tăng lên 15.103 nghìn tấn và đến năm 1998 đã là 29142 nghìn tấn. Tốc độ phát triển bình quân cả thời kỳ là 104,5%, tương đương mỗi năm tăng lên 809 nghìn tấn thóc. Trong thời kỳ đầu (1975-1987), tốc độ tăng còn thấp và chưa ổn định. Nguyên nhân là do trong những năm này cơ chế quản lý nông nghiệp ở nước ta chưa khuyến khích được bà con nông dân yên tâm phát triển sản xuất, hơn thế nữa, mùa màng thường xuyên bị thiên tai, sâu bệnh. Do vậy, sản lượng các năm 1977, 1978, 1987 giảm mạnh so với các năm trước đó. Các năm còn lại tuy có tăng nhưng không đều. Trong nửa thời kỳ sau (1987-1998), cơ chế quản lý thay đổi,bà con nông dân bắt đầu thực hiện theo cơ chế khoán 10. Kết quả là sản lượng lúa nước ta từ đây bắt đầu tăng mạnh. Hầu hết các năm, snả lượng năm sau tăng nhanh hơn năm trước hơn 1 triệu tấn. Riêng 3 năm 1990,1991,1994 tăng ít hơn do bị thiên tai và sâu bệnh. Bắt đầu từ năm 1989, nước ta không những sản xuất đủ tiêu dùng trong nước mà còn dư thừa gạo để xuất khẩu. Năm 1987, sản lượng lúa ở nước ta là 15103 nghìn tấn nhưng đến năm 1998 đã là 29142 nghìn tấn, tăng thêm 14039 nghìn tấn với tốc độ trung bình quân hàng năm là 6,2%, đạt mức cao nhất thế giới từ trước đến nay. Không chỉ tăng mạnh, trong thời gian này, tốc độ tăng rất ổn định. Trung bình mỗi năm sản lượng lúa nước ta tăng thêm 1170 nghìn tấn. b.Sản lựơng lúa theo mùa vụ: Để phân tích sâu hơn, chúng ta cùng 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 tới chỉ tiêu này. Bảng I.2:Cơ cấu sản lượng lúa Việt Nam chia theo mùa vụ thời kỳ 1975- 1998. Vụ Năm Đông xuân Hè thu Mùa 1975 26,5 11,4 62,1 1976 31,5 13,0 55,5 1977 30,9 12,6 56,5 1978 36,3 11,2 52,4 1979 34,3 11,4 54,3 1980 33,3 13,6 53,1 1981 33,6 12,0 54,4 1982 31,5 13,6 54,9 1983 34,8 14,9 50,3 1984 35,9 16,9 47,2 1985 38,8 18,0 43,2 1986 38,2 18,8 43,0 1987 36,5 16,7 46,8 1988 41,0 19,9 39,1 1989 39,7 21,4 38,9 1990 40,8 21,4 37,8 1991 34,6 24,0 41,4 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 27,5 1998 46,5 25,8 27,7 Qua bảngI.2, chúng ta có một nhận xét chung là tỷ trọng sản lượng vụ đông xuân và hè thu tăng mạnh và ngày càng chiếm ưu thế, đặc biệt là vụ đông xuân. Năm 1975, sản lượng vụ đông xuân chỉ chiếm tỷ trọng 26,5%, sua đó tỷ trọng này tăng dần và đến năm 1998 đã là 46,5%. Điều này cho thấy, hiện nay vụ đông xuân đã thực sự có ý nghĩakhi tạo ra một khối lượng sản phẩm gần bằng1/2 tổng sản lượng của cả 3 mùa vụ trong năm.Đối với vụ hè thu, sản lựơng năm 1975 chỉ chiếm 11,4%, nay đã lên đến 25,8%, tăng gấp hơn 2 lần. Tuy nhiên sản lượng lúa vụ hè thu vẫn chỉ ở mức khiêm tốn. Riêng vụ mùa, sản lượng có sự giảm tỷ trọng đáng kể. Với tỷ trọng 62,1% năm 1975, hiện nay giảm chỉ còn 27,7%, nghĩa là chưa bằng một nửa trước kia. Nhìn vào những con số này, chúng ta tưởng trừng vụ mùa sản xuất ngày càng có hiệu quả. Thực tế hoàn toàn như vậy. Sở dĩ tỷ trọng sản lượng vụ mùa. Bảng I.3: Tình hình biến động sản lượng từng mùa vụ ở Việt Nam thời kỳ 1975-1998. 