Vận dụng phương pháp dãy số thời gian để phân tích sự biến động của kim ngạch xuất khẩu dệt may 1996 - 2003.doc

đề án lý thuyết thống kê

Lời mở đầu
Trong sự phát triĨn kinh tÕ hiƯn nay, xu thÕ héi nhËp vµ toàn cầu hoá ngày
càng phát triển và lan rộng. Sự thông thơng dao dịch giữa các nớc ngày càng mở
rộng. Điều đó tạo cơ hội cho phát triển kinh tế,nhng đồng thời củng tạo ra
nhiều kho khăn cho các nớc đang phát triển. Muốn phát triển kinh tế, phải mở
rông giao lu, buôn bán với nớc ngoài, nắm bắt nhửng cơ hội ,phát huy lợi thế
,tìm ra hớng đi phù hợp và hạn chế đợc nhửng khó khăn do bối cảnh kinh tế thế
giới tạo ra.Việt nam là một nớc nghèo ,với điểm xuất phát thấp, đi lên từ một
nền kinh tế lạc hậu,chủ yếu là nông nghiệp (hơn 70%lao ®éng thc n«ng
nghiƯp). Tõ khi chun sang nỊn kinh tÕ thị trờng ,nớc ta đả đạt đợc nhiều thành
tựu,đa nền kinh tế thoát khỏi khủng hoảng,nâng cao đòi sống nhân dân ,và thoát
khỏi thế cấm vận bao vây ,mở rộng quan hệ với các nớc trên thế giới đà góp
phần không nhỏ trong sự phát triển nền kinh tế ,đặc biệt là xuất khẩu. Xuất
khẩu góp phần thúc đẩy kinh tế phát triển thu hút đợc nhửng máy móc thiết
bị ,dây chuyền sản xuất hiện đại ,công nghệ thông...Ngoài ra xuất khẩu còn
tăng thu ngân sách nhà nớc,đáp ứng nhu cầu phát triển cơ sơ hạ tầng đồng thời
tạo ra việc làm cho ngời lao động .
Hàng dệt may là một trong nhửng mặt hàng xuất khẩu chủ yếu của Việt
Nam. Thị trờng xuất khẩu hàng dệt may ngày càng đợc mở rộng ở các thị trờng
nh :EU, Mĩ, Nhậtvà nhiều nớc khác trên thế giới. Với nhửng thuận lợi sẵn có
ngành dệt may xuất khẩu ngay càng phát triển, kim ngạch xuất khẩu ngày càng
cao và chiếm một tỉ trọng lớn trong kim ngạch xuất khẩu của cả nóc .
Trớc những đóng góp của ngành dệt may đối với nền kinh tế quốc dân nên em
chọn đề tài: Vận dụng phơng pháp dÃy số thời gian để phân tích sự biến
động của kim ngạch xuất khẩu dệt may thời ki 1996_2003 và dự báo năm
2004.
Đề án này đuơc hoàn thành dới sự hớng dẩn của cô giáo Trần phơng Lan. Em
xin chân thành cảm ơn cô.Tuy vậy do trình độ của em còn nhiều hạn chế nên
không tránh khỏi những sai sót,mong thầy cô và các bạn thông cảm.

1


đề án lý thuyết thống kê

Sinh viên thực hiện

Phạm Minh H¹nh

2


đề án lý thuyết thống kê

CHƯƠNG i
Một số vấn đề vỊ d·y sè thêi gian
I. Kh¸i niƯm vỊ d·y sè thời gian.

1.1..Khái niệm.

Vật chất luôn luôn vận động không ngừng theo thời gian. Để nghiên cứu
biến động của kinh tế x· héi, ngêi ta thêng sư dơng d·y sè thêi gian.
DÃy số thời gian là dÃy các trị số của chỉ tiêu thống kê đợc sắp xềp theo
thứ tự thời gian. D·y sè thêi gian cho phÐp thèng kª häc nghiên cứu đặc điểm
biến động của hiện tợng theo thời gian vạch rõ xu hớng và tính quy luật của sự
biến động, đồng thời dự đoán các mức độ của hiện tợng trong tơng lai.
1.1..1..Kết cấu.
DÃy số thì gian gồm hai thành phần: thời gian và chỉ tiêu của hiện tợng đợc nghiên cứu.
+Thờt gian có thể đo bằng ngày, tháng, năm,tuỳ theo mục đích nghiên
cứu. Đơn vị thời gian phải đồng nhất trong dÃy số thời gian. Độ dài thời gian

giữa hai thời gian liền nhau đợc gọi là khoảng cách thời gian.
+ Chỉ tiêu về hiện tợng đợc nghiên cứu là chỉ tiêu đợc xây dựng cho dÃy số
thời gian. Các trị số của chỉ tiêu đợc gọi là các mức độ của dÃy số thời gian. Các
trị số này có thể là tuyệt đối , tơng đối hay bình quân.
1.1.2..Phân loại.
Có một số cách phân loại dÃy số thời gian theo các mục đích nghiên cứu
khác nhau.Thông thờng, ngời ta căn cứ vào đặc điểm tồn tại về quy mô của hiện
tợng theo thời gian để phân loại. Theo cách này, dÃy số thời gian đợc chia thành
hai loại: dÃy số thời điẻm và dÃy số thời kì.
DÃy số thời điểm biểu hiện quy mô của hiện tợng nghiên cứu tại những thời
điểm nhất định. Do vậy, mức độ của hiện tợng ở thời điểm sau có thể bao gồm
toàn bộ hay một bộ phận mức độ của hiện tợng ở thời điểm trớc đó.
DÃy số thời kì biểu hiện quy mô (khối lợng) của hiện tợng trong từng
thời gian nhất định. Do đó, chúng ta có thể cộng các mức độ liền nhau để đợc
một mức độ lớn hơn trong một khoảng thời gian dài hơn. Lúc này, số lợng các
số trong dÃy số giảm xuống và khoảng cách thời gian lớn hơn.

3


đề án lý thuyết thống kê

1.1.3.Tác dụng.
DÃy số thời gian cã hai t¸c dơng chÝnh sau:
+Thø nhÊt, cho phÐp thèng kê học nghiên cứu các đặc điểm và xu hớng
biến ®éng cđa hiƯn tỵng theo thêi gian. Tõ ®ã, chóng ta có thể đề ra định hớng
hoặc các biện pháp xử lí thích hợp.
+Thứ hai, cho phép dự đoán các mức độ của hiện tợng nghiên cứu có khả
năng xảy ra trong tơng lai.
Chúng ta sẽ nghiên cứu cụ thể hai tác dụng này trong các phần tiếp theo.

