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

hế 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 đòi hỏi trong tiến trình thực hiện chiến lựơc công 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 toán 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 đòi 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 công 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. y n yyy n ...21 = n y n i i 1 Trong đó: yi (i = n,1 ) 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 công thức tính sau đây: 1 2 ... 2 12 1     n y yy y y n n Trong đó: yi (i = n,1 ) 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 không bằng nhau Mức độ trung bình theo thời gian được tính theo công thức sau đây:        n i i n i ii n nn t ty ttt tytyty y 1 1 21 2211 ... ... Trong đó: yi (i = n,1 ) là các mức độ của dãy số thời điểm có khoảng cách không bằng nhau. ti (i = n,1 ) là độ dài thời gian có mức độ yi . 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: 1 iii yy (i = n,2 ) 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 mô 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 = yi - y1 (i = n,2 ) Từ đó ta có: ∆n =  n i i 2  (i = n,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: 111 12           n yy nn nn n i i  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: 1  i i i y y t (i = n,2 ) 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: 1y y T ii  (i = n,2 ). Đơn vị lần hoặc % Trong đó: Ti 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 hoàn bằng tốc độ phát triển định gốc. Tức là: t2.t3...tn = Tn Hay:   ii Tt (i = n,2 ) 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: i i i t T T  1 (i = n,2 ) 3.3. Tốc độ phát triển bình quân Là trị số đại biểu của các tốc độ phát triển liên hoàn. Vì các tốc độ phát triển liên hoàn có quan hệ tích nên để tính tốc độ phát triển bình quân, người ta sử dụng công thức số trung bình nhân. Nếu kí hiệu t là tốc độ phát triển trung bình, thì công thức tính như sau: 1 2 1 32 ...     n i n i n n ttttt Vì: 12 y y Tt nni n i   Nên ta có: 1 1  n n y y t Từ công 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: 1  i i i y a  (i = n,2 ) Hay: 1 1 11 1        i i i i i ii i y y y y y yy a 1 ii ta (nếu tính theo đơn vị lần) ai (%) = ti(%) – 100 (nếu tính theo đơn vị %) 4.2. Tốc độ tăng (hoặc giảm) định gốc Nếu kí hiệu Ai (i = n,2 ) là tốc độ tăng (hoặc giảm) định gốc thì: 1y A ii   (i = n,2 ) Hay: 1 1 11 1 y y y y y yy A iii    Ai = Ti – 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. Công thức tính như sau: 1 ta Hoặc: 100(%)(%)  ta 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 hoàn thì tương ứng với nó một quy mô cụ thể là bao nhiêu Nếu kí hiệu ig (i = n,2 ) là giá trị tuyệt đối của 1% tăng (hoặc giảm) thì: (%)i i i a g   (i = n,2 ) Việc tính toán chỉ tiêu này sẽ đơn giản hơn nếu ta biến đổi công thức trên: (%)i i i a g   100100. 1 1 1 1         i i ii ii y y yy yy Trên thực tế người ta không sử dụng giá trị tuyệt đối của 1% tăng (hoặc giảm) đinh gốc vì nó luôn là một số không đổi và bằng 100 iy 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 còn 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 (còn 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 không đổi. Giả sử có dãy số thời gian: nn yyyy ,,...,, 121  (gồm n mức độ) Nếu tính bình quân trượt cho nhóm ba mức độ, ta có công thức sau: 3 321 2 yyy y   3 432 3 yyy y   ………………. 3 12 nnn in yyy y    Từ đó ta có một dãy số mới gồm các số trung bình trượt 132 ,...,, nyyy Việc lựa chọn số trung bình trượt từ bao nhiêu mức độ đòi 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 mô hình hồi quy mà trong đó thứ tự thời gian là biến độc lập. Ta có mô hình: ŷt = 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 đòi 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 mô 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 còn tiếp tục trong tương lai. Từ đó, qua việc xây dựng hàm xu thế, chúng ta có thể dự đoán 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: ŷt = bo + b1t Trong đó: ŷt : mức độ lí thuyết bo, 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            2 1 1 tbtbty tbnby o o Hàm Parabol bậc hai: ŷt = bo + b1t + b2t 2 Hàm này được sử dụng khi các sai phân bậc hai xấp xỉ nhau. Các tham số bo, b1, b2 được xác định bởi hệ phương trình sau đây:                     4 2 3 1 22 3 2 2 1 2 21 tbtbtbyt tbtbtbty tbtbnby o o o Hàm mũ: ŷt = bob1t 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:            2 1 1 lglglg lglglg tbtbyt tbbny o o 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 công thức: 100. y y I ii  Trong đó: Ii Chỉ số thời vụ của thời gian t iy 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: ji y yyy y i j ji .12 ... , 1221     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 yj thay đổi ít: Nếu 100. y y I ki  >100 thì quy mô mở rộng Nếu 100. y y I li  <100 thì quy mô thu hẹp 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 công thức sau: m y y I t i i    Với: )(tt fy   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 quân. Phương pháp dự đoán này có thể được sử dụng khi các lượng tăng (hoặc giảm) tuyệt đối liên hoàn xấp xỉ nhau. Công thức tính lượng tăng (hoặc giảm) tuyệt đối bình quân là: 1 1    n yyn Từ đó ta có mô hình dự đoán: lyy nln .  (l = 1,2,…,tầm dự đoán) 2. Dự đoán dựa vào tốc độ phát triển bình quân Phương pháp dự đoán 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 công thức: 1 1  n n y y t Trong đó: y1 là mức độ đầu tiên của dãy số thời gian yn là mức độ cuối cùng của dãy số thời gian Từ đó ta có mô hình dự đoán: l nln tyy )..(  l =1,2 3. Dự đoán dựa vaò 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. Mô hình đơn giản(Simple) Phương pháp này đựoc áp dụng trong trường hợp dãy số thời gian về xu thế và thời vụ không rõ ràng, để dự đoán ta áp dụng mô hình sau: ttt yyy  )1(1   Với 10  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.   min)( 2tt yySSE  San bằng mũ được thực hiện theo phép đề quy. Do vậy để dự đoán 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 ) )(1 tayt   Với tt yyta  )1()(   2. Mô hình tuyến tính không 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 không có biến động thời vụ, để dự đoán ta sử dụng mô hình sau: )()( 101 tatayt   Trong đó:  )1()1()1()( 100  tatayta t    )1()1()1()()( 1001  tatatata   và  là các tham số san bằng và nhận giá trị trong khoảng  1;0 . Giá trị  và  được chọn tốt nhất là các giá trị làm cho tổng bình phương của sai số dự đoán bé nhất. 3. Mô hình xu thế tuyến tính và biến động thời vụ Mô hình xu thế tuyến tính và biến động thời vụ được chia thành hai truờng hợp: +Mô hình dạng cộng:   )1()()( 101  tStatayt  Trong đó:         )1()1()1()()( )()1()()1( )1()1()1()()( 1001 0 100    tatatata ktStaytS tataktSyta t t    + Mô hình dạng nhân:   )1(.)