Реферат на тему:

Ряди динаміки. аналіз інтенсивності та тенденцій розвитку

Суть і складові елементи

динамічного ряду

Суспільні явища безперервно змінюються. Протягом певного часу — місяць
за місяцем, рік за роком — змінюються кількість населення, обсяг і
структура суспільного виробництва, рівень продуктивності праці тощо.
Аналіз соціально-економічного розвитку — одне з важливих завдань
статистики. Інформаційною базою його слугують динамічні (часові,
хронологічні) ряди.

Динамічний ряд — це послідовність чисел, які характеризують зміну того
чи іншого соціально-економічного явища. Елементами динамічного ряду є
перелік хронологічних дат (моментів) або інтервалів часу і конкретні
значення відповідних статистичних показників, які називаються рівнями
ряду.

.

Залежно від статистичної природи показника-рівня розрізняють динамічні
ряди первинні й похідні, ряди абсолютних, середніх і відносних величин.
За ознакою часу динамічні ряди поділяються на інтервальні та моментні.
Рівень моментного ряду фіксує стан явища на певний момент часу t,
наприклад кількість працюючих на початок року, студентів — на 1 вересня
і т. д. В інтервальному ряді рівень — це агрегований результат процесу й
залежить від тривалості часового інтервалу: виробництво електроенергії
за рік, вилов риби за сезон. Зауважимо, що й похідні показники,
обчислені на основі інтервальних рядів, на відміну від моментних
залежать від протяжності часу (середньодобове чи середньорічне
виробництво електроенергії на душу населення).

Соціально-економічні процеси динамічні, що виявляються сталою зміною
рівнів динамічного ряду. Поряд з динамічністю їм притаманна
інерційність: зберігається механізм формування явищ і характер розвитку
(темпи, напрям, коливання). При значній інерційності процесу й
незмінності комплексу умов його розвитку правомірно очікувати в
майбутньому ті властивості й характер розвитку, які були виявлені в
минулому. Діалектична єдність мінливості і сталості, динамічності та
інерційності формує характер динаміки, уможливлюючи статистичне
прогнозування соціально-економічних процесів.

При вивченні закономірностей соціально-економічного розвитку статистика
розв’язує низку завдань: вимірює інтенсивність динаміки, виявляє й
описує тенденції, оцінює структурні зрушення, сталість і коливання
рядів; виявляє фактори, які спричинюють зміни.

Передумовою аналізу будь-якого динамічного ряду є порівнянність
статистичних даних, які його формують. Непорівнянність даних може
зумовлюватися різними причинами:

змінами в методології обліку та розрахунку показника, зокрема
використання різних одиниць для вимірювання;

змінами в структурі сукупності, а також територіальними змінами;

різними критичними моментами реєстрації даних чи тривалістю періодів, до
яких належать рівні;

зміною цін для вартісних показників.

Порівнянність даних забезпечується на етапах їх збирання та обробки.
Використовують також спеціальні прийоми зведення даних до порівнянного
вигляду — «статистичні ключі» зімкнення динамічних рядів. Припустимо,
помісячні рівні витрат сировини на виробництво продукції в І півріччі
непорівнянні, оскільки у квітні змінився порядок обліку витрат (табл.
8.1). Подолати переривчастість ряду можна двома способами. Перший —
спосіб відносних рівнів, коли за базу порівняння для кожного ряду беруть
квітневий рівень. Два ряди відносних рівнів об’єднуються в один.

Таблиця 8.1

ЗІМКНЕННЯ ДИНАМІЧНИХ РЯДІВ

Місяці Обсяг витрат, т Зімкнений ряд

Старий порядок реєстрації Новий порядок реєстрації відносних

величин, % абсолютних

величин, т

Січень 40 — 80 44,0

Лютий 45 — 90 49,5

Березень 48 — 96 52,8

Квітень 50 55 100 55,0

Травень — 58 105 58,0

Червень — 60 109 60,0

Другий спосіб ґрунтується на співвідношенні квітневих рівнів: 55 : 50 =
1,1. Помноживши рівні першого ряду на цей коефіцієнт, дістанемо єдиний
зімкнений (порівнянний) ряд динаміки за весь період (остання графа
таблиці).

Характеристики інтенсивності динаміки

Швидкість та інтенсивність розвитку різних суспільних явищ значно
варіюють, що позначається на структурі відповідних динамічних рядів. Для
оцінювання зазначених властивостей динаміки статистика використовує
низку взаємозв’язаних характеристик. Серед них: абсолютний приріст,
відносний приріст, темп зростання, інші.

, характеристики динаміки називаються ланцюговими. Схематично варіанти
порівняння ілюструє рис. 8.1.

Рис. 8.1. Схеми порівняння при обчисленні ланцюгових

і базисних характеристик динаміки

за певний часовий інтервал і обчислюється як різниця рівнів ряду:

;

.

Знак «+», «–» свідчить про напрям динаміки.