1.1.4..Điều kiện vËn dơng.
§Ĩ cã thĨ vËn dơng d·y sè thêi gian một cách hiệu quả thì dÃy số thời
gian phải đảm bảo tình chất có thể so sánh đợc giữa các mức độ trong dÃy thời
gian.
Cụ thể là:
+ Phải thống nhất đợc nội dung và phơng pháp tính
+ Phải thống nhất đợc phạm vi tổng thể nghiên cứu.
+ Các khoảng thời gian trong d·y sè thêi gian nªn b»ng nhau nhÊt là trong
dÃy số thời kì.
Tuy nhiên, trên thực tế nhiều khi các điều kiện trên bị vi phạm do các nguyên
nhân khác nhau.Vì vậy, khi vận dụng đòi hỏi phải có sự điều chỉnh thích hợp để
tiến hành phân tích đạt hiệu quả cao.
1.1.5..yêu cầu: Yêu cầu cơ bản khi xây dựng một dÃy số thời gian là phải đảm
bảo tính chất có thể so sánh đợc giữa các mức độ trong dÃy số. Muốn vậy thì
nội dung và phơng pháp tính toán chỉ tiêu qua thời gian phải thống nhất, phạm
vi hiên tợng nghiên cứu trớc sau phải nhất trí, các khoảng cách thời gian trong
dÃy số nên bằng nhau.
1.2. Các chỉ tiêu phân tích dÃy số thời gian.

Để phân tích đặc điểm biến động của hiện tợng theo thêi gian ngêi ta thêng sư dơng 5 chØ tiªu chính sau đây:
1.2.1.Mức độ bình quân theo thời gian.
Chỉ tiêu này phản ánh mức độ đại diện cho tất cả các mức độ tuyệt đối
trong dÃy số thời gian.Việc tính chỉ tiêu này phải phụ thuộc vào dÃy số thời gian
đó là dÃy số thời điểm hay dÃy số thời k×.

4


đề án lý thuyết thống kê

1.2.1.1.Đối với dÃy số thời kì: mức độ bình quân theo thời gian đợc tính theo
c«ng thc sau:

y=

n
∑ y
i
i =1

y1+ y 2 +...+ y n
=
n
n

(1).

Trong đó:
yi(i=1,n). Các mức độ của dÃy số thời kì.
n: Số lợng các mức độ trong dÃy số.
1.2.1.2.Đối với dÃy số thời điểm có khoảng cách thời gian bằng nhau: chúng ta
áp dụng công thức:
y1 + +....+ + y n
y
y n 1
2 2
2
y=
n 1

(2).

Trong đó:
yi(i=1,n).Các mức độ của dÃy số thời đIểm có khoảng cách thời gian
bằng nhau.
1.2.1.3.Đối với dÃy số thời điểm có khoảng cách thời gian không bằng nhau:
chúng ta áp dụng công thức:
y=

y1t1+ y 2t 2 +...+ y nt n
t1+t 2 +....+t n

(3).

Trong đó:
yi(i=1,n).Các mức độ của dÃy số thời điểm có khoảng cách thời gian
không bằng nhau.
ti(i=1,n):Độ dài thời gian có mức độ: yi.
1.2.2.Lợng tăng (giảm) tuyệt đối
Chỉ tiêu này phản ánh sự thay đổi về trị số tuyệt đối của chỉ tiêu trong
dÃy số giữa hai thời gian nghiên cứu. Nếu mức độ của hiện tợng tăng thì trị số
của chỉ tiêu mang dấu (+) và ngợc lại mang dấu (-).
Tuỳ theo mục đích nghiên cứu, chùng ta có các lợng tăng (giảm ) tuyệt
đối liên hoàn, định gốc hay bình quân.

5


đề án lý thuyết thống kê

1.2.2.1.Lợng tăng (giảm ) tuyệt đối liên hoàn: phản ánh mức chênh lệch tuyệt
đối giữa mức độ nghiên cứu (yi )mức độ kì liền trớc đó (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 các mức độ trong dÃy thời gian.

1.2.2.2.Lợng tăng (giảm) tuyệt đối định gốc: Là mức độ chênh lệch tuyệt đối
giữa mức độ kì nghiên cứu yivà mức độ của một kì đợc chọn làm gốc, thông thờng mức độ của kì gốc là mức độ đầu tiên trong dÃy số (y1). Chỉ tiêu này phản
ánh mức tăng (giảm) tuyệt đối trong những khoảng thời gian dài .
Gọi

là 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 và 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 này cho thấy lợng tăng(giảm) tuyệt đối định gốc bằng tổng đại số lợng tăng giảm tuyệt đối liên hoàn.
Công thức tổng quát:

=
n

n
i
i =2

(7).

1.2.2.3.Lợng tăng (giảm) tuyệt đối bình quân là mức bình quân cộng của các
mức tăng (giảm ) tuyệt đối liên hoàn.
Nếu kí hiệu là lợng tăng (giảm)tuyệt đối bình quân, ta có công thức:
n

i

y y
=
= n = n 1
n − 1 n −1` n −1
i =2

(8).

6


đề án lý thuyết thống kê

Lợng tăng (giảm) tuyệt đối bình quân không có ý nghĩa khi các mức độ
của dÃy số không có cùng xu hớng(cùng tăng hoặc cùng giảm) vì hai xu hớng
trái ngợc nhau sẽ triệt tiêu lẫn nhau làm sai lệch bản chất của hiện tựơng
1.2.3.Tốcđộ pháp triển.
Tốc độ pháp triển là tơng đối phản ánh tốc độ và xu hớng phát triển của
hiện tợng theo thời gian.
Có các tốc độ phát triển sau:
1.2.3.1.Tốc độ pháp triển liên hoàn( ti) phản ánh sự phát triển của hiện tợng
giữa hai thời gian liền nhau.
yi

ti= y

(i=2,n)

(9)

i 1

ti có thể đợc tính theo lần hay phần trăm(%).
1.2.3.2.Tốc độ phát triển định gốc(Ti phản ánh sự phát triển của hiện tợng trong
những khoảng thời gian dài. Chỉ tiêu này đợc xác định bằng cách lấy mức độ
của kì nghiên cứu ( yi )chia cho mức độ của một kì đợc chon làm gốc, thờng là
mức độ đầu tiên trong dÃy số ( yi ).

Công thức:
yi

Ti= y

(i=2,n)

(10).

1

Giữa tốc độ phát triển liên hoàn và tốc độ phát triển định gốc có các mối
quan hệ sau:
+Thứ nhất, tích các tốc độ phát triển liên hoàn bằng tốc độ phát triển
định gốc:
t i =T i

(i=2,n)

(11).

+Thứ hai,thơng của hai tốc độ phát triển định gốc liền nhau bằng tốc độ
phát triển liên hoàn giữa hai thơì gian liền đó:

t=
i

Ti
T i 1

(i=2,n)

(12).

Tốc độ phát triển định gốc cũng đợc tính theo số lần hay%.
7


đề án lý thuyết thống kê

1.2.3.3.Tốc độ phát triển bình quân là số bình quân nhân của các tốc độ phát
triển liên hoàn, phản ánh tốc độ phát triển đại diện cho các tốc độ phát triển liên
hoàn trong một thời kì nào đó .
Gọi

t

là tốc độ phát triển bình qu©n, ta cã:

t

= n −1

n
n −1 ∏ t
t 1.t 2...t n =
i
i =2

(13).

hay :
t = n −1 T i = n 1

yn
y1

(14).

Công thức này cũng có đơn vị tính giống hai công thức trên.Tốc độ phát
triển bình quân có hạn chế là chỉ nên tính khi các mức độ của d·y sè thêi gian
biÕn ®éng theo mét xu híng nhÊt định(cùng tăng hoặc cùng giảm).
1.2.4.Tốc độ tăng (giảm).
Chỉ tiêu này phản ánh mức độ của hiện tợng nghiên cứu giữa hai thời
gian đà tăng (+) hoặc giảm (-) bao nhiêu lần (hoặc bao nhiêu %) Tơng ứng với
mỗi tốc độ phát triển, chúng ta có các tốc độ tăng giảm sau:
1.2.4.1.Tốc độ tăng giảm liên hoàn phản ánh sự biến động tăng(giảm) giữa hai
thời gian liền nhau, là tỉ số giữa lợng tăng(giảm) liên hoàn kì nghiên cứu () với
mức ®é k× liỊn tríc trong d·y sè thêi gian (yi-1).
Gäi ai là tốc độ tăng (giảm) liên hoàn, ta có:

i
Ai= y i −1 =

Hay:

y−y
y
i

i −1

(i=2,n).

(15)

i −1

ai =ti -1

(nÕu tÝnh theo đơn vị lần)

(16).

ai =ti -100

(nếu tính theo đơn vị %)

(17).

1.2.4.2.Tốc độ tăng (giảm) định gốc là tỷ số giữa lợng tăng (giảm) định gốc

nghiên cứu() với mức độ kì gốc, thờng là mức độ đầu tiên trong dÃy(yi).
Công thức:

y y
Ai= δ = y = T i − 1(100%)
y
i

i

i

−

1

(18).

1

Trong ®ã : Ai:Tốc độ tăng (giảm ) định gốc có thể tính đợc theo lần hay%.

8


đề án lý thuyết thống kê

1.2.4.3.Tốc độ tăng (giảm) bình quân là số tơng đối phản ánh tốc độ tăng
(giảm) đại diện cho các tốc độ tăng (giảm) liên hoàn trong cả thời kì nghien cứu
.

Nếu kí hiệu

a

là tốc độ tăng (giảm) bình quân , ta có:
(19)

a = t 1

(20)

a = t − 100

Hay:

a = n −1

yn
− 1(100%)
y1

(21)

Do tèc ®é tăng (giảm) bình quân đợc tính theo tốc độ phát triển bình
quân nên nó cũng có hạn chế khi áp dụng giống nh tốc độ phát triển bình quân.
1.2.5.Giá trị tuyệt đối của 1% tăng(giảm).
Chỉ tiêu này phản ánh cứ 1% tăng (giảm) của tốc độ tăng(giảm) liên hoàn
thì tơng ứng với một tỷ số tuyệt đối là bao nhiêu.
Giá trị tuyệt đối của 1% tăng (giảm) đợc xác định theo công thức :

g
Trong đó:

i

= i
ai

(i=2,n)

(22).

gi :Giá trị tuyệt đối của 1% tăng (giảm).
ai:Tốc độ tăng (giảm) liên hoàn tính theođ đơn vị %.

còn đợc tính theo công thức sau:

g

i

=

y i 1
100

(i=2,n)

(23).

*Chú ý:Chỉ tiêu náy chỉ tính cho tốc độ tăng (giảm) liên hoàn, đối với tốc
độ tăng (giảm ) định gốc thì không tính vì kết quả luôn là một số không đổi và
băng yi /100.
ii /một số phơng pháp biểu hiệN xu hớng biến độngvà thống kê ngắn hạn

2.1. Một số phơng pháp biểu hiện xu hớng biến động của hiện tợng

2.1.1.Phơng 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 hơn với mức độ lớn hơn.Trớc khi ghép, các
mc độ trong dÃy số cha phản ánh đợc mức biến động cơ bản của hiện tợng hoặc
9


đề án lý thuyết thống kê

biểu hiện cha rõ rệt. Sau khi ghép, ảnh hởng của các nhân tố ngẫu nhiên triệt
tiêu lẫn nhau do ảnh hởng của các chiều hớng trái ngợc nhau và các mức độ mới
bộc lộ rõ xu hớng biến động cơ bản của hiện tợng.
Tuy nhiên, phơng pháp mở rộng khoảng cách thời gian còn có một số nhợc điểm nhất định .
+Thứ nhất, phơng 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 vô nghĩa.
+Thứ hai, chỉ nên áp dụng cho dÃy số tơng đối dài và cha bộc lộ rõ xu hờng biến động của hiện tợng vì sau khi mở rộng khoảng cách thời gian,số lợng
các mức độ trong dÃy số giảm đi nhiều .
2.1.2Phơng pháp bình quân trợt :
Số bình quân trợt (còn gọi là số bình quân di động) là số bình quân cộng
của một nhóm nhất định các mức độ của dÃy số đợc tính bằng cách lần lợt loại
dần các mức độ đầu và thêm dần các mức độ tiếp theo sao cho tổng số lợng các
mức độ tham gia tính số lần bình quân không đổi.
Có hai phơng pháp số bình quân trợt cơ bản.

2.1.2.1.Số bình quân trơt đơn giản.
Phơng pháp này coi vai trò của các mức độ tham gia tính số bình quân trợt là nh nhau.Thông thờng,số mức độ tham gia trợt là lẻ (VD:3,5,7,,2n+1) để
giá trị bình quân nằm giữ khoảng trợt.
Công thức tổng quát:

y

t

=

t+ p
yi
yi
=
1 m i=t − p
i =t − m
2 p +1
−
t + m2 1

(24).

2

Trong đó :

yt :Số bình quân trợt tại thời gian t.
yi :Mức độ tại 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 (gồm m mức độ).
Nếu tính bình quân trợt cho nhóm ba mức độ, chúng ta triển khai c«ng thøc nh
sau:

10


đề án lý thuyết thống kê

y

=

y1+ y 2+ y 3
3

=

y 2 + y 3+ y 4
3

2

y

3

(25)

(26).

...............................

y

n −1

y

=

n −2

+

y
3

n −1

+

y

(27).

n

2.1.2.2.Sè b×nh quân trợt gia quyền.
Cơ sở của phơng pháp là gắn hệ số vai trò cho các mức độ tham gia tính
bình quân trợt. Các mức độ này càng gần mức độ tính thì hệ số càng cao và
càng xa thì hệ số càng nhỏ. Các hệ số vai trò đợc lÊy tõ c¸c hƯ sè cđa tam gi¸c
Pascal.
1
1
1
1

1
2

1

3

3

1

T theo møc độ tham gia tính bình quân trợt, chúng ta chọn dòng hê số
tơng ứng. Chẳng hạn, số mức độ tham gia là 3, công thức là:

y

2

=

y1+2 y 2 + y 3
4

=

y +2 y + y
4

y

3

y

n −1

2

=

(28).
3

y n − 2+2 y n 1+ y n
4

4

(29).
(30).

Phơng pháp này cho chúng ta hiệu quả cao hơn phơng pháp trên.Tuy
nhiên cách tính phức tạp hơn nên ít đợc sử dụng.
2.1.3.Phơng pháp hồi quy.

11


đề án lý thuyết thống kê

Hồi quy là phơng pháp của toán học đợc vận dụng trong thống kê để biểu
hiện xu hớng biến động cơ bản của hiện tợng theo thời gian. Những biến động
này có nhiều giao động ngẫu nhiên và mức độ tăng (giảm) thất thờng.

y

Hàm xu thế tổng quát có dạng:
Trong đó:

y

t

t

= f (t , a 0 , a1 ,..., a n )

: Hµm xu thÕ lÝ thut .

t: Thø tù thêi gian t¬ng øng víi một mức độ trong dÃy số.

a , a ,..., a

:Các tham số của hàm xu thế ,các tham số này thờng đợc xác
định bằng phơng pháp bình phơng nhỏ nhất.
0

1

n

( y t − y t ) = min
2

Do sù biến động của hiện tợng là vô cùng đa dạng nên có hàm xu thế tơng ứng sao cho sự mô tả là gần đúng nhất so với xu hớng biến động thực tế
của hiện tợng.
Một số dạng hàm xu thế thờng gặp là:
2.1.3.1.Hàm xu thế tuyến tính.

y =a +a t
0

t

1

Hàm xu thế tuyến tính đợc sử dụng khi dÃy số thời gian có các lợng
tăng (giảm) liên hoàn tuyệt đối xấp xỉ nhau.Theo phơng pháp bình phơng nhỏ
nhất, chúng ta biến đổi đợc hệ phơng trình:

y = n a + a .∑ t
0

1

∑ ty = a ∑ t + a t
0

Từ đó, chúng ta tíng đợc

a ,a
0

1

2

1

.

Ngoài ra, tham sè cã thĨ tÝnh trùc tiÕp theo c«ng thøc :

a1 =

ty −t y
=
2
σt

a

ty − t y
t − (t )

y a t

0

=

1

2

2

(31).
(32).

2.1.3.2.Hàm xu thế dạng Parabol bậc hai.
12


đề án lý thuyết thống kê

Hàm Parabol đợc sử dụng khi các sai phân bậc hai(tức là sai phân của
sai phân bậc một) xấp xỉ nhau.
Dạng hàm :

y = a + a .t + a .t
0

t

với

a ,a ,a
0

1

1

2

(34).

2

là các nghiệm của phơng trình:

2

y = n . a + a .∑ t + a .∑ t
∑ t. y = a .∑ t + a .∑ t + a .∑ t
∑ t . y = a .∑ t + a .∑ t + a . t
2

0

1

2

2

0

3

1

2

2

3

0

(35)

2

1

4

2

2.1.3.3.Hàm mũ.
Phơng trình hàm mũ có dạng:

y = a .a
0

t

Hai tham số

a

a

và

0

1

t

1

là nghiệm của phơng trình:

lg y = n. lg a + lg a .∑ t
∑ t. lg y = lg a .∑ t + lg a . t
0

1

0

2

1

Hàm xu thế dạng y t = a0 . a1 đợc vận dụng khi dÃy số thời gian có các tốc độ
phát triển liên hoàn xấp xỉ nhau.
t

2.1.3.4.Hàm Hypecpol.
Phơng trình hàm xu thế Hypecpol có dạng:

y =a
t

0

+ a1
t

Hàm xu thế này đợc sử dụng khi dÃy số thời gian có các mức độ ngày
càng giảm chậm dần.
Các tham số

a ,a
0

1

đợc xác định theo hệphơng trình:

13


đề án lý thuyết thống kê

y = n a + a .∑ 1
t
1
1
1
∑ . y = a .∑ . + a .
t
t
t
0

1

0

2

1

Trên đây là một số hàm xu hớng thờng 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 đợc hay không, hay mối liên hệ tơng quan có chặt chẽ hay không.
Đói với hàm xu thế dạng tuyến tính, ngời ta sử dơng hƯ sè t¬ng quan r :

ty − t . y
=a σ
r
σ .σ
σ
=

t

1

t

víi

y

y

=

t − (t )

σ

t

σ

=
y

2

2

2

2

y − ( y)

Khi /r/ càng gần 1 thì mối liên hệ tơng quan càng chặt chẽ. r mang
dấu (-) khi y và t có mối liên hệ tơng quan nghịch, còn r mang dấu (+) khi y và
t có mối liên hệ tơng quan thuận. Thông thờng /r/ > 0.9 thì chúng ta có thể chấp
nhận đợc.
Ngoài ra, để đánh giá trình độ chặt chẽ của mối liên hệ tơng quan giữa y và t
trong các hàm xu thế phi tuyến ngời ta sử dơng tØ sè t¬ng quan η.

∑ ( y − y t)
1
( y y)

2

=

2

Nếu càng gần 1 thì mối liên hệ tơng quan càng chặt chẽ.
2.1.4.Phơng pháp biểu hiện biến động thời vụ.
Để xác định đợc tính chất và mức độ của biến động thời vụ, chúng ta phải
sử dụng số liệu trong nhiều năm theo nhiều phơng pháp khác nhau. Phơng pháp
thông dụng nhất là sử dụng chØ sè thêi vơ.
Cã 2 lo¹i chØ sè thêi vơ:
+ChØ sè thêi vơ ®èi víi d·y sè thêi gian cã các mật độ tơng đối ổn định.
+Chỉ số thời vụ ®èi víi d·y sè thêi gian cã xu híng biÕn ®éng râ rÖt.

14


đề án lý thuyết thống kê

*. Chỉ số thời vụ ®èi víi d·y sè thêi gian cã c¸c mËt ®é tơng đối ổn định nghĩa
là trong cùng một kì, năm này qua năm khác không có sự thay đổi rõ rệt, các
mức độ xấp xỉ nhau, khi đó chỉ số thời vụ đợc tính theo công thức sau:

I
I

TV ( i )

y

i

Trong đó:

y

0

TV ( i )

=

y
y

i

.100%

(i=1,n).

0

: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 .

*.Chỉ số thêi vơ ®èi víi d·y sè thêi gian cã xu hớng biến động rõ rệt.
Trong trờng hợp này, chúng ta phả đIều chỉnh bằng phơng trình hồi

quy để tính các mức độ lí thuyết.Sau đó dùng các mức độ này để làm căn cứ so
sánh:

y
y
.100 %
m

m


I TV (i ) =
Trong ®ã:

j =1

ij

ij

(i=1,n).

yij : Møc ®é thùc tÕ cđa k× thø i năm j .

y

ij

: Mức độ lí thuyết của kì thứ i năm j .

2.2.Một số phơng pháp dự đoán thống kê ngắn hạn.
2.2.1.Một số phơng pháp dự đoán thống kê ngắn hạn thờng dùng:
2.2.1.1.Ngoại suy bằng các mức độ bình quân.
Phơng pháp này đợc sử dụng khi dÃy số thời gian không dài và không
phải xây với các dự đoán khoảng. Vì vậy, độ chính xác theo phơng pháp này
không cao. Tuy nhiên, phơng pháp đơn giản và tính nhanh nên vẫn hay đợc
dùng.
Có các loại ngoại suy theo các mức độ bình quân sau:

15


đề án lý thuyết thống kê

a. Ngoại suy bằng mức độ bình quân theo thời gian:
Phơng pháp này đợc sử dụng khi các mức độ trong dÃy số thời gian không
có xu hớng biến động rõ rệt (biến động không đáng kể).
Mô hình dự đoán:


y

n+ L

=

y

với:
n

y

y
n

=

i =1

i

(36).

Trong đó:

y

:Mức độ bình quân theo thời gian.

n: Số mức độ trong dÃy số.
L:Tầm xa của dự đoán.


y

n+ L

:Mức độ dự đoán ở thời gian (n+L).

b.Ngoại suy bằng lợng tăng (giảm ) tuyệt đối bình quân.
Phơng pháp này đợc áp dụng trong trờng hợp dÃy số thời gian có các lợng
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:


y

n+ L

=

y + .L
n

với:
n


Trong đó:

y

n

=


n 1

i =1

i

=

y y ∆
=
n −1 n −1
n

1

n

(37).

:Møc ®é ci cïng cđa d·y sè thêi gian.

16


đề án lý thuyết thống kê



i

(i=1,n): Lợng tăng (giảm) tuyệt đối liên hoàn.

c.Ngoại suy bằng tốc độ phát triển bình quân.
Đây là phơng pháp đợc 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

t

là tốc độ phát triển bình quân, ta có mô hình dự đoán theo năm:


y

=

n+ L

y .(t )

L

(38).

n

Nếu dự đoán cho những khoảng thời gian dới môt năm ( tháng ,quý ,mùa) thì:


(t )
y =Y

S

j 1

i

ij

(j=n+L)

t

(39).

Trong đó;


y

ij

: Mức độ dự đoán kì thứ i.(i=1,m) của năm j.

Yi: Tổng các mức độ của các kì cùng tên i.

Y=
i

n
y

ij
j =1

(i=1,m).

Yij:mức độ thực tế kì thứ i của năm j.

S =1+ (t ) + (t ) 2 +...+ (t ) n 1
t

2.2.1.2.Ngoại suy bằng số bình quân trợt.
Gọi M là dÃy số bình quân trợt.
M=Mi

(i=k,n)

với k là khoảng san bằng .
Đối với phơng pháp này, ngời 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:

17


đề án lý thuyết thống kê


y

n +1

=

M

(40).

n

Mn: Số bình quân trợt thứ n.


y

n+ L

: Mức độ dự đoán năm thứ n+L.

+Thứ hai, mô hình dự đoán khoảng có dạng:


y

n +1

t .S.


1+

1


y y
k
n +1

n +1


+ t .S.

1+

1
k

(41).

Trong đó:

t

:Giá trị trong bảng T-Student với bậc tự do (k-1) và xác xuất tin cậy


S

: Sai số bình quân trợt:

(1- ).


S=

i=

n
2
( y i M i)
i=k

n k

(42).

2.2.1.3.Ngoại suy hàm xu thế .
Ngoại suy hàm xu thế là phơng pháp dự đoán thông dụng, đợc xây dựng
trên cơ sở sự biến động của hiện tợng trong tơng lai tiếp tục xu hớng biến động
đà hình thành trong quá khứ và hiện tại Mô hình dự đoán điểm:


y = f (t + L)
n+ L

f(n+L) là giá trị hàm xu thế tại thời điểm (n+L).
Mô hình dự đoán khoảng:

y t .S p ≤ y n + L ≤ y n + L + t α .S p
n+ L

Trong ®ã:

Sp :Sai số dự đoán:

18


đề án lý thuyết thống kê

S =Se
p

1 3(n + 2 L −1) 2
1+ +
n
n(n 2 −1)

Se : Sai sè m« h×nh:

S=
e

n
2
∑ ( y t − y t)
i =1

n− p

p: sè các tham số trong mô hình .
Các dạng hàm xu thế dùng để dự đoán là các hàm xu thế có chất lợng cao khi
sai số mô hình nhỏ nhất và hệ số tơng quan cao nhất (xấp xỉ 1).

2.2.1.4.Ngoại suy theo bảng Bays-balot.
Nhờ việc phân tích các thành phần của dÃy số thời gian, chúng ta xây
dựng đợc mô hình khá chuẩn.Từ mô hình này chúng ta có thể dự đoán các mức
độ cho tơng lai.


y = a +b(n + L) + Ci + ε t + L
n+ L

Tuy nhiên,thành phần ảnh hởng của nhân tố ngẫu nhiên khó xác định.
Hơn nữa ,ảnh hởng này thờng không lớn nên việc loại bỏ nhân tố này, mô hình
sẽ trở nen đơn giản hơn.


y = a +b(n + L) + Ci
n+ L

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 hớng biến động .Nghĩa là các mùa vụ phải
cùng tăng (giảm) và cùng tốc độ phát triển.
2.2.1.5.Phơng pháp san bằng mũ.
Hầu hết các mô hình dự đoán kể trên đều có chung một nhợc điểm là

đánh giá vai trò của các mức độ trong dÃy số thời gian nh nhau .
Để khắc phục nhợc điểm này, ngời ta xây dựng mô hình dự đoán theo phơng pháp san bằng mũ. Phơng pháp dự đoán này dựa trên cơ sở các mức độ của
dÃy số thời gian phải đợc xem xét một cách không nh nhau. Các mức độ càng
mới (càng cuối dÃy số) càng cần phải đợc chú ý nhiều hơn. Nhờ vậy, mô hình

19


đề án lý thuyết thống kê

dự đoán có khả năng thích nghi với những sự biến động mới nhất của hiện tợng
trong dÃy số thời gian.
Gọi yt là mức độ thực tế tại thời điểm t.

y

:mức độ lí thuyết tại thời điểm t.

t

Ta có mức độ lí thuyết dự đoán tại thời điểm tiếp theo(t+1) là:



y = y + (1 ) y t
t +1

Đặt:

=1

, ta có:



y t +1= y + y t

,

là các hệ số san bằng nằm trong khoảng [0,1].

Nh vậy mức độ dự đoán
tế

yt


y

và mức độ dự đoán

là trung bình cộng gia quyền của các mức độ thực

t +1


y

t

.

Sau một loạt các phép biến đổi, chúng ta xây dựng đợc một công thức tổng
quát:
n 1

y =α ∑ β i. y i −1+ β n. y 0
t +1

Trong đó:

i =0

y0 : Mức độ đợc chọn làm điều kiện ban đầu.

Dự đoán bằng phơng pháp san bằng mũ chịu ảnh hởng 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 thấy.

20


đề án lý thuyết thống kê

Chơng II
Những vấn đề chung về ngành dệt may
1. Thực trạng chung
11 Thời cơ và thách thứcvới ngành may mặc Viêt Nam hiện nay .
Trong quá trình hội nhập thị trờng khu vc và thế giới con đờng phát triển bền

vững của các doanh nghiệp Việt nam là phải đầu t đổi mới thiết bị công nghệ và
hoàn thiện quản lý để nâng cao năng lực cạnh tranh . Đối thủ cạnh tranh giờ đây
không chỉ là các doanh nghiệp trên cùng lÃnh thổ mà đả mở rộng ra khắp thế
giới. Biên giới quốc gia chỉ còn ý nghĩa về mặt địa lý .
Với u điểm ít vốn công nghệ đơn giản thời gian thu hồi vốn nhanh ít rủi ro,
ngành may mặc là một ngành kinh tế quan trọng.Ngành may mặc là một
ngành kinh tế quan trọng . ngành may mặc việt nam thực sự khởi sắc từ đầu
thập niên chín mơi, và có tốc độ tăng trởng khá nhanh.trên thị trờng quốc tế,
hàng may xuất xứ Việt nam đợc đánh giá cao về chất lợng, nhờ lơng giờ
thấp,hàng may mặc việt nam có khả năng cạnh tranh trên thị trờng.
Nhửng năm gần đây, sản phẩm dệt may việt nam đà xâm nhập vào nhiều
thị trờng khó tính và thị phần tăng nhanh ,nhờ những thế mạnh và cơ hội của
mình đó là nguồn nhân công dồi dào , có trình độ , phơng tiện gửi hành và vận
chuyển quốc tế thuận lợi và cã chi phÝ thÊp .miĨn th nhËp khÈu ®èi víi các
chủ doanh nghiệp .mặt khác đội ngủ công nhân lành nghề có khả năng kinh
doanh và đang chuyển sang hình thức tiếp cận trực tiéep với khách hàng. Ngoài
ra ,cơ hội nâng cao hiệu quả và kỉ năng tiếp thị trong gia công đê chuyển sang
xuất FOB . Tỉ giá hối đoái thực tế của vnđ trên một số thị trờng đang yếu đi làm
tăng khả năng xuất khẩu hàng vào các thị trờng đó . một số công ty đả thành
công trong phát triển các sản phẩm đặc biệt tạI thị trờng ngách trên cơ sở xuất
FOB.
Bên cạnh nhửng thuận lợi ngành dệt may đà gặp phải không ít khó khăn
bởi nhửng điểm yếu của mình . Giá trị gia tăng trong nớc thấp do duy trì quá lâu
hình thức gia công.cha chủ động tạo đợc nguồn nguyên liệu trong nớc phù hợp
với nhu cầu sản xuất hàng xuất khẩu. Sự liên kết với khách hàng kém phát
triển ,quá phụ thuộc vào các đối tác nớc ngoài, ít mối quan hƯ víi khach hµng
ci cïng . BÝ qut tiÕp thị hạn chế, đặc biêt trong việc đột phá thị trờng mới.
Và hàu nh chha có thơng hiệu riêng và chủng loại sản phảm hạn chế . Dó đó
ngành dệt may của Việt Nam đà gặp phải thách thức cạnh ở tát cả các thị trờng.đồng thời AFTA sẽ giảm các hàng rào thơng mại ở châu ávà khuyến khích
cạnh tranh khu vực .nhân công trong một số nớc trong khu vực rẻ hơn nh

Bangladet.và chi phí cho các dịch vụ thuộc kết cấu hạ tầngcao, cớc phí địên
thoại ,dịch vụ viển thông,giá đIửn giá nuớc Cạnh tranh khốc liệt từ phía trung
quốc do ở đó công nghiệp dệt và phụ liệu đà phát triển ,có nguồn nhân công rẻ
hơn,năng suất lao động cao hơn,thêm vào đó là hiệp định dÖt may ViÖt nam –

21


đề án lý thuyết thống kê

Mỷ quy định việc khống ché hạn ngạnh nhập hàng dệt may từ Việt nam vào
mỷ.
Tuy nhiên ,với những khó khăn trên ngành dệt may luôn tìm cách khắc
phục ,hoàn thành và vợt mức các chỉ tiêu đặt ra.
1.2 Xu thế biến động
có thể nói hoạt động sản xuất của các doanh nghiệp hàng tiêu dùng xuất
khẩu việt nam bắt đầu tăng trởng từ sau năm 1985. Những ngành mủi nhọn xuất
khẩu nh dệt may , da dày hảI sản là những ngành đạt kim ngạch xuất khẩu cao
Sau năm 1985 ngành dệt may mới bắt đầu có các sản phẩm tiêu dùng xuất
khẩu nh: quần áo bảo hộ lao động, mủ vảI ,áo sơ mi,xuất khẩu sang các thị trờng balan,liên xô, tiệp khắc . thị trờng dệt may sau sự biến động của thị trờng
liên xô, và một số nớc đông âu đến nay đà phát triển mạnh mẻ trong khu vực và
quốc tế . hàng dẹt may việt nam đợc xuất khâura hai khu vực thị trờng có hạn
ngạch và không có hạn ngạch . thị trờng có hạn ngạchdo các nớc EU (đức, hà
lan,anh , ý.)áp đặt.
Từ năm 1993kim ngạch xuầt khẩu hàng dệt may vào EU tăng lên 25%so với
năm 1985 . trong nữa đầu năm 1997,kim ngạch xuât khẩu vào Eucủa ngành dệt
may tăng 42%so với cùng kỳ năm 1996. Các doanh nghiệp địa phơng có mức
xuất khẩu ổn định(chiếm tỷ trọng từ 37,9% - 38% tổng kim ngạch xuất khẩu
vàoEU. Các doanh nghiệp phía n am luôn dẩn đầu về tốc độ tăng tỷ trọng xuất
khẩu hàng may mặcvào EU (chiếm tỷ trọng70%tổng kim ngạch xuất khẩuvào

EU)Năm2001 giá trị may mặcđạt mức 1,9754 tỷ USD,tăng 11,6%. Kim ngạch
xuất khẩuhàng dệt may cả nớcnăm 2003 đạt 3,63 tỷ USD, tăng gần 31,2% sovới
năm 2002và là mặt hàng đạt kim ngạch xuất khẩu lớn thứ hai, chỉ đứng sau dầu
thô. Dự báo năm 2004mở ra triển vọng sẽ đạt kim ngạch xuất khẩu từ 4,2 đến
4,5 tỷ USD tănghơn năm ngoái trên 31%.
Tuy nhiên kể từ khi mỷ áp đặt kim ngạch, nhất là vào những tháng cuối năm
thì xuất khẩu hàng dệt may sang mỷ đă giảm khá mạnh .Song nghanh dệt may
việt nam đợc đánh giá là nghành xuất khẩu có nhiêù triển vọng vì thế muốn
phát huy sự tăng trớng và phát triển ,nghành dệt may phảI tang cờng thế mạnh
và đón lấy cơ hội của mình .
2 . Xuất khẩu dệt may vào các thị trờng trên thế giới .
2.1 2003một năm thành công của xuất khẩu hàng dệt may vào thị trờng Mỹ
Mặc dù trong nhửng tháng đầu năm có bị ảnh hởng của đạI dịch
SARS,chiến tranh IRAC ,nhng xuất khẩu hàng dệt may của nớc ta năm
2003 vẩn đạt đơc mức tăng trởng cao. Theo số liệu thống kê sơ bộ ,kim
nghạch xuất khẩu hàng dệt may của cả nớc năm 2003 ơc đạt 3,6 tỉ
USD,tăng 31% so với năm 2002 ,và là mặt hàng đạt kim nghạch xuất khẩu
lớn thứ hai .đáng chú ý về xuất khẩu hàng dệt may trong năm 2003 đó là
việc xuất khẩu hàng dệt may sang mỷ bắt đầu bị áp đặt hạn ngạch .Trong
những tháng đầu năm ,tranh thủ khi Mỹ cha áp đặt hạn ngạch ,các doanh
nghiƯp ®· tranh thđ xt khÈu tèi ®a sang Mû .Chính vì vậy mà kim ngạch
xuất khẩu hàng dệt may sang thị trờng này trong những tháng đầu năm
đạt rất cao.Có những tháng đạt trên 250 triệu USD.Tuy nhiên kể từ khi Mĩ
áp đặt hạn ngạch,nhất là những tháng cuối năm thì xuất khẩu hàng dệt may
22


đề án lý thuyết thống kê

sang Mỷ đả giảm khá mạnh do hạn ngạch ở một số CAT đả hết.Trong

tháng 1,kim ngạch xuất khẩu hàng dệt may sang Mỹ chỉ đạt khoảng 80
triêu USD,giÃm tới 68,5% so với kim ngạch xất khẩu trong tháng 6 và giảm
34,2% so với cùng kì 2002.Do khan hiếm hạn ngạch đà khiến một số doanh
nghiệp lâm vào tình trạng khó khăn,công nhân không có việc làm.Mặc dù
bị hạn chế về hạn ngạch,nhng xuất khẩu hàng dệt may của ta sang Mỹ cả
năm vẫn đạt gần 1,9 tỷ USD,tăng 94,67% so với năm 2002 và chiếm hơn
54% tổng kim ngạch xuất khẩu hàng dệt may cả nớc.
2.2 Thị trờng Nhật Bản.
Thêm nhiều t liệu cho rằng hàng dệt may Việt Nam xuất khẩu sang Nhật
Bản đang tơng đối thuận lợi nhờ kinh tế Nhật đang trên đà phục hồi.Đồng yên
tăng khá mạnh so với đồng USD,khiến cho hàng hoá nhập khẩu vào Nhật Bản
trở nên rẻ hơn.Hàng dệt may củng nằm ngoạI lệ đó.so với đầu năm,hiện đồng
yên đà tăng giá tới 10,4% so với USD,lên 108 yên/1USD.Đặc biệt do chịu sức
ép về vấn đề tỷ giá hối đoáI,Trung Quốc đà phảI cắt giÃm tỉ lệ hoàn thuế
VAT,đối với hàng dệt may xuất khẩu từ 7% đến 13%.Đây là một thuận lợi rất
lớn cho hang dệt may của ta xuất khẩu sang Nhật Bản,bởi tạI thị trờng này hàng
dệt may của Viêt Nam đang bị hàng dệt may của Trung Quốc cạnh tranh hết
sức gay gắt.Theo số liệu thống kê chính thức xuất khẩu hàng dệt may cuả Việt
Nam sang Nhật bản trong tháng 9 đạt 49,7 triệu USD,tăng 2,05% so với tháng
trớc và so với cùng kì 2002 và là tháng đạt kim ngạch xuất khẩu cao nhất từ đầu
năm đến nay.Tính chung tháng 9 đầu năm,kim ngạch xuất khẩu hàng dệt may
sang Nhật Bản đạt 535 triệu USD,vẩn giÃm 1,77% so cùng kì.Trong số các mặt
hàng xuất khẩu sang Nhật trong tháng 9,áo jacket đạt kim ngạch xuất khẩu cao
nhất,gần 9,5 triệu USD.áo kimoto,quần áo trẻ em,áo gió,bít tấtđều đạt mức
khá cao so với tháng trớc.Tuy nhiên,một số mặt hàng chủ lực nh đồ lót,áo sơ
mi,chăn bông,áo len,tơ tằm lại giảm.Điều này cho thấy xuất khẩu hàng dệt may
của viêt nam sang nhật vẩn cha thực sự vửng bền và còn tiềm ẩn những nguy cơ
mất thị trờng.
2.3 Thị trờng EU
Nhìn chung,tình hình xuất khẩu sang EU lại có diễn biến trái ngợc so với

xuất khẩu sang Mỹ. Trong những tháng đầu năm khi mà xuất khẩu sang mỹ
tăng mạnh,xuất khẩu sang EU giÃm sút trong những tháng cuối năm xuất khẩu
sang EU lại tăng mạnh trở lại.việc bộ thơng mại nối lại cấp giấy phép xuất
khẩu(E\L) tự động đối với tất cả các mặt hàng xuất khẩu sang EU, và đặc biệt là
mới đây EU đà chính thc tăng thêm 50% đến 70% hạn ngạch ở một số CAT. Đó
là yếu tố chÝnh gióp cho xt khÈu hµng dƯt may sang EU trong những tháng
cuối năm tăng mạnh trở lại dự kiến kim ngạch xuất khẩu hàng dệt may sang EU
năm 2003 sẽ đạt khoảng 535 triệu USD ,giảm 3,26%so với năm 2002 .
2.4 Thị trờng khác .
Trong khi xuất khẩu tới các thị trờng chủ chốt đạt kết quả tơng đối khả quan
thì hàng dệt may xuất khẩu sang một số thị trờng nh Đài Loan ,Hàn Quốc,
Hồng Kông, và đặc biêt tới thị trờng Nga và đông âu đà giảm rất mạnh .Trong
tháng 11 đầu năm kim ngạch xuất khảu hàng dệt may của ta sang thị trờng Nga
và Dông âu chỉ đạt khoảng 98 triệu USD,giảm 35% so với cïng k× 2002.
23


đề án lý thuyết thống kê

Nguyên nhân chủ yếu khiến xuất khẩu hàng dệt may của ta sang các thị trờng
này bị giảm sút, chủ yếu là do hàng hoá của ta đang bị hàng Trung Quốc với
giá rẻ cạnh tranh gay gắt, các doanh nghiệp của ta cha quan tâm đúng mức tới
thị trờng này.Còn đối với thị trờng Đài loan kim ngạch xuất khẩu hàng dệt may
11 tháng đầu năm 2003 là 5%,Hàn quốc 1,82%, Hồng kông 1,44%, thị trờng
khác 10,2%

24


đề án lý thuyết thống kê

Chơng 3
vận dụng phơng pháp dÃy số thời gian để phân tích xu thế biến
động của kim ngạch xuất khẩu dệt may thời kỳ 1996-2003
và dự báo năm 2004

Năm
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003

Qúi I

Qúi II
215
347
350
398
495
457
432
850

280
430

402
472
408
559
592
1028

Qúi III
305
405
368
389.2
475.9
502
937
1008

Qúi IV
350
321
330
487
413
457.4
971
744

(số liệu trên đợc lấy từ niên giám thống kê và tạp chí con số sự kiện)
1. áp dụng các chỉ tiêuđể phân tích các biến động qua thời gian của kim
ngạch xuất khẩu dệt may của việt nam thời kì 1996_2003.

1.1.Phân tích các chỉ tiêu dÃy số thời gian
1.11Mức trung bình qua thời gian
32

y=

y
i =1

32

i

=

16098,5
= 503,078
32

1.1.2. Lợng tăng (giảm) tuyệt đối
Lợng tăng giảm tuyệt đối thời kì (I).
2=y2- y1=280- 215 = 65(triệu USD)
δ3=y3- y2=305- 280 = 25(triÖu USD)
δ4= y4 – y3 = 350 305 = 45(triệu USD)
lợng tăng giÃm tuyệt đối ®Þnh gèc(ΔI)
Δ2 = y2 – y1 = 280 – 215 =65 (triÖuUSD)

25