Tài liệu TIỂU LUẬN: Vận dụng phương pháp dãy số thời gian phân tích tình hình xuất khẩu của Việt Nam trong quá trình hội nhập AFTA giai đoạn 1995 – 2003 và dự đoán đến năm 2006 pdf

TIỂU LUẬN:
Vận dụng phương pháp dãy số thời gian
phân tích tình hình xuất khẩu của Việt Nam
trong quá trình hội nhập AFTA giai đoạn
1995 – 2003 và dự đoán đến năm 2006


LỜI NÓI ĐẦU

Thế giới ngày nay đang chứng kiến quá trình tồn cầu hố rộng rãi và sâu sắc. Sự
phụ thuộc về kinh tế giữa các quốc gia ngày càng gia tăng. Khơng có quốc gia nào
phát triển mà khơng mở rộng mối quan hệ kinh tế đối ngoại, đặc biệt là ngoại thương.
Xu hướng khu vực hóa và tồn cầu hóa càng thể hiện một cách rõ nét qua sự lớn mạnh
của các tổ chức kinh tế khu vực và thế giới: WTO, EU, ASEAN, APEC… Thêm vào
đó, cuộc cách mạng khoa học kĩ thuật đang diễn ra như vũ bão và việc theo đuổi chính
sách mở cửa của hầu hết các quốc gia đã đẩy nhanh quá trình quốc tế hoá nền kinh tế
thế giới. Rất nhiều nước, đặc biệt là những nước đang phát triển đã đạt được những
thành cơng lớn trong q trình hội nhập kinh tế nhờ thực hiện chiến lược phát triển
kinh tế hướng về xuất khẩu.
Hòa nhập với xu thế trên, từ sau đại hội VI Đảng và Nhà nước đã khẳng định
chiến lược phát ổn định và phát triển kinh tế đất nước đó là: "phát huy lợi thế tương
đối, khơng ngừng nâng cao sức cạnh tranh của hàng hoá, đáp ứng tốt nhu cầu của sản
xuất và đời sống, hướng mạnh về xuất khẩu", "mở rộng quan hệ kinh tế đối ngoại với
tất cả các nước, các tổ chức quốc tế, các cơng ty và các tư nhân nước ngồi trên
ngun tắc giữ vững độc lập, chủ quyền, bình đảng và cùng có lợi" và phù hợp với cơ
chế thị trường có sự quản lý của Nhà nước. Việc định ra một chiến lược phát triển kinh
tế, trong đó đặc biệt coi trọng chiến lược cơng nghiệp hóa hướng về xuất khẩu là một
yêu cầu thực sự cấp bách đối với Việt Nam hiện nay. Chiến lược kinh tế hướng về xuất
khẩu giúp Việt Nam huy động các tiềm lực về lao động và tài nguyên của mình để
phát triển sản xuất
Để thực hiện chiến lược trên, trong những năm qua Việt Nam đã không ngừng

mở rộng quan hệ kinh tế với các nước trên thế giới. Một bước tiến quan trọng trong
lĩnh ngoại giao là Việt Nam đã ra nhập khối ASEAN (07/1995). Là thành viên của
ASEAN, Việt Nam đã cam kết thực hiện CEPT/AFTA. Khu vực mậu dịch tự do
ASEAN (AFTA) đặt ra cho Việt Nam những cơ hội và thách thức mới đối với hoạt


động ngoại thương. Những cơ hội và thách thức này địi hỏi trong tiến trình thực hiện
chiến lựơc cơng nghiệp hóa hướng về xuất khẩu Việt Nam cần đặt ra cho mình các
chính sách và biện pháp thúc đẩy xuất khẩu sao cho phát huy được những mặt lợi thế
và khắc phục những mặt hạn chế.
Từ thực tế đó và dưới sự hướng dẫn tận tình của giáo viên hướng dẫn PGS.TS
Trần Ngọc Phác, em đã chọn đề tài “Vận dụng phương pháp dãy số thời gian phân
tích tình hình xuất khẩu của Việt Nam trong quá trình hội nhập AFTA giai đoạn
1995 – 2003 và dự đoán đến năm 2006” với mong muốn từ sự phân tích thực trạng
xuất nhập khẩu của Việt Nam trong quá trình hội nhập AFTA, sẽ là cơ sở đánh giá các
mặt ưu nhược điểm trong hoạt động xuất khẩu của Việt Nam.Từ đó đề ra một số biện
pháp thúc đẩy xuất khẩu đối với Việt Nam trước thềm thiên niên kỷ mới. Ngoài lời mở
đầu, kết luận, danh mục tài liệu tham khảo, kết cấu đề tài gồm 2 phần:
Chương I : Phương pháp phân tích thống kê.
Chương II: Vận dụng phương pháp dãy số thời gian phân tích tình hình
xuất khẩu của Việt Nam trong quá trình hội nhập AFTA giai đoạn 1995 – 2003
và dự đoán đến năm 2006.


CHƯƠNG I: PHƯƠNG PHÁP PHÂN TÍCH THỐNG KÊ

A. PHƯƠNG PHÁP DÃY SỐ THỜI GIAN
I. Khái niệm dãy số thời gian.
1. Khái niệm về dãy số thời gian
Mặt lượng của hiện tượng thường xuyên biến động qua thời gian. Trong thống

kê, để nghiên cứu biến động này, người ta thường dựa vào dãy số thời gian.
Dãy số thời gian là một dãy các trị số của chỉ tiêu thống kê được sắp xếp theo thứ
tự thời gian.

2. Kết cấu của dãy số thời gian
Mỗi dãy số thời gian được cấu tạo bởi hai thành phần:
Thời gian có thể là ngày, tuần, tháng, quý, năm… Độ dài giữa hai thời gian liền
nhau được gọi là khoảng cách thời gian.
Chỉ tiêu về hiện tượng nghiên cứu có thể là số tuyệt đối, số tương đối, số bình
quân. Trị số của chỉ tiêu gọi là mức độ của dãy số. Khi thời gian thay đổi các mức độ
của dãy số cũng thay đổi theo.

3. Phân loại
Căn cứ vào đặc điểm về quy mô của hiện tượng qua thời gian có thể phân loại
thành:
Dãy số thời kỳ biểu hiện quy mô (khối lượng) của hiện tượng trong từng khoảng
thời gian nhất định. Trong dãy số thời kỳ các mức độ là các số tuyệt đối thời kỳ, do đó
độ dài của khoảng cách thời gian ảnh hưởng trực tiếp đến trị số của chỉ tiêu và có thể
cộng các trị số của chỉ tiêu để phản ánh quy mô của hiện tượng trong những khoảng
thời gian dài hơn.


Dãy số thời điểm biểu hiện quy mô (khối lượng) của hiện tượng tại những thời
điểm nhất định. Mức độ hiện tượng ở thời điểm sau thường bao gồm toàn bộ hoặc một
bộ phận mức độ của hiện tượng ở thời điểm trước đó. Vì vậy việc cộng các trị số của
chỉ tiêu không phản ánh quy mô của hiện tượng.

4. Tác dụng
Dãy số thời gian có hai tác dụng:
Thứ nhất: qua dãy số thời gian cho phép nghiên cứu các đặc điểm và xu hướng

biến động của hiện tượng theo thời gian, Từ đó có thể đề ra định hướng hoặc biện
pháp xử lý thích hợp.
Thứ hai: cho phép dự đoán các mức độ của hiện tượng nghiên cứu có khả năng
xảy ra trong tương lai.

5. Điều kiện vận dụng
Yêu cầu cơ bản khi xây dựng một dãy số thời gian là
Phải đảm bảo tính chất có thể so sánh được giữa các mức độ trong dãy số nhằm
phản ánh một cách khách quan sự biến động của hiện tượng qua thời gian. Cụ thể: Nội
dung và phương pháp tính tốn chỉ tiêu qua thời gian phải thống nhất, phạm vi của
hiện tượng nghiên cứu trước sau phải nhất trí, các khoảng cách thời gian trong dãy số
nên bằng nhau (nhất là đối với dãy số thời kỳ).
Tuy nhiên, trong thực tế các yêu cầu trên thường xuyên bị vi phạm nên địi hỏi
phải có sự chỉnh lí thích hợp để tiến hành phân tích đạt kết quả cao.

II. Các chỉ tiêu phân tích dẫy số thời gian.
Để nêu lên đặc điểm biến động của hiện tượng qua thời gian, người ta thường
tính các chỉ tiêu phân tích sau.
1. Mức độ trung bình qua thời gian


Chỉ tiêu này phản ánh mức độ đại diện của hiện tượng trong suốt thời gian nghiên
cứu. Tùy theo dãy số thời kỳ hay dãy số thời điểm mà có các cơng thức tính khác
nhau.
1.1. Đối với dãy số thời kỳ
Mức độ trung bình theo thời gian được tính theo công thức sau đây.
n

y  y2  ...  yn
y 1

n

y

i

i 1

=

n

Trong đó: y i (i = 1, n ) là các mức độ của dãy số thời kỳ.
n là số lượng các mức độ trong dãy số.
1.2. Đối với dãy số thời điểm
Ta phân thành hai trường hợp sau:
1.2.1. Dãy số thời điểm có khoảng cách thời gian bằng nhau
Ta có cơng thức tính sau đây:
y1
y
 y2  ...  yn 1  n
2
y 2
n 1

Trong đó: y i (i = 1, n ) là các mức độ của dãy số thời điểm có khoảng cách thời
gian bằng nhau.
1.2.2. Dãy số thời điểm có khoảng cách thời gian khơng bằng nhau
Mức độ trung bình theo thời gian được tính theo công thức sau đây:
n

y t  y2t2  ...  yntn
y  11

t1  t2  ...  tn

yt

i i

i 1
n

t

i

i 1

Trong đó: y i (i = 1, n ) là các mức độ của dãy số thời điểm có khoảng cách khơng
bằng nhau.
ti (i = 1, n ) là độ dài thời gian có mức độ y i .


2. Lượng tăng (hoặc giảm) tuyệt đối.
Chỉ tiêu này phản ánh sự thay đổi về quy mô của hiện tượng qua thời gian. Nếu
mức độ của hiện tượng tăng lên thì trị số của chỉ tiêu mang dấu dương (+) và ngược lại
mang dấu âm (-).
Tùy theo mụch đích nghiên cứu, ta có các chỉ tiêu về lượng tăng (hoặc giảm) sau
đây:

2.1. Lượng tăng (hoặc giảm) tuyệt đối liên hoàn (hay từng kỳ)
Chỉ tiêu này phản ánh sự thay đổi về quy mô giữa hai thời gian liền nhau
Công thức tính như sau:
 i  yi  yi 1 (i = 2, n )

Trong đó: δi là lượng tăng (hoặc giảm) tuyệt đối liên hoàn.
n là số lượng các mức độ trong dãy số
2.2. Lượng tăng (hoặc giảm) tuyệt đối định gốc
Chỉ tiêu này phản ánh sự thay đổi quy mơ của hiện tượng trong khoảng thời gian
dài.
Nếu kí hiệu  i là các lượng tăng (hoặc giảm) tuyệt đối định gốc, ta có:
 i = y i - y1

(i = 2, n )

Từ đó ta có:
n

∆n =   i

(i = 2, n )

i2

Công thức này cho ta thấy, tổng đại số của lượng tăng (hoặc giảm) tuyệt đối từng
kì bằng lượng tăng (hoặc giảm) tuyệt đối định gốc
2.3. Lượng tăng (hoặc giảm) tuyêt đối bình quân
Đại diện cho lượng tăng (hoặc giảm)tuyệt đối từng kỳ. Nếu ký hiệu  là lượng
tăng (hoặc giảm) tuyệt đối trung bình thì ta có:
n


 

i

i2

n 1



n
y  y1
 n
n 1
n 1


3. Tốc độ phát triển.
Tốc độ phát triển là một số tương đối (thường biểu hiện bằng lần hoặc phần trăm)
phản ánh tốc độ và xu hướng phát triển của hiện tượng qua thời gian. Tùy theo mụch
đích nghiên cứu, ta có các loại tốc độ phát triển sau đây:
3.1. Tốc độ phát triển liên hoàn (hay từng kỳ)
Chỉ tiêu này phản ánh sự phát triển của hiện tượng qua hai thời gian liền nhau.
Công thức:
ti 

yi
(i = 2, n )

yi 1

Trong đó: ti là tốc độ phát triển liên hoàn của thời gian i so với thời gian i-1, có
thể được tính theo lần hay %
yi-1 là mức độ của hiện tượng ở thời gian i-1.
yi là mức độ của hiện tượng ở thời gian i.
3.2. Tốc độ phát triển định gốc.
Chỉ tiêu này phản ánh sự phát triển của hiện tượng trong những khoảng thời gian
dài.
Công thức:
yi
y1

Ti 

(i = 2, n ). Đơn vị lần hoặc %

Trong đó: T i là tốc độ phát triển định gốc
y1 là mức độ đầu tiên của dãy số
yi là mức độ của hiện tượng ở thời gian i
Giữa tốc độ phát triển liên hoàn và tốc độ phát triển định gốc có mối quan hệ tích
và quan hệ thương chặt chẽ.
Thứ nhất: Tích các tốc độ phát triển liên hồn bằng tốc độ phát triển định gốc.
Tức là:
t2.t3...tn = Tn
Hay:

t

i

 Ti

(i = 2, n )


Thứ hai: Thương của hai tốc độ phát triển định gốc bằng tốc độ phát triển liên
hoàn giữa hai thời gian đó. Tức là:
Ti
 ti
Ti 1

(i = 2, n )

3.3. Tốc độ phát triển bình quân
Là trị số đại biểu của các tốc độ phát triển liên hồn. Vì các tốc độ phát triển liên
hồn có quan hệ tích nên để tính tốc độ phát triển bình qn, người ta sử dụng cơng
thức số trung bình nhân. Nếu kí hiệu t là tốc độ phát triển trung bình, thì cơng thức
tính như sau:
n

t  n 1 t 2t3 ...t n  n 1  ti
i2

Vì:
n

t

i

 Tn 

i2

yn
y1

Nên ta có:
t  n 1

yn
y1

Từ cơng thức trên cho thấy: chỉ nên tính chỉ tiêu tốc độ phát triển trung bình đối
với những hiện tượng biến động theo một xu hướng nhất định.

4. Tốc độ tăng (hoặc giảm)
Chỉ tiêu này phản ánh mức độ biến động của hiện tượng giữa hai thời gian đã
tăng (+) hoặc giảm (-) bao nhiêu lần (hoặc bao nhiêu %). Tương ứng với các tốc độ
phát triển, ta có các tốc độ tăng (hoặc giảm) sau đây:
4.1. Tốc độ tăng (hoặc giảm) liên hoàn (hay từng kỳ)
Chỉ tiêu này phản ánh tốc độ tăng (hoặc giảm) qua hai thời kỳ liền nhau.
Công thức:
ai 

i
yi 1

(i = 2, n )

Hay:
ai 

yi  yi 1
y
y
 i  i 1
yi 1
yi 1 yi 1

(nếu tính theo đơn vị lần)

ai  ti  1

ai (%) = ti(%) – 100 (nếu tính theo đơn vị %)
4.2. Tốc độ tăng (hoặc giảm) định gốc
Nếu kí hiệu Ai (i = 2, n ) là tốc độ tăng (hoặc giảm) định gốc thì:
Ai 

i
y1

Ai 

yi  y1 yi y1
 
y1
y1 y1

(i = 2, n )

Hay:

Ai = T i – 1

(nếu tính theo đơn vị lần)

Ai (%) = Ti (%) – 100

(nếu tính theo đơn vị %)

4.3. Tốc độ tăng(hoặc giảm) bình quân
Là chỉ tiêu tương đối thể hiện nhịp điệu tăng (hoặc giảm) đại diện trong một thời
kỳ nhất định.
Cơng thức tính như sau:
a  t 1

Hoặc:
a (%)  t (%)  100

5. Giá trị tuyệt đối 1% tăng (hoặc giảm) của tốc độ tăng (hoặc giảm) từng kì
Chỉ tiêu này cho biết cứ 1% tăng (hoặc giảm) của tốc độ tăng (hoặc giảm) liên
hồn thì tương ứng với nó một quy mơ cụ thể là bao nhiêu


Nếu kí hiệu g i (i = 2, n ) là giá trị tuyệt đối của 1% tăng (hoặc giảm) thì:
gi 

i
ai (%)

(i = 2, n )

Việc tính tốn chỉ tiêu này sẽ đơn giản hơn nếu ta biến đổi công thức trên:
gi 

i
yi  yi 1
y

 i 1
yi  yi 1
ai (%)
.100 100
yi 1

Trên thực tế người ta không sử dụng giá trị tuyệt đối của 1% tăng (hoặc giảm)
đinh gốc vì nó ln là một số khơng đổi và bằng

yi
100

III. Một số phương pháp biểu hiện xu hướng biến động cơ bản của hiện
tượng
1. Tính tất yếu phải vận dụng các phương pháp
Trong quá trình vận động, các hiện tượng luôn luôn biến động qua thời gian và
chịu sự tác động của nhiều nhân tố. Trong đó có hai loại nhân tố, đó là các nhân tố chủ
yếu cơ bản quyết định xu hướng biến động của hiện tượng và các nhân tố ngẫu nhiên

là những nhân tố gây ra những sai lệch khỏi xu hướng cơ bản. Vì vậy ta sẽ sử dụng
một số phương pháp nhằm phần nào loại bỏ những tác động của yếu tố ngẫu nhiên để
nêu lên yếu tố phát triển cơ bản. Tuy nhiên, trước khi sử dụng các phương pháp thì
phải đảm bảo xem các mức độ của dãy số có thể so sánh được với nhau không.

2. Các phương pháp cơ bản
2.1. Phương pháp mở rộng khoảng cách thời gian
Phương pháp này được được áp dụng đối với một dãy số thời kỳ có khoảng cách
thời gian tương đối ngắn và có nhiều mức độ mà qua đó chưa phản ánh được xu hướng
biến động của hiện tượng.
Mở rộng khoảng cách thời gian là việc ghép một số thời gian liền nhau lại thành
một khoảng thời gian dài hơn với mức độ lớn hơn. Như chuyển dãy số từ tháng sang


quý, từ quý sang năm. Bằng cách mở rộng khoảng cách thời gian, chúng ta đã hạn chế
được sự tác động của các nhân tố ngẫu nhiên (với chiều hướng khác nhau) trong mỗi
mức độ của dãy số mới, từ đó cho ta thấy rõ xu hướng biến động cơ bản của hiện
tượng.
Tuy nhiên, phương pháp mở rộng khoảng cách thời gian cịn có một số nhược
điểm nhất định đó là: phương pháp này chỉ áp dụng đối với dãy số thời kỳ và chỉ nên
áp dụng cho dãy số tương đối dài, chưa bộc lộ rõ xu hướng biến động của hiện tượng
vì sau khi mở rộng khoảng cách thời gian, số lượng các mức độ trong dãy số giảm đi
rất nhiều.
2.2. Phương pháp số trung bình trượt (di động)
Số trung bình trượt (cịn gọi là số trung bình di động) là số trung bình cộng của
một nhóm nhất định các mức độ của dãy số được tính bằng cách lần lượt loại dần các
mức độ đầu, đồng thời thêm vào các mức độ tiếp theo, sao cho tổng số lượng các mức
độ tham gia tính số trung bình khơng đổi. Giả sử có dãy số thời gian:
y1 , y2 ,..., yn 1 , yn (gồm n mức độ)

Nếu tính bình qn trượt cho nhóm ba mức độ, ta có cơng thức sau:
y2 

y3 

y1  y2  y3
3

y2  y3  y4
3

……………….

yn  i 

yn  2  y n 1  yn
3

Từ đó ta có một dãy số mới gồm các số trung bình trượt y 2 , y 3 ,..., y n 1
Việc lựa chọn số trung bình trượt từ bao nhiêu mức độ địi hỏi phải dựa vào đặc
điểm biến động của hiện tượng và số lượng các mức độ của dãy số thời gian. Nếu sự
biến động của hiện tượng tương đối đều đặn và số lượng mức độ của dãy số không


nhiều thì có thể tính trung bình trượt từ ba mức độ. Nếu sự biến động của hiện tượng
lớn và dãy số có nhiều mức độ thì có thể tính trung bình trượt từ năm hoặc bảy mức
độ. Trung bình trượt càng được tính từ nhiều mức độ thì càng có tác dụng san bằng
ảnh hưởng của các yếu tố ngẫu nhiên. Nhưng mặt khác lại làm giảm số lượng các mức
độ của dãy trung bình trượt.
2.3. 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.
Các mức độ của hiện tượng qua thời gian được biểu hiện bằng mơ hình hồi quy
mà trong đó thứ tự thời gian là biến độc lập.
Ta có mơ hình:
ŷ t = ƒ(t)
Trong đó: ŷt : mức độ của hiện tượng ở thời gian t
t : thứ tự thời gian
Để lựa chọn được dạng hàm thích hợp địi hỏi phải dựa vào sự phân tích đặc điểm
biến động của hiện tượng qua thời gian, đồng thời kết hợp với một số phương pháp
đơn giản khác, như dựa vào đồ thị phản ánh thực tế sự biến động và phân tích sai số
từng mơ hình, dựa vào tốc độ tăng (giảm) tuyệt đối, dựa vào tốc độ phát triển…
Thông qua phương pháp hồi quy ta xác định được các hàm xu thế. Hàm xu thế là
hàm đặc trưng cho xu hướng biến động cơ bản của hiện tượng. Xu hướng của hàm là
xu hướng trong quá khứ, hiện tại và cịn tiếp tục trong tương lai. Từ đó, qua việc xây
dựng hàm xu thế, chúng ta có thể dự đốn được các mức độ có thể có trong tương lai.
Dưới đây là một số hàm xu thế thường gặp:
Hàm xu thế tuyến tính:
ŷ t = bo + b1t
Trong đó: ŷt

: mức độ lí thuyết

b o, b1 : các tham số
t

: thứ tự thời gian

Hàm này được sử dụng khi các lượng tăng (hoặc giảm) tuyệt đối liên hoàn  i xấp
xỉ nhau.
Áp dụng phương pháp bình phương nhỏ nhất ta có hệ phương trình sau đây để
xác định các tham số bo, b1

 y  nbo  b1  t


2
 ty  bo  t  b1  t


Hàm Parabol bậc hai:
ŷ t = bo + b1t + b2t2
Hàm này được sử dụng khi các sai phân bậc hai xấp xỉ nhau.
Các tham số bo, b1, b 2 được xác định bởi hệ phương trình sau đây:

 y  nbo  b1  t  b2  t 2


2
3
 ty  bo  t  b1  t  b2  t

2
2
3
4
 t y  bo  t  b1  t  b2  t


Hàm mũ:
ŷt = b ob1t
Hàm mũ được sử dụng khi các tốc độ phát triển liên hoàn xấp xỉ bằng nhau.
Các tham số của phương trình được xác định bởi hệ:

 lg y  n lg bo  lg b1  t


2
 t lg y  lg bo  t  lg b1  t


2.4. Phương pháp biểu hiện biến động thời vụ


Là sự biến động của hiện tượng có tính chất lặp đi lặp lại trong từng khoảng thời
gian nhất định trong năm. Ảnh hưởng của biến động thời vụ là không tốt tới sản xuất
và sinh hoạt của xã hội.
Nguyên nhân gây ra biến động thời vụ: do biểu hiện của biến động thời tiết, khí
hậu; do do phong tục tấp quán của dân cư gây nên.
Có nhiều phương pháp để nghiên cứu biến động thời vụ. Tuy nhiên ở đây chúng
ta chỉ đề cập đến phương pháp đơn giản nhất là tính chỉ số thời vụ (ít nhất phải có tài
liệu của ba năm)
Chỉ số thời vụ được tính theo cơng thức:
Ii 

yi

.100

y

Trong đó: Ii Chỉ số thời vụ của thời gian t
yi Số trung bình các mức độ của các thời gian i

y Số trung bình của tất cả các mức độ trong dãy số
y được xác định bằng công thức:
y  y2  ...  y12
y 1

12

 y

i, j

i

j

i. j

Có hai loại chỉ số thời vụ:
Chỉ số thời vụ đối với dãy số thời gian có mật độ tương đối ổn định, tức trường
hợp các y j thay đổi ít:
Nếu

Ii 

yk

.100 >100 thì quy mơ mở rộng

y

Nếu

Ii 

yl

.100 <100 thì quy mơ thu hẹp

y

Chỉ số thời vụ đối với dãy số thời gian có xu hướng biến động rõ rệt hay các yi
thay đổi lớn thì ta có cơng thức sau:


yi

Ii 


y

t

m

Với:

yt  f (t )

B. PHƯƠNG PHÁP DỰ ĐOÁN
I. Một số phương pháp dự đoán thống kê đơn giản
1. Dự đoán dựa vào lượng tăng (hoặc giảm) tuyệt đối bình qn.
Phương pháp dự đốn này có thể được sử dụng khi các lượng tăng (hoặc giảm)
tuyệt đối liên hoàn xấp xỉ nhau.
Cơng thức tính lượng tăng (hoặc giảm) tuyệt đối bình qn là:
 

yn  y1
n 1

Từ đó ta có mơ hình dự đốn:

yn  l  yn   .l

(l = 1,2,…,tầm dự đoán)

2. Dự đoán dựa vào tốc độ phát triển bình qn
Phương pháp dự đốn này được áp dụng khi các tốc độ phát triển liên hoàn xấp xỉ
bằng nhau.
Ta biết tốc độ phát triển trung bình được tính theo cơng thức:
t  n 1

yn
y1

Trong đó: y 1 là mức độ đầu tiên của dãy số thời gian
y n là mức độ cuối cùng của dãy số thời gian
Từ đó ta có mơ hình dự đốn:

yn  l  yn ..(t )l l =1,2


3. Dự đốn dựa v hàm xu thế
Từ dãy số thời gian, xác định hàm xu thế tốt nhất phản ánh sự biến động của hiện
tượng qua thời gian và trên cở sở đó chúng ta sẽ thực hiện dự đoán bằng cách ngoại
suy hàm xu thế.

ŷn+l = ƒ(t + l) l = 1,2,…
t = 1,2,…,n

II. Dự đoán dựa vào san bằng mũ
1. Mơ hình đơn giản(Simple)
Phương pháp này đựoc áp dụng trong trường hợp dãy số thời gian về xu thế và
thời vụ khơng rõ ràng, để dự đốn ta áp dụng mơ hình sau:



yt 1  yt  (1   ) yt

Với 0    1 và gọi là tham số san bằng.
Từ công từ công thức trên cho thấy việc lựa chọn tham số san bằng  có ý nghĩa
quan trọng: Nếu  được chọn càng lớn thì mức độ càng cũ của dãy số thời gian cũng
ít được chú ý và ngược lại, nếu  được chọn nhỏ thì các mức độ cũ được chú ý một
cách thỏa đáng. Giá trị  tốt nhất là giá trị làm cho tổng bình phương sai số dự đoán

nhỏ nhất.

SSE   ( yt  yt ) 2  min

San bằng mũ được thực hiện theo phép đề quy. Do vậy để dự đốn cần có giá trị
ban đầu (yo). Có thể chọn yo bằng cách lấy lấy mức độ đầu tiên (y1) hoặc lấy mức độ
trung bình ( y )

yt 1  a(t )

Với

a (t )  yt  (1   ) yt


2. Mơ hình tuyến tính khơng có biến động thời vụ (Holt)
Phương pháp này được áp dụng trong truờng hợp sự biến động của hiện tượng
qua thời gian có xu thế tuyến tính và khơng có biến động thời vụ, để dự đốn ta sử
dụng mơ hình sau:

yt 1  a 0 (t )  a1 (t )

Trong đó:
a 0 (t )  yt  (1   )a 0 (t  1)  a1 (t  1)
a1 (t )   a 0 (t )  a 0 (t  1)   (1   ) a 1 (t  1)

 và  là các tham số san bằng và nhận giá trị trong khoảng 0;1 . Giá trị  và
 được chọn tốt nhất là các giá trị làm cho tổng bình phương của sai số dự đốn bé

nhất.

3. Mơ hình xu thế tuyến tính và biến động thời vụ
Mơ hình xu thế tuyến tính và biến động thời vụ được chia thành hai truờng hợp:
+Mơ hình dạng cộng:

yt 1  a0 (t )  a1 (t )  S (t  1)

Trong đó:
a 0 (t )    y t  S (t  k )  (1   )a 0 (t  1)  a1 (t  1)
S (t  1)    yt  a 0 (t )   (1   ) S (t  k )
a1 (t )   a 0 (t )  a 0 (t  1)  (1   ) a1 (t  1)

+ Mơ hình dạng nhân:

yt 1  a 0 (t )  a1 (t ) .S (t  1)

Trong đó:
yt
 (1   )a 0 (t  1)  a1 (t  1)
S (t  k )
y
S (t  1)   t  (1   ) S (t  k )
a 0 (t )

a 0 (t )  

a1 (t )   a 0 (t )  a 0 (t  1)  (1   )a1 (t  1)


Với  ,  ,  là các tham số san bằng nhận giá trị trong khoảng 0;1 .

Mơ hình này được sử dụng khi dãy số thời gian có số liệu các tháng (hoặc các
quý) của một số năm (ít nhất là 4 năm).

III. Dự đốn bằng mơ hình tuyến tính ngẫu nhiên (Phương pháp BoxJenkins)
Trong phương pháp này, dãy số thời gian xem như được sinh ra từ một q trình
ngẫu nhiên. Trên cơ sở đó, một số mơ hình quan trọng được xây dựng và tiến hành dự
đốn.
1. Một số mơ hình tuyến tính ngẫu nhiên dừng
Dãy số thời gian Yt được gọi là dừng nếu không có xu thế và khơng có biến động
thời vụ.
1.1 Q trình tự hồi quy
Dãy số thời gian Yt được gọi là tuân theo quá trình tự hồi quy bậc p. Ký hiệu
AR(p) nếu:
Yt  1Yt 1   2Yt 2  ...   pYt  p  a t

Trong đó:
1 ,  2 ,...,  p là các tham số

at là một quá trình dừng đặc biệt đơn giản và được gọi là quá trình thuần
khiết hay tạp âm trắng.
1.2. Quá trình trung bình trượt
Dãy Yt được gọi là tuân theo quá trình trung bình trượt bậc p. Ký hiệu MA(p)
nếu:
Yt  at   1 at 1   2 a t 2  ...   q a t q

Trong đó: 1 , 2 ,...,  q là cac tham số


1.3. Quá trình tự hồi quy trung bình trượt bậc p, q. Ký hiệu ARMA(p, q)
Đó là sự kết hợp giữa AR(p) và MA(q):

Yt  1Yt 1   2Yt  2  ...   p Yt  p  at   1 at 1   2 a t  2  ...   q a t  q

2. Mơ hình tuyến tính khơng dừng
2.1.Mơ hình tổng hỗn hợp tự hồi quy - trung bình trượt. Ký hiệu ARIMA(p, d, q).
Trong thực tế ta thường có dãy số thời gian với số liệu qua một số năm và có xu
thế - tức là khơng phải dãy số thời gian dừng. Để sử dụng các mơ hình dừng thì phải
khử xu thế bằng tốn tử d (với d=1 đối với xu thế tuyến tính, d=2 đối với xu thế
parabol…)
Giả sử dãy số thời gian có xu thế tuyến tính thi khử xu thế tuyến tính được thực
hiện bởi:
Yt  Yt  Yt 1

Như vậy ở mơ hình ARIMA(p, d, q) thì:
p- Bậc của tốn tử tự hồi quy, thường p= 0, 1, 2
d- Bậc của toán tử khử xu thế, thường d= 1, 2
q- Bậc của toán tử trung bình trượt, thường q= 0, 1, 2
2.2. Mơ hình biến động thời vụ
Trong thực tế, nhiều dãy số thời gian mà các mức độ của nó là số liệu của các
tháng hoặc các quý - tức là có thể có biến động thời vụ. Khi đó phải khử biến động
thời vụ bằng toán tử (1-Bs) yt = yt – yt-s với s= 12 đối với số liệu tháng. s=4 đối với số
liệu quý. Sau đó mới áp dụng các mơ hình đã trình bày ở trên


CHƯƠNG II: VẬN DỤNG PHƯƠNG PHÁP DÃY SỐ THỜI GIAN PHÂN
TÍCH TÌNH HÌNH XUẤT KHẨU CỦA VIỆT NAM TRONG Q TRÌNH HỘI
NHẬP AFTA GIAI ĐOẠN 1995 – 2003 VÀ DỰ ĐOÁN ĐẾN NĂM 2006

I. Thực trang xuất nhập khẩu của Việt Nam trong quá trình hội nhập AFTA
Đối với các quốc gia trên thế giới hoạt động xuất nhập khẩu đóng vai trị quan
trọng, khơng thể thiếu được trong mục tiêu phát triển đất nước. Mỗi quốc gia đều có

điều kiện sản xuất, tài nguyên thiên nhiên và trình độ kĩ thuật khác nhau… vì thế một
quốc gia khơng thể sản xuất tất cả các mặt hàng để đáp ứng nhu cầu của người dân mà
sẽ tập trung chuyên môn hóa vào sản xuất các mặt hàng đem lại lợi thế cao hơn. Hoạt
động xuất nhập khẩu sẽ giúp quốc gia đó khai thác triệt để lợi thế so sánh và mở rộng
khả năng tiêu dùng trong nước. Xuất khẩu là cơ sở của nhập khẩu, là hoạt động kinh
doanh đem lại nguồn lợi nhuận lớn và là phương tiện thúc đẩy phát triển kinh tế. Mở
rộng xuất khẩu để tăng thu ngoại tệ, tạo điều kiện cho nhập khẩu và phát triển cơ sở hạ
tầng.
Từ cuối năm 1986, thực hiện đường lối đổi mới kinh tế do Đại hội VI của Đảng
Cộng sản Việt Nam đề ra, đường lối kinh tế đối ngoại được coi là “mũi nhọn” của sự
đổi mới. Cùng với việc phát triển nền kinh tế hàng hóa nhiều thành phần, lần đầu tiên
ở Việt Nam các thuật ngữ “đa dạng hóa kinh tế đối ngoại”, “đa phương hóa thị trường”
đã được đề cập đến trong các chủ trương chính sách phát triển kinh tế đối ngoại. Quan
niệm cứng nhắc coi “độc quyền ngoại thương” là bản chất kinh tế của Nhà nước xã hội
chủ nghĩa đã được xem xét lại. Hoạt động xuất nhập khẩu nhờ đó có sự biến đổi tích
cực. Nếu như năm 1976-1980, tốc độ tăng của xuất khẩu hàng năm bình quân tăng
11% thì năm 1986 đã đạt tới mức 27%. Riêng năm 1989 so với năm 1988 tăng 75,3%
(gần bằng mức tăng cả 15 năm từ 1960-1975). Năm 1993, lần đầu tiên kim ngạch xuất
khẩu đã vượt mức 2 tỷ, tăng 21,6% so với năm 1989 và gấp hai lần so với năm 1988.
Khoảng cách chênh lệch giữa xuất khẩu và nhập khẩu đã rút ngắn lại từ tỷ lệ 1/7 giai
đoạn 1960-1975 xuống tỷ lệ đáng kể 1/3. Trong những năm này (1986-1993), hoạt


động ngoại thương của Việt Nam diễn ra trong những điều kiện, hồn cảnh khó khăn
(do sự đổ vỡ của thị trường Liên Xô và sự cấm vận kinh tế đối với Việt Nam của Mỹ
trước tháng 3/1995). Vì vậy Việt Nam phải chuyển hướng tìm kiếm thị trường, bạn
hàng mới, vừa phải thay đổi phương thức nghệ thuật kinh doanh đúng với thông lệ
quốc tế nhưng vẫn phải đạt hiệu quả cao trong hoạt động xuất nhập khẩu.
Ngày 8/8/1967, tuyên bố Băng Cốc đã được bộ trưởng ngoại giao của năm
nước:Indonesia, Malaixia, Philipin, Singapo và Thái Lan ký kết. Hiệp hội các quốc gia

Đơng Nam Á chính thức được thành lập. Mười bảy năm sau 8/8/1984, Brunei là thành
viên thứ sáu cảu ASEAN. Ngày 28/7/1995, Việt Nam gia nhập ASEAN. Đến năm
2000, Lào và Myanma và năm 2002 Campuchia tham gia vào tổ chức này nâng tổng
số thành viên của ASEAN thành mười thành viên.
Từ năm1976, vấn đề hợp tác kinh tế ASEAN đã được chú trọng với kế hoạch hợp
tác kinh tế mà lĩnh vực ưu tiên là cung ứng và sản xuất hàng hóa cơ bản, các thỏa
thuận thương mại ưu đãi PTA, kế hoạch hợp tác công nghiệp ASEAN AIC, kế hoạch
hợp tác từng khu vực BBC… Tuy đã có rất nhiều nỗ lực để thúc đẩy hợp tác kinh tế
trong ASEAN, nhưng kết quả của những nỗ lực đó khơng đạt được mục tiêu như mong
đợi. Đồng thời, vào đầu những năm 90, môi trường kinh tế chính trị quốc tế và khu
vực đã có những thay đổi quan trọng. Vị trí của ASEAN trong chiến lược khu vực và
quốc tế bị hạ thấp. Nên đến năm 1992 khi các nước thành viên ASEAN ký kết một
hiệp định về khu mậu dịch tự do ASEAN AFTA (ASEAN Free Trade Area) thì hợp
tác kinh tế các nước ASEAN mới thực sự đưa lên một tầm mức mới. Từ đây khu vực
mậu dịch tự do ASEAN chính thức ra đời và đi vào hoạt động. Sự hình thành AFTA
nhằm giải quyết hai mục tiêu cơ bản:
Thứ nhất: Liên kết thị trường khu vực với tư cách là một trung tâm sản xuất và
thương mại quốc tế nhằm cải thiện lợi thế cạnh tranh của ASEAN trong việc thu hút
vốn đầu tư trực tiếp nước ngồi
Thứ hai: Thơng qua AFTA, sẽ tạo điều kiện thúc đẩy các nước thành viên tự do
hóa thương mại nội bộ khu vực, xóa bỏ các rào chắn thương mại, kể cả các biện pháp


bảo hộ mậu dịch khu vực tiêu cực nhằm rút ngắn q trình hội nhập vào nền kinh tế
tồn cầu.
Là một thành viên ASEAN, ngày 1/1/1996, Việt Nam bắt đầu thi hành nghĩa vụ
thành viên theo AFTA. Thông qua tự do hóa thương mại sẽ tạo điều kiện thuận lợi cho
việc sản xuất hàng hóa xuất khẩu sang các nước thành viên ASEAN. Trước mắt các
doanh nghiệp Việt Nam, ASEAN sẽ là một thị trưởng rộng lớn với số dân khoảng 500
triệu người, có địi hỏi về chất lượng hàng hóa khơng q cao. Có thị trường tiêu thụ

với tiềm năng, sức mua lớn là một yếu tố giúp Việt Nam huy động các tiềm lực về lao
động và tài nguyên của mình vào sản xuất để phát triển xuất nhập khẩu.
Cơ cấu hàng hóa xuất khẩu của Việt Nam với các nước thành viên ASEAN:
Indonesia: Các mặt hàng Việt Nam có khả năng xuất khẩu mà Indonesia có nhu
cầu nhập khẩu thường xuyên là lạc, đậu xanh, đậu tương, ngô và các mặt hàng mỹ
nghệ.
Malaysia: Việt Nam xuất sang Malaysia: gạo, lạc, đậu, các loại hải sản, đá xây
dựng. Trong đó, gạo là sản phẩm có thể xuất khẩu sang thị trường này với số lượng
lớn. Mỗi năm Malaysia cần nhập 500.000 tấn gạo. Việt Nam còn xuất cao su, thiếc
sang Malaysia để họ tái xuất.
Philipin: Các mặt hàng Việt Nam có thể xuất sang nước này gồm có: gạo, than
đá, các loại đậu, lạc, dừa, chuối. Trong đó hai mặt hàng là dừa và chuối Việt Nam cần
học hỏi kinh nghiệm Philipin để sản xuất và chế biến xuất khẩu.
Thái Lan: Do gần gũi về mặt địa lý, khí hậu, tài nguyên thiên nhiên nên trên thị
trường thế giới sản phẩm xuất khẩu của hai nước khá tương đồng, nhiều khi là đối thủ
cạnh tranh của nhau. Song cũng có nhiều mặt hàng Việt Nam xuất sang Thái Lan như
gỗ, sắt thép, da nguyên liệu, thiếc, đá quý.
Singapo: Cơ cấu buôn bán của hai nước Việt Nam và Singapo có tính chất bổ
sung cho nhau nên các mặt hàng xuất khẩu của ta đều có thể xuất sang Singapo. Hơn
nữa, Singapo là thị trường chuyển khẩu lớn nhất của khu vực Đông Nam Á và cả Châu
Á, đang tiêu thụ rất lớn sản phẩm của Việt Nam trong đó có dầu thơ chiếm 2/3 tổng
kim ngạch xuất khẩu sang thị trường này.


Trong ASEAN, có nước Brunei là nước có tốc dộ tăng trưởng và thu nhập bình
quân khá cao mà chủ yếu có được từ thu nhập dầu mỏ, nhưng hầu như chưa có quan
hệ thương mại với Việt Nam. Ba nước thành viên mới gia nhập là Lào, Myanma (năm
2000) và Campuchia (2002) thực tế có trình độ phát triển thấp hơn chúng ta một chút.
Lào là nước thường xuyên tiến hành nhập khẩu từ Việt Nam nhiều loại mặt hàng mà
chủ yếu là nông, thủy sản. Kim ngạch buôn bán giữa Việt Nam và ba nước thành viên

này còn quá nhỏ bé. Nên trong đề án này chúng ta sẽ chỉ xem xét đến tổng kim ngạch
xuất khẩu của Việt Nam sang năm nước thành viên ASEAN là Indonesia, Malaysia,
Philipin, Singapo và Thái Lan.

II. Phân tích tình hình xuất khẩu của Việt Nam vào các nước ASEAN giai
đoạn 1995 – 2003
1. Phân tích đặc điểm biến động
Vận dụng các chỉ tiêu dãy số thời gian đã trình bày ở chương I, chúng ta sẽ phân
tích đặc điểm biến động của tổng kim ngạch xuất nhập khẩu của Việt Nam vào
ASEAN và tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam phân theo vùng lãnh thổ trong
giai đoạn 1995 – 2003.
Theo số liệu tổng kim ngạch xuất khẩu của các năm, ta vận dụng các phương
pháp phân tích biến động tổng kim ngạch xuất khẩu trong giai đoạn 1995 – 2003.


Bảng 1.1:TÌNH HÌNH BIẾN ĐỘNG TỔNG KIM NGẠCH XUẤT KHẨU GIAI
ĐOẠN 1995 – 2003

Chỉ tiêu

Kim

Lượng tăng giảm

Tốc độ phát triển

Giá trị

ngạch

tuyệt đối (trUSD)

(%)

tuyệt đối

xuất khẩu

Liên hồn

Định gốc

Liên hồn

Định gốc

1% tăng

(trUSD)

(δi)

(∆i)

(ti)

(Ti)

giảm

Năm

(trUSD)
1995

997,0

_

_

1996

_

_

_

1652,8

655,8

655,8

165,78

165,78

9,97

1997

1881,0

228,2

884,0

113,81

188,67

16,52

1998

1869,8

-11,2

872,8

99,40

187,54

18,81

1999

2258,8

389,0

1261,8

120,80

226,56

18,69

2000

2399,1

140,3

1402,1

106,21

240,63

22,58

2001

2400,7

1,6

1403,7

100,07

240,79

23,99

2002

2248,1

-152,6

1251,1

93,64

225,49

24,00

2003

2677,8

429,7

1680,8

119,11

268,59

22,48

Trungbình

2042,8

210,1

113,14

Qua kết quả tính tốn ở bảng trên ta thấy: So với năm 1995 thì tổng kim ngạch
xuất khẩu của các năm sau có xu hướng tăng lên.
Tổng kim ngạch xuất khẩu trung bình giai đoạn này là đạt 2042,8 trUSD. Kim
ngạch xuất khẩu trung bình tăng 210,1 trUSD. Tốc độ phát triển trung bình là 113,14%
cho biết kim ngạch xuất khẩu giai đoạn này tăng 13,14% so với giai đoạn trước nó.
Theo số liệu về kim ngạch xuất khẩu của từng năm thì ta có kim ngạch xuất khẩu
tăng dần qua các năm trừ năm 1998 và năm 2002 là có kim ngạch xuất khẩu thấp hơn
so với năm trước đó. Nhìn chung trong giai đoạn này thì năm 2003 là năm có kim