більший (менший) від рівня, узятого за базу порівняння. Він являє
собою кратне відношення рівнів:

,

.

. Темпи зростання виражаються як у коефіцієнтах, так і в процентах.

, то

.

Отже, при стабільній абсолютній швидкості темпи зростання
зменшуватимуться. Стабільні темпи зростання можливі за умови прискорення
абсолютної швидкості.

. Вона функціонально пов’язана з темпом зростання, але на відміну від
останнього завжди виражається в процентах:

.

більший (менший) від бази порівняння.

Співвідношенням абсолютного приросту і темпу приросту визначається
абсолютне значення 1% приросту. Нескладні алгебраїчні перетворення цього
відношення показують, що воно становить соту частину рівня, узятого за
базу порівняння:

.

У табл. 8.2 наведені всі розглянуті характеристики динаміки на прикладі
виробництва синтетичних волокон за 3 роки. Очевидно, що ланцюгові й
базисні характеристики динаміки взаємопов’язані:

а) сума ланцюгових абсолютних приростів дорівнює кінцевому базисному:

.

У нашому прикладі: 12 + 9 = 21 тис. т;

б) добуток ланцюгових темпів зростання дорівнює кінцевому базисному:

.

У нашому прикладі: 1,072 ( 1,051 = 1,127 або 186 : 165 = 1,127.

Щодо темпів приросту, то вони не мають таких властивостей, як абсолютні
прирости чи темпи зростання. Ланцюгові й базисні темпи приросту
співвідносяться через темпи зростання.

Таблиця 8.2

АБСОЛЮТНІ ТА ВІДНОСНІ ХАРАКТЕРИСТИКИ ДИНАМІКИ

Порядковий

номер року, t Обсяг

виробництва уt, тис.т Абсолютний

приріст, тис.т Темп зростання Темп приросту,% Абсолютне

значення 1% приросту, т

ланцюговий базисний ланцюговий базисний ланцюговий базисний ланцюговий
базисний

0 165 — — — 1,0 — — — —

1 177 12 12 1,072 1,072 7,2 7,2 1,65 1,65

2 186 9 21 1,051 1,127 5,1 12,7 1,77 1,65

.

= 9 – 12 = – 3 тис. т. Знак «мінус» свідчить про уповільнення динаміки.
Темп уповільнення абсолютної швидкості обчислюється порівнянням
абсолютних приростів: 9 : 12 = 0,75.

Порівняння темпів зростання дає коефіцієнт прискорення (уповільнення)
відносної швидкості розвитку. Для наочності та зручності їх тлумачення
дільником є більший за значенням темп зростання. У нашому прикладі
коефіцієнт уповільнення відносної швидкості динаміки 1,072 : 1,051 =
1,02.

називають коефіцієнтом випередження. За допомогою останнього
порівнюють відносну швидкість динамічних рядів однакового змісту по
різних об’єктах (регіони, країни тощо) або різного змісту по одному
об’єкту. Наприклад, за 3 роки фондоозброєність праці в одній галузі
зросла на 50%, в іншій — на 25%. Коефіцієнт випередження темпу зростання
фондоозброєності праці в першій галузі порівняно з другою становить 1,50
: 1,25 = 1,20.

Можна порівняти динаміку фондоозброєності та продуктивності праці в
кожній галузі. Якщо фондоозброєність зросла на 25%, а продуктивність
праці — на 37,5%, то коефіцієнт випередження зростання продуктивності
праці становить 1,375 : 1,250 = 1,10.

, тобто зі зростанням цін на 1% попит на товар зменшується на 2%.

Середня абсолютна та відносна швидкість розвитку

З плином часу змінюються, варіюють рівні динамічних рядів і обчислені на
їх основі абсолютні прирости та темпи зростання. Постає потреба
узагальнення притаманних динамічному ряду властивостей, визначення
типових характеристик розвитку. Такими характеристиками є середні
величини. Зауважимо, що динамічна середня буде типовою характеристикою
лише за умови однорідності ряду, коли причинний комплекс формування
закономірностей розвитку більш-менш стабільний.

Середні рівні використовують насамперед для узагальнення коливних рядів.
Наприклад, при аналізі динаміки сільськогосподарського виробництва
оперують не річними, а більш сталими середньорічними показниками за
певні періоди. Середні рівні необхідні також для забезпечення
порівнянності чисельника і знаменника при побудові динамічних рядів
похідних показників. Наприклад, виробництво продукції на одного
працюючого. Обсяг продукції — інтервальний показник, а кількість
працюючих — моментний. Щоб забезпечити порівнянність цих показників,
слід обчислити середньорічну кількість працюючих.

Метод обчислення середнього рівня динамічного ряду залежить від
статистичної структури показника. В інтервальному ряді абсолютних
величин, рівні якого динамічно адитивні, використовується середня
арифметична проста:

,

де n — число рівнів ряду.