()( 101  tStatayt  Trong đó:     )1()1()1()()( )()1( )( )1( )1()1()1( )( )( 1001 0 100      tatatata ktS ta y tS tata ktS y ta t t    Với  ,, là các tham số san bằng nhận giá trị trong khoảng  1;0 . Mô 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 đoán bằng mô hình tuyến tính ngẫu nhiên (Phương pháp Box- Jenkins) Trong phương pháp này, dãy số thời gian xem như được sinh ra từ một quá trình ngẫu nhiên. Trên cơ sở đó, một số mô hình quan trọng được xây dựng và tiến hành dự đoán. 1. Một số mô hình tuyến tính ngẫu nhiên dừng Dãy số thời gian Yt được gọi là dừng nếu không có xu thế và không có biến động thời vụ. 1.1 Quá 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: tptpttt aYYYY    ...2211 Trong đó: p ,...,, 21 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: qtqtttt aaaaY    ...2211 Trong đó: q ,...,, 21 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): qtqtttptpttt aaaaYYYY    ...... 22112211 2. Mô hình tuyến tính không dừng 2.1.Mô 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 không phải dãy số thời gian dừng. Để sử dụng các mô hình dừng thì phải khử xu thế bằng toán 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: 1 ttt YYY Như vậy ở mô hình ARIMA(p, d, q) thì: p- Bậc của toán 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. Mô 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 mô 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 QUÁ 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 trò quan trọng, không 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 không 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, hoàn 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 Đông 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 không 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 ngoài Thứ hai: Thông 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 quá trình hội nhập vào nền kinh tế toàn 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 đòi hỏi về chất lượng hàng hóa không quá 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 thô 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 Năm Kim ngạch xuất khẩu (trUSD) Lượng tăng giảm tuyệt đối (trUSD) Tốc độ phát triển (%) Giá trị tuyệt đối 1% tăng giảm (trUSD) Liên hoàn (δi) Định gốc (∆i) Liên hoàn (ti) Định gốc (Ti) 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 toán 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 ngạch xuất khẩu cao nhất đạt 2677,8 trUSD trong khi kim ngạch xuất khẩu thấp nhất của giai đoạn này là 997 trUSD. Về lượng biến động tuyệt đối thì năm 2003 kim ngạch xuất khẩu tăng 1680,8 trUSD so với năm 1995 và tăng 429,7 trUSD so với năm 2002. Về lượng biến động tương đối thì năm 2003 tăng 168,59% so với năm 1995 và tăng 19,11% so với năm 2002. Tuy nhiên năm 2003 lại không phải là năm có giá trị tuyệt đối 1% tăng (giảm) cao nhất, cứ 1% tăng lên của tổng kim ngạch xuất khẩu năm 2003 so với năm 2002 thì tương ứng về số tuỵệt đối chỉ tăng lên là 23,48 trUSD. Trong khi năm 2002 là năm có kim ngạch xuất khẩu thấp hơn so với năm trứoc đó nhưng lại có giá trị tuyệt đối 1% tăng giảm cao nhất đạt 24 trUSD. Năm 1998 kim ngạch xuất khẩu tăng 872,8 trUSD so với năm 1995 nhưng trong năm này kim ngạch xuất khẩu lại thấp hơn năm 1997 là 11,2 trUSD, năm 1998 kim ngạch xuất khẩu tăng 87,54% so với năm 1995 nhưng giảm 0,6% so với năm 1997. Năm 2002 cũng là năm có kim ngạch xuất khẩu giảm so với năm liền trước đó song lượng giảm của năm này so với lượng giảm của năm 1998 là nhiều hơn. Về biến động tuyệt đối thì năm 2002 kim ngạch xuất khẩu giảm 152,6 trUSD so với năm 2001, so với năm 1995 thì kim ngạch xuất khẩu lại tăng 1251,1 trUSD. Về biến động tương đối thì năm 2002 giảm 6,36% so với năm 2001, so với năm 1995 lại tăng 125,49%. Sở dĩ kim ngạch xuất khẩu của năm 1998, 2002 giảm so với năm trước nó nguyên nhân chính là do hậu quả của cuộc khủng hoảng tài chính tiền tệ trong khu vực cuối năm 1997 làm cho giá trị kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam vào ASEAN năm 1998 giảm sút so với năm 1997. Đặc biệt năm 2002, giá hàng hóa xuất khẩu của các nước như Thái Lan, Singapo, Philipin lại trở nên có sức cạnh tranh hơn giá của hàng hóa Việt Nam. Điều này làm cho các đối tác nước ngoài khác gây sức ép giảm giá đối với hàng xuất khẩu của Việt Nam. Các năm còn lại trong giai đoạn này đều có kim ngạch xuất khẩu tăng cả về biến động tuyệt đối liên hoàn và định gốc. Xét về lượng biến động tuyệt đối liên hoàn thì trong các năm còn lại năm 1996 là năm có lượng tăng lớn nhất, tăng 655,8 trUSD. Về tốc độ phát triển liên hoàn năm 1996 tăng 65,78%. Tìm hiểu nguyên nhân biến động tổng kim ngạch xuất khẩu trong giai đoạn này ta thấy: năm 1995 do Việt Nam mới gia nhập ASEAN(28/7/1995), chưa thi hành nghĩa vụ thành viên theo AFTA vì vậy chưa có được sự ưu đãi về thuế nhập khẩu nên tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam chưa cao (997 trUSD). Từ năm 1996, với cam kết thực hiện AFTA đã kích thích khả năng cạnh tranh trong các thành phần kinh tế ở Việt Nam. Nhờ thế hàng xuất khẩu của nước ta mới có khả năng tiêu thụ và cạnh tranh với sản phẩm của các nước trong khu vực và quốc tế. Sử dụng đồ thị để biểu diễn năng suất lúa qua các năm ta có: Năm 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 Xuất khẩu 997 1652,8 1881 1869,8 2258,8 2399,1 2400,7 2248,1 2677,8 xuất khẩu 0 500 1000 1500 2000 2500 3000 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 xuất khẩu Theo đồ thị ta có: Trục hoành biểu diễn thứ tự thời gian từ năm 1995 đến năm 2003. Trục tung biểu diễn tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam vào ASEAN. Quan sát đồ thị ta nhận thấy tổng kim ngạch xuất khẩu tăng giảm không ổn định theo các năm. Năm 1995 là năm có kim ngạch xuất khẩu thấp nhất và năm 2003 là năm có kim ngạch xuất khẩu cao nhất. Kim ngạch xuất khẩu trong giai đoạn này hầu như tăng lên trừ năm 1998 và năm 2002 là hai năm có kim ngạch xuất khẩu giảm so với năm trước nó. Như vậy chỉ cần quan sát bằng đồ thị một phần nào chúng ta cũng hiểu được tình hình xuất khẩu của giai đoạn này. Để hiểu cặn kẽ them về tình hình xuất khẩu của Việt Nam vào ASEAN, chúng ta sẽ tiếp tục phân tích về tình hình xuất khẩu phân theo lãnh thổ theo các chỉ tiêu của dãy số thời gian. Ta có bảng sau: TỔNG KIM NGẠCH XUẤT KHẨU PHÂN THEO LÃNH THỔGIAI ĐOẠN 1995 - 2003 Đơn vị tính: TrUSD Nước Năm Indonesia Malaisia Philipin Singapo ThaiLan 1995 53,8 110,6 41,5 689,8 101,3 1996 45,7 77,7 132,0 1290,0 107,4 1997 47,6 141,6 240,6 1215,9 235,3 1998 317,2 115,2 401,1 740,9 295,4 1999 420,0 256,5 393,2 876,4 312,7 2000 248,6 413,9 478,4 885,9 372,3 2001 264,3 337,2 368,4 1043,7 322,8 2002 332,0 347,8 315,2 961,1 227,3 2003 467,2 453,9 345,1 1024,5 335,3 Trước hết ta sẽ phân tích tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam vào năm nước ASEAN thông qua đồ thị sau: 0 200 400 600 800 1000 1200 1400 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003 Indonexia Malaixia Philipin Singapo ThaiLan Quan sát đồ thị ta thấy tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam vào ASEAN tập trung chủ yếu vào Singapo chiếm 1/3 kim ngạch xuất khẩu vào khu vực này, tiếp đến là các nước như Thái Lan, Philipin, Malaysia và Indonesia. Từ năm 1995 đến 2003 ta thấy tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam sang các nước ASEAN biến động không ổn định. Trong đó tổng kim ngạch xuất khẩu sang Singapo biến động tăng giảm thất thường nhất. Qua đồ thị chúng ta có cái nhìn tổng quát về tình hình xuất khẩu của Việt Nam sang các nước ASEAN, để hiểu rõ hơn chúng ta sẽ phân tích tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam phân theo lãnh thổ: Bảng 1.2: TÌNH HÌNH BIẾN ĐỘNG TỔNG KIM NGẠCH XUẤT KHẨU PHÂN THEO LÃNH THỔ Chỉtiêu Năm Indonesia Malaisia Philipin Singapo ThaiLan i (trUSD) it (%) i (trUSD) it (%) i (trUSD) it (%) i (trUSD) it (%) i (trUSD) it (%) 1995 _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ 1996 -8,1 84,94 -32,9 70,25 90,5 318,07 600,2 187,01 6,1 106,02 1997 1,9 104,16 63,9 182,20 108,6 182,27 -74,1 94,25 127,9 219,09 1998 269,6 666,39 -26,4 81,35 160,5 166,71 -475 60,93 60,1 125,54 1999 102,8 132,41 141,3 222,66 -7,9 98,03 135,5 118,29 17,3 105,86 2000 -171,4 59,19 157,4 161,36 85,2 121,67 9,5 101,08 59,6 119,06 2001 15,7 106,32 -76,7 81,46 -110,0 77,00 157,8 117,81 -49,5 86,70 2002 67,7 125,61 10,6 103,14 -53,2 85,55 -82,6 92,08 -95,5 70,41 2003 135,2 140,72 106,1 130,51 29,9 109,49 63,4 106,60 108,0 147,51 T.bình 51,6 131,02 42,9 119,30 37,9 130,31 41,8 105,07 29,2 116,14 Bảng 1.3: TÌNH HÌNH BIẾN ĐỘNG TỔNG KIM NGẠCH XUẤT KHẨU PHÂN THEO LÃNH THỔ Chỉtiêu Năm Indonexia Malaixia Philipin Singapo ThaiLan I (trUSD) iT (%) I (trUSD) iT (%) I (trUSD) iT (%) I (trUSD) iT (%) I (trUSD) iT (%) 1995 _ _ _ _ _ _ _ _ _ _ 1996 -8,1 84,94 -32,9 70,25 90,5 318,07 600,2 187,01 6,1 106,02 1997 -6,2 88,47 31,0 128,03 199,1 579,76 526,1 176,27 134,0 232,28 1998 263,4 589,59 4,6 104,16 359,6 966,51 51,1 107,41 194,1 291,61 1999 366,2 780,67 145,9 231,92 351,7 947,47 186,6 127,05 211,4 308,69 2000 194,8 462,08 303,3 374,23 436,9 1152,80 196,1 128,43 271,0 367,52 2001 210,5 491,26 226,6 304,88 326,9 887,71 353,9 151,3 221,5 318,66 2002 278,2 617,1 237,2 314,47 273,7 759,52 271,3 139,33 126,0 224,38 2003 413,4 868,4 343,3 410,40 303,6 831,57 334,7 148,52 234,0 331,00 Theo bảng tính tình hình biến động tổng kim ngạch xuất khẩu phân theo lãnh thổ ta có: Indonexia: Lượng tăng trung bình cao nhất trong năm nước ASEAN, bằng 51,6 trUSD, tốc độ phát triển trung bình là 131,02%. Trong giai đoạn này tổng kim ngạch xuất khẩu giảm vào các năm 1996 và 2000. Tuy nhiên lượng tăng các năm khác lại tương đối cao làm cho lượng biến động tuyệt đối trung bình của tổng kim ngạch xuất khẩu cao hơn so với các nước khác. So với năm liền trước thì năm 2000 có kim ngạch xuất khẩu giảm nhiều nhất, năm 2000 giảm 171,4 trUSD; năm 1996 có giảm nhưng lượng giảm này không đáng kể chỉ là 8,1 trUSD, tức giảm 15,06%. Nếu so với năm 1995 thì năm1996 và năm 1997 là hai năm có tổng kim ngạch xuất khảu giảm. Năm 1997 kim ngạch xuất khẩu giảm 6,2 trUSD, tức giảm 11,53%. Lượng biến động tuyệt đối liên hoàn cao nhất vào năm 1998 là 2535,16 trUSD, tương ứng tăng 566,39%. Malaixia: Giai đoạn 1995 – 2003 kim ngạch xuất khẩu giảm trong các năm 1996,1998,2001 nếu so với năm trước đó. Trong đó năm 2001 giảm nhiều nhất là 76,7 trUSD, tức giảm 18,54%. Lượng biến động tuyệt đối trung bình là 42,9 triệu USD, tốc độ phát triển trung bình là 119,3% . Lượng biến động tuyệt đối liên hoàn cao nhất vào năm 2000 là 157,4 trUSD , tương ứng tăng 61,36%. Philipin: Lượng biến động tuyệt đối trung bình là 37,9 trUSD, tốc độ phát triển trung bình là 130,31%. So với năm liền trước thì từ năm 1995 đến năm 2003 tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam vào Philipin giảm trong ba năm đó là năm 1999, 2001, 2002; trong đó năm 2001 giảm nhiều nhất là 110 trUSD, tức giảm 23%. Các năm còn lại có tổng kim ngạch xuất khẩu tăng trong đó năm 1998 tăng nhiều nhất là 160,5 trUSD, tương ứng tăng 66,71%. Singapo: Lượng tăng tổng kim ngạch xuất khẩu trung bình của Việt Nam vào Singapo là 41,8 trUSD đứng thứ ba trong các nước nhập khẩu hàng hóa của Việt Nam, tốc độ phát triển trung bình là 105,07%. So với năm liền trước tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam giảm 1997, 1998, 2002. Lượng tăng trong các năm còn lại chênh lệch khá lớn. Trong đó năm 1996 là năm có tổng kim ngạch xuất khẩu tăng cao nhất, tăng 600,2 trUSD và tăng 87,01%. Thái Lan: Tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam vào Thái Lan giảm trong hai năm 2001 và năm 2002. Luợng tăng trung bình thấp nhất trong năm nước đạt 29,2 trUSD, tốc độ phát triển trung bình là 116,14%. So với năm 1995 tổng kim ngạch xuất khẩu của các năm đều cao hơn thể hiện rõ ở lượng tăng (giảm) định gốc luôn đạt số dương và tốc độ phát triển định gốc luôn lớn hơn 100%. So với năm liền trước thì năm 2002 có tổng kim ngạch xuất khẩu giảm nhiều nhất, năm 2002 giảm 95,5 trUSD; năm 2001 có giảm nhưng lượng giảm này không đáng kể chỉ là 49,5 trUSD, tức g iảm 13,3%. Qua phân tích biến động tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam sang các nước ASEAN ta thấy: Tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam vào năm nước đa số đều giảm vào các năm 1998 và 2002 do đó làm cho tổng kim ngạch xuất khẩu chung của Việt Nam 1998, 2002 giảm. 2. Phân tích xu hướng biến động Trên cở sở dãy số thời gian, chúng ta tìm một hàm (gọi là phương trình hồi quy) phản ánh sự biến động của hiện tượng qua thời gian. Cụ thể ở đây chúng ta sẽ tìm hàm số biểu hiện biến động của xuất khẩu và nhập khẩu qua thời gian trong giai đoạn 1995- 2003. Để lựa chọn được một dạng hàm phù hợp chúng ta sẽ phân tích các phương trình dựa vào sai số chuẩn SE nhỏ nhất. Qua số liệu về xuất khẩu và nhập khẩu chúng ta sẽ tìm các tham số của các mô hình thông qua hệ phương trình chuẩn như đã trình bày ở chương I. Các mô hình này có dạng: Hàm xu thế tuyến tính: ŷt = bo + b1t Các tham số của hàm xu thế tuyến tính được xác định bởi hệ:            2 1 1 tbtbty tbnby o o Hàm bậc hai: ŷt = bo + b1t + b2t 2 Hệ phương trình xác định các tham số của hàm bậc hai là:                     4 2 3 1 22 3 2 2 1 2 21 tbtbtbyt tbtbtbty tbtbnby o o o Hàm bậc ba: ŷt = bo+b1t+b2t 2+b3t 3 Các tham số của phương trình được xác định bởi hệ:                 6 3 5 2 4 1 33 5 3 4 21 22 4 3 3 2 2 1 3 321 3 2 tbtbtbtbyt tbtbtbtbyt tbtbtbtbyt tbtbtbnby o o o o Để giải các hệ phương trình trên ta có bảng sau: t y ty t2 t2y t3 t4 t5 t6 t3y 1995 1 997,0 997,0 1 997 1 1 1 1 997,0 1996 2 1652,8 3305,6 4 6611 8 16 32 64 13222,4 1997 3 1881,0 5643,0 9 16929 27 81 243 729 50787 1998 4 1869,8 7479,2 16 29917 64 256 1024 4096 119667,2 1999 5 2258,8 11294,0 25 56470 125 625 3125 15625 282350,0 2000 6 2399,1 14394,6 36 86368 216 1296 7776 46656 518205,6 2001 7 2400,7 16804,9 49 117634 343 2401 16807 117649 823440,1 2002 8 2248,1 17984,8 64 143878 512 4096 32768 262144 1151027,2 2003 9 2677,8 24100,2 81 216902 729 6561 59049 531441 1952116,2 Từ bảng trên ta giải các hệ phương trình và được các mô hình sau: Hàm xu thế tuyên tính: 1y  = 1202,972 + 167,963t Hàm bậc hai : 2y  = 770,626 + 403,797t – 23,583t2 Hàm bậc ba : 3y  = 334,635 + 821,31t – 122,662t2 + 6,604t3 Qua các mô hình vừa tìm được ta có thể tính được các SSE thể hiện ở bảng sau: 1y  (yt- 1y  )2 2y  (yt- 2y  )2 3y  (yt- 3y  )2 1370,9 4 139827,38 1150,8 4 23666,74 1039,8 9 1839,29 1538,9 0 12973,66 1483,8 9 28531,26 1539,4 4 12850,71 1706,8 6 30324,39 1769,7 7 12372,11 1872,9 2 65,36 1874,8 2 25,24 2008,4 9 19233,80 2079,9 4 44158,39 2042,7 9 46661,61 2200,0 4 3453,20 2200,1 4 3441,58 2210,7 5 35475,72 2344,4 2 2989,90 2273,1 3 15869,19 2378,7 1 483,42 2441,6 4 1675,91 2338,5 4 3863,98 2546,6 8 89147,62 2491,6 9 59336,08 2436,0 0 35304,53 2714,6 4 1357,11 2494,5 8 33571,03 2605,1 2 5282,52 SSE1=356276,19 SSE2=184830,08 SSE3=122675,61 Từ các SSE ta tính SE theo công thức: pn SSE SE   Với p là số lượng tham số mô hình n-p là bậc tự do của mô hình Áp dụng công thức trên ta có: SSE1= 225,602 SSE2= 175,513 SSE3= 156,636 So sánh các SE ta thấy SE3 là nhỏ nhất. Do đó, mô hình biểu diễn sự biến động của nhập khẩu theo thời gian thích hợp nhất là mô hình 3: ty  = 334,635 + 821,31t – 122,662t2 + 6,604t3 III. Dự báo xuất khẩu của Việt Nam vào ASEAN đến năm 2006 1. Dự đoán dựa vào phương trình hồi quy Dựa vào phương trình biểu diễn biến động tổng giá trị xuất khẩu mà ta tìm được ở chương II ta sẽ dự đoán tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam vào ASEAN năm 2004,2005 và 2006. Phương trình: ty  = 334,635 + 821,31t – 122,662t2 + 6,604t3 Năm 2004 (t=10): ŷ2004 = 2885,535(trUSD) Năm 2005 (t=11): ŷ2005 = 3316,867(trUSD) Năm 2006 (t=12): ŷ2006 = 3938,739(trUSD) 2. Dự đoán dựa vào lượng tăng (giảm) tuyệt đối bình quân Theo kết quả ở Bảng 1.1 ta được:  210,1 (trUSD) Áp dụng mô hình dự đoán ta có: Năm 2004 (l = 1): ŷ2004 = 2677,8 + 210,1 x1 = 2887,9 (trUS D) Năm 2005 (l = 2): ŷ2005 = 2677,8 + 210,1 x2 = 3098,0 (trUSD) Năm 2006 (l = 3): ŷ2006 = 2677,8 + 210,1 x3 = 3308,1 (trUSD) 3. Dự đoán dựa vào tốc độ phát triển bình quân Theo kết quả tính toán ở bảng 1.1 ta có: t 113,14% Theo mô hình dự đoán dựa vào tốc độ phát triển trung bình ta có tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam sang ASEAN các năm 2004,2005,2006 là: Năm 2004 (l = 1): ŷ2004 = 2677,8x1,1314 1 = 3029,663 (trUS D) Năm 2005 (l = 2): ŷ2005 = 2677,8x1,1314 2 = 3427,761 (trUS D) Năm 2006 (l = 3): ŷ2006 = 2677,8x1,1314 3 = 3878,168 (trUS D) 4. Dự đoán dựa vào san bằng mũ Theo kết quả tính toán trong SPSS ta chọn  = 0,7;  = 0,0. Tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam sang ASEAN các năm 2004, 2005, 2006 là: Năm 2004: 2004y  = 2860,553 (trUSD) Năm 2005: 2005y  = 3070,653 (trUSD) Năm 2006: 2006y  = 3280,782 (trUSD) 5. Dự đoán bằng mô hình tuyến tính ngẫu nhiên (Phương pháp Box-Jenkins) Theo kết quả tính toán trong SPSS ta chọn p=1; d=1; q=1. Tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam sang ASEAN các năm 2004, 2005, 2006 là: Năm 2004: 2004y  = 2824,852 (trUSD) Năm 2005: 2005y  = 2967,807 (trUSD) Năm 2006: 2006y  = 3106,782 (trUSD) IV.NHẬN XÉT VÀ KIẾN NGHỊ Qua việc phân tích tình hình biến động tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam vào các nước ASEAN giai đoạn 1995 – 1996 banừg các chỉ tiêu của dãy số thời gian chúng ta có thể rút ra một số nhận xét khái quát sau: Tổng kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam có xu hướng tăng lên, lượng tăng trung bình của giai đoạn này là 210,1 trUSD. Lượng tăng của năm 2003 so với năm 1995 là 1680,8 trUSD. Tốc độ phát triển củ giai đoạn này là 113,14% tăng 13,14% so với giai đoạn trước ; đây là một con số không nhỏ. Tuy nhiên vẫn chưa đạt được mục tiêu của Đại hội XI là tăng 28% về xuất khẩu. Tăng trưởng kinh tế còn chưa vững chắc, cơ cấu hàng xuất khẩu chưa được cải tiến, hàng thô hàng sơ chế vẫn còn chiếm tới 60%; trong mặt hàng công nghiệp xuất khẩu tỷ lệ gia công còn lớn, sản phẩm của công nghiệp chế tạo còn ít, nhất là sản phẩm công nghệ cao; sức cạnh tranh của hàng hoá và dịch vụ xuất khẩu yếu do giá thành cao, chất lương, mẫu mã kém. Vì vậy để khắc phục những nhược điểm trên em xin đưa ra một số kiến nghị sau: - Tăng cường sự lãnh đạo của Đảng, thuwc hiện sự phối hợp đồng bộ giữa các ngành, các cấp. - Nâng cao khả năng cạnh tranh của nền kinh tế, của các doanh nghiệp nhất là các doanh nghiệp Nhà nước. - Tổ chức sắp xếp lại, đổi mới hệ thống doanh nghiệp nhất là doanh nghiệp Nhà nước - Đổi mới cơ chế quản lý, tăng cường hệ thống pháp lý. - Thực hiện chính sách phát triển nguồn nhân lực và giáo dục đào tạo. - Đẩy mạnh cải cách hành chính, xây dựng Nhà nước trong sạch vững mạnh. KẾT LUẬN Như vậy với những nghiên cứu trên đây cho phép chúng ta kết luận rằng con đường công nghiệp hoá, hiện đại hoá dựa trên tăng trưởng xuất khẩu là con đường đúng đắn. Thực tế trong những năm qua đã cho chúng ta thấy rõ sự chuyển đổi của nền ngoại thương Việt Nam nói chung và hoạt động xuất khẩu nói riêng sang cơ chế thị trường, mở cửa đa phương, từng bước xoá bỏ nguyên tắc "Nhà nước độc quyền quản lý ngoại thương" bằng các chính sách biện pháp khuyến khích phát triển một nền ngoại thương nhiều thành phần và thực hiện tự do hoá thương mại. Chính vì thế xuất khẩu Việt Nam đã có những tiến triển vượt bậc, góp phần tích cực vào sự tăng trưởng và phát triển chung của nền kinh tế. Bên cạnh đó, thời gian qua hoạt động xuất khẩu của Việt Nam cũng đã không tránh khỏi những khó khăn vướng mắc đòi hỏi phải có biện pháp tháo gỡ. Việc tham gia vào AFTA và các tổ chức thương mại khác là một xu thế tất yếu của phát triển kinh tế. Điều này đặt cho Việt Nam một nước có nền kinh tế kém phát triển những cơ hội và thách thức mới đòi hỏi Việt Nam phải biết tận dụng cơ hôi và bằng mọi biện pháp vượt qua những thách thức đó. Trong giai đoạn từ nay đến 2010 Việt Nam phải lựa chọn cho mình một chiến lược ngoại thương đúng đắn, phát huy có hiệu quả cao nhất các lợi thế so sánh của đất nước trong quá trình mở cửa, hợp tác phân công lao động và phát triển thương mại quốc tế. Với đề tài “Vận dụng phương pháp dãy số thời gian phân tích tình hình xuất nhập khẩu của Việt Nam trong quá trình hội nhập AFTA giai đoạn 1995 – 2003 và dự đoán đến năm 2006” em đã trình bày tình hình xuất khẩu của Việt Nam trong giai đoạn 1995-2003 thông qua việc sử dụng chỉ tiêu dãy số thời gian. Đề tài này chắc chắn chưa đưa lại cách nhìn toàn diện nhưng em hy vọng rằng nó sẽ giúp người đọc một phần nào đó có cách nhìn khái quát về tình hình xuất khẩu của Việt Nam và với kết quả dự đoán về xuất khẩu tới năm 2006 sẽ là cơ sở để Việt Nam có thể đưa ra những giải pháp có hiệu quả hơn để nâng cao kim ngạch xuất khẩu của Việt Nam trong những năm này và trong những năm tới. DANH MỤC TÀI LIỆU THAM KHẢO 1. Giáo trình lý thuyết thống kê - Nhà xuất bản giáo dục 2. Niên giám thống kê 3. Thời báo kinh tế Việt Nam