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 1975 2797,4 1197,4 6544,2 - - - - - - 1976 3730,3 1531,2 6565,7 932,9 333,8 21,5 133,3 127,9 100,3 1977 3278,3 13386,2 5982,6 -452,0 -195 -583,1 87,9 87,3 91,1 1978 3558,7 1100,1 5131,1 280,4 -236,1 -851,5 108,6 82,3 85,8 1979 3898,9 1294,4 6169,6 340,2 194,3 1038,5 109,6 117,7 120,2 1980 3874,0 1593,8 6179,6 -24,9 299,4 10,0 99,4 123,1 100,2 1981 4172,7 1489,3 6753,2 298,7 -104,5 573,6 107,7 93,4 109,3 1982 4526,5 1958,7 7905,0 353,8 469,4 1151,8 108,5 131,5 117,1 1983 5134,2 2193,9 7415,2 607,7 235,2 -489,8 113,4 112,0 93,8 1984 5560,5 2631,7 7313,4 426,3 437,8 -101,8 108,3 120,0 98,6 1985 6131,3 2855,3 6828,2 570,8 223,6 -485,2 110,3 108,5 93,4 1986 6118,2 3008,6 6876,1 -13,1 153,3 47,9 99,8 105,4 100,7 1987 5499,4 2529,4 7073,8 -618,8 -497,2 197,7 89,9 84,1 102,9 1988 6874,1 3378,7 6647,2 1474,7 849,3 -426,6 126,8 133,6 94,0 1989 7538,7 4063,2 7393,8 565,6 684,5 746,6 108,1 120,3 111,2 1990 7854,8 4110,4 7629,0 306,1 47,2 -124,8 104,1 101,2 98,3 1991 7688,3 4717,5 8116,1 -1057,5 607,1 847,1 86,5 114,8 111,7 1992 9153,1 4910,3 7526,9 2364,8 192,8 -589,2 134,8 104,1 92,7 1993 9035,6 5633,2 8176,8 -117,5 722,9 640,9 98,7 114,7 108,5 1994 10503,9 5629,5 7394,8 1468,3 -3,7 -773 116,3 99,9 90,5 1995 10736,6 6500,8 7726,3 232,7 871,3 331,5 102,2 115,5 104,5 1996 12209,5 6778,5 7308,7 1472,9 377,7 417,6 113,7 105,8 94,6 1997 13310,3 6637,8 7575,8 1100,8 -240,7 267,1 109,0 96,5 103,7 1998 13559,5 7524,4 8057,8 249,2 886,6 48,2 101,9 113,4 106,4 Tr. bình 6914,0 3529,3 7079,2 467,9 275,1 65,8 107,1 108,3 100,9 giảm đi là vì diện tích ngày càng thu thu hẹp lại, một phần chuyển sang gieo trồng vụ đông xuân và vụ hè thu, hai vụ cho năng suất cao hơn, một phần chuyển sang trồng các loại hoa màu khác có hiệu quả hơn. Phần diện tíchđất gieo trồng còn lại vẫn cho năng suất ngày càng cao và đẩy sản lượng vụ mùalên, mặc dù còn thấp và không ổn định. Chúng ta có thể thấy rõ sự tăng giảm lượng này qua bảng I.3. Các con số trong bảng này cho chúng ta thấy tốc độ tăng của vụ mùa là có nhưng thấp. Trung bình mỗi năm, sản lượng vụ mùa tăng 65,8 nghìn tấn hay 0,9%/ năm. Sự gia tăng này biến động rất thất thường, cứ một đến hai năm tăng lại có một năm giảm. Còn hai vụ đông xuân và hè thu tuy có tăng mạnh nhưng cũng có một vài năm bị giảm sản lượng so với năm trớc đó. Nguyên nhân của sự biến động thất thường này là do ảnh hưởng của thiên tai và sâu bệnh. Chẳng hạn, vụ đông xuân năm 1991 do bị thiên tai và sâu bệnh đã làm giảm sản lượng thực tế 1,4 triệu tấn thóc và giảm so với năm 1990 hơn 1 triệu tấn. Tính chung cho cả thời kỳ(1975-1998), sản lơựng vụ đông xuân tăng mỗi năm 467,9 nghìn tấn, tốc độ tăng bình quân hàng năm là 7,1%. Còn sản lượng vụ hè thu tăng bình quân 275,1 nghìn tấn/ năm, tương đương với tốc độ tăng 8,3%. Sở dĩ tốc độ tăng sản lượng lúa cảu vụ hè thu cao hơn vụ đông xuân vì quy mô sản lượng vụ hè thu nhỏ hơn vụ đông xuân. Sự biến động của sản lượng lúa từng mùa vụ thời kỳ 1975-1998 được biểu diễn qua đồ thị sau: Hìng 1:Đồ thị biểu diễn sự biến động sản lượng lúa thực tế từng mùa vụ ở Việt Nam thời kỳ 1975-1998. Qua đồ thị trên, chúng ta thấy rằng vụ hè thu mặc dù có sản lượng thấp nhưng tăng khá ổn định, vụ đông xuân tăng với tốc độ nhanh hơn và hiện đang cho sản lượng cao nhất. Riêng vụ mùa kém ổn định và bấp bênh, snả lương trong nhiều năm qua gần như không tăng. 2. Phân tích xu hướng biến động: Để phân tích xu hướng biến động cơ bản của hiện tượng, người ta sử dụng nhiều phương pháp khác nhau như: bình quân trượt, chỉ số mùa vụ, hàm xu thế... Sau đây chúng ta cùng phân tích xu hướng biến động của từng chỉ tiêu. a. Sản lượng lúa theo năm: Trước hết chúng ta cùng quan sát đồ thị được biểu diễn trên hình 2. Hình 2: Đồ thị biểu diễn sự biến động sản lượng lúa thực tế ở Việt nam thời kỳ 1975-1998. Nhìn vào đồ thị, chúng ta thấy đồ thị có xu hướng đi lên và khá ổn định, đặc biệt từ năm 1987, đồ thị gần như là một đường thẳng. Vì vậy trong trường hợp này, để biểu diễn xu hướng biến động cơ bản của sản lượng lúa, chúng ta sử dụng hàm xu thế dạng tuyến tính: yt= a0+a1.t . Dãy số thời gan sử dụng là sản lượng lúa thời kỳ 1987- 1998. Các tham số a0, a1 của hàm xu thế được xác định theo công thức: a1 =1198 Vậy hàm xu thế là: Hàm xu thế này cho chúng ta biết sau mỗi năm, sản lượng lúa trung bình tăng thêm 1198 nghìn tấn. Để đánh giá mối liên hẹ tương quan giữa thời gian và sản lượng lúa, chúng ta sử dụng hệ số tương quan. Với hệ số tương quan r =0,9946, mối liên h tương quan thuận giữa thời gian và sản lượng lúa rất chặt chẽ thời gian quyết địng 99,46% sự biến động của sản lượng lúa qua các năm. b. Sản lượng lúa theo mùa vụ: Phương pháp sử dụng bảng BB để phân tích các thành phần của dãy số thời gian. Cũng như trên chúng ta chọn hàm xu thế tuýen tính để phân tích, dãy số thời gian là sản lượng lúa theo mùa vụ thời kỳ 1987-1998: Trong đó, hai hàm số a,b và thành phần biến động chu kỳ, mùa vụ C1 được xác định theo công thức đã nêu ở phần lý thuyết. Từ nguồn số liệu đã có, chúng ta xây dựng đợc một bảng sau: : Bảng B.B vận dụng cho phân tích mùa vụ sản lượng lúa Việt Nam thời kỳ 1987-1998. Vụ(i) Năm(j) Đông xuân(1) Hè thu(2) Mùa(3) 1987(1) 5499,4 2529,4 7073,8 15102,6 5043,2 5034,2 1988(2) 6974,1 3378,7 6647,2 17000,0 5666,7 11333,4 1989(3) 7539,7 4063,2 7393,8 18996,7 6332,2 18996,6 1990(4) 7845,8 4110,4 7269,0 19225,2 6408,4 25633,6 1991(5) 6788,3 4717,5 6116,1 19621,9 6540,6 32703,0 1992(6) 9153,1 4910,3 7526,9 21590,3 7196,8 43180,8 1993(7) 9035,6 5633,2 8167,8 22886,6 7612,2 53285,4 1994(8) 10503,9 5629,5 7394,8 23528,2 7842,7 62741,6 1995(9) 10736,6 6500,8 7726,3 24963,7 8321,2 74890,8 1996(10) 12209,5 6878,5 7308,7 26396,7 8798,9 87989,8 1997(11) 13310,3 6637,8 7575,8 27523,9 9174,6 100920,6 1998(12) 13559,5 7524,4 8057,9 29141,7 9713,9 116566,8 113155,8 62513,7 90528,0 265927,5 633275,8 9429,7 5209,5 7521,5 7386,9 Vậy: Từ đó, chúng ta tính được thành phần biến động mùa vụ theo công thức: C1=2175,9 C2= -2177,4 C3 = 1,5. Theo kết quả này, chúng ta có phương trình xu thế: Nghĩa là, trong thời kỳ 1987-1998, sản lượng lúa trung bình mỗi mùa vụ là 7386,9 nghìn tấn. Trong đó sản lượng lúa vụ đông xuân cao hơn 2175,9 nghìn tấn sản lượng lúa vụ hè thu cao hơn 1,5 nghìn tấn, còn sản lượng lúa vụ mùa thấp hơn 2177,4 nghìn tấn so với sản lượng lúa trung bình chung. Sau mỗi năm sản lượng lúa từng vụ tăng thêm 133,1x 3= 399,3 nghìn tấn. Tuy nhiên, đây chỉ là con số trung bình thời kỳ 1987-1998. Tốc độ phát triển bình quân của từng mùa vụ khác nhau gây nên một sai số nhất định đến kết quả phân tích. Vì vậy trong trường hợp này, chúng ta xây dựng các hàm xu thế tương ứng với sự biến động của từng mùa vụ. Giả xử các hàm xu thế biểu diễn sự biến động sản lượng lúa từng mùa vụ lần lượt là: Vẫn với nguồn số liệu trên, ta có: t= 1,2,...,12 Vận dụng hpương pháp bình phương nhỏ nhất để ước lượng các tham số, chúng ta có được kết quả sau: Với hệ số tương đương lần lợt là: r1=0,9684. r2=0,9867. r3=0,5452. Chúng ta thấy rằng sản lượmg lúa hai vụ đông xuân và hè thu tăng khá ổn định với mối liên hệ tương quan rất chặt chẽ. Trung bình mỗi năm sản lượng vụ đông xuân tăng thêm 712,79 nghìn tấn, còn sản lượng vụ hè thu năm sau cao hơn năm trước 417,46 nghìn tấn. Đối với vụ mùa, mặc dù mô hình có hệ số tương quan không chặt, song trên thực tế, lượng tăng( giảm) tuyệt đối hằng năm là nhỏ(67,65 nghìn tấn) nên sai số đó vẫn có thể chấp nhận được. 3.Phân tích hồi quy- tương quan: Chúng ta biết rằng, giữa các dãy số thời gian nhất định nào đó luôn có một mối liên hệ nhất định. Để phân tích mối liên hệ này, chúng ta sử dụng phương pháp phân tích hồi quy tương quan trong dãy số thời gian. a.Phân tích tự hồi quy và tự tương quan: Với dãy số liệu về sản lượng lúa ở Việt Nam thời kỳ 1987-1998, chúng ta dùng phương trình tự hồi quy: Các tham số a1,a0 được xác định bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất. Từ đó chúng ta có: a1= 0,98437 a0= 1612,15. Vậy phương trình tự hồi quy là: với hệ số tương quan r1= 0,98768. Nghĩa là sản lượng lúa năm sau phụ thuộc 98,768% vào sản lúa năm trước đó. b. Phân tích tương quan giữa hai dãy số thời gian: Trong phần này chúng ta phân tích mối liên hệ tương quan giữa diịen tích gieo trồng và năng suốt lúa đạt được. Gọi Xt là diện tích gieo trồng( nghìn ha) Yt là năng suốt lúa(tạ/ ha). Quan sát hai dãy số thời kỳ 1987-1998, chúng ta thấy các mức độ tăng lên khá đều theo thời gian. Vậy hàm xu thế vận dụng để biểu diễn xu hướng biến động của hai chỉ tiêu này là hàm tuyến tính: Các hàm số a0, a1,a’0, a’1 được xác định bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất. Từ đó chúng ta xây dựng được hai hàm xu thế: (t = -11,-9,...,9,11). Năm 1987 1988 1989 1990 1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 TB Để nghiên cứu nối liên hệ tương quan giữa năng suốt và diện tích gieo trồng lúa, chúng ta nghiên cứu mối liên hẹ tương quan giữa các độ chênh lệch của chúng nhằm loại bỏ phần naò hiện tượng tự tương quan và đơn giản các bước tính toán. Từ số liệu ban đầu và xu thế ở trên, chúng ta lập đợc bảng sau: Xt