У моментному ряді, за припущення про рівномірну зміну показника між
датами, середня розраховується як півсума значень на початок і кінець
періоду:

.

Якщо в моментному ряді n > 2 і між суміжнимі датами однакові інтервали,
розрахунок виконується за формулою середньої хронологічної:

.

Обґрунтування та розрахунок такої середньої наведено в підрозд. 4.4.

У моментних рядах з різними інтервалами між датами розраховується
середня арифметична зважена:

,

— інтервал часу між датами, m — кількість інтервалів.

Середній абсолютний приріст (абсолютна швидкість динаміки) обчислюється
діленням загального приросту за весь період на довжину цього періоду у
відповідних одиницях часу (рік, квартал, місяць тощо):

.

 = (2126 – 2072) : 3 = 18 тис. т.

При обчисленні середнього темпу зростання враховується правило складних
процентів, за якими змінюється відносна швидкість динаміки
(нагромаджується приріст на приріст). Тому середній темп зростання
обчислюється за формулою середньої геометричної з ланцюгових темпів
зростання:

,

де n — кількість темпів зростання за однакові інтервали часу.

Наприклад, за останні 3 роки невпинно зростали тарифи на

автоперевезення. Темпи зростання становили: 1997 р. — 1,03; 1998 р. —
1,08; 1999 р. — 1,05. Середьорічний темп зростання

або 105,3 %.

Урахувавши взаємозв’язок ланцюгових і базисних темпів зростання, формулу
середньої геометричної можна записати так:

.

Скажімо, вартість споживчого кошика за три роки зросла на 12,5%.
Середньорічний темп зростання становить

Отже, середній темп зростання можна обчислити на основі:

ланцюгових темпів зростання kt;

кінцевого (за весь період) темпу зростання Kn;

кінцевого yn і базисного y0 рівнів ряду.

При інтерпретації середньої абсолютної чи відносної швидкості динаміки
необхідно вказувати часовий інтервал, до якого належать середні, та
часову одиницю вимірювання (рік, квартал, місяць, доба тощо).

Oe

O

a

th

h

a

ooooooooooooooooooiiaeUII

&

F

gd?9X

h

??

yt

Gyt

Gyt

Gyt

Gyt

Gyt

Gyt

j

gd?9X

yt

h

????X

h

????X?Характеристика основної тенденції розвитку

Будь-який динамічний ряд у межах періоду з більш-менш стабільними
умовами розвитку виявляє певну закономірність зміни рівнів — загальну
тенденцію. Одним рядам притаманна тенденція до зростання, іншим — до
зниження рівнів. Зростання чи зниження рівнів динамічного ряду, у свою
чергу, відбувається по-різному: рівномірно, прискорено чи уповільнено.
Нерідко ряди динаміки через коливання рівнів не виявляють чітко
вираженої тенденції.

Щоб виявити й схарактеризувати основну тенденцію, застосовують різні
способи згладжування та аналітичного вирівнювання динамічних рядів.

Суть згладжування полягає в укрупненні інтервалів часу та заміні
первинного ряду рядом середніх по інтервалах. У середніх
взаємоврівноважуються коливання рівнів первинного ряду, внаслідок чого
тенденція розвитку вирізняється чіткіше.

Залежно від схеми формування інтервалів розрізняють ступінчасті та
ковзні (плинні) середні. Ряди цих середніх схематично зображено на рис.
8.2 для інтервалу m = 3. Очевидно, що ковзна середня більш гнучка і може
краще відбити особливості тенденції.

Рис. 8.2. Схеми утворення інтервалів згладжування

динамічних рядів

).

Ряд ковзних середніх коротший за первинний на (m – 1) рівнів, що
потребує уважного ставлення до вибору ширини інтервалу m. Якщо
первинному ряду динаміки притаманна певна періодичність коливань, то
інтервал згладжування має бути рівним або кратним періоду коливань.

Порядок згладжування методом ковзної середньої розглянемо на прикладі
динамічного ряду врожайності зернових у регіоні (табл. 8.3). Ширина
інтервалу згладжування m = 3. Первинний ряд складається із семи рівнів,
ряд ковзних середніх — з п’яти, тобто на два рівні коротший (7 – 3 + 1).

Таблиця 8.3

РОЗРАХУНОК КОВЗНИХ СЕРЕДНІХ УРОЖАЙНОСТІ ЗЕРНОВИХ

Порядковий

1 23,8 — —

2 19,1 21,6 (23,8 + 19,1 + 21,9) : 3 = 21,6

3 21,9 22,2 21,6 + (25,6 – 23,8) : 3 = 22,2

4 25,6 24,0 22,2 + (24,5 – 19,1) : 3 = 24,0

5 24,5 26,2 24,0 + (28,5 – 21,9) : 3 = 26,2

6 28,5 26,9 26,2 + (27,7 – 25,6) : 3 = 26,9

7 27,7 — —

Перше значення ковзної середньої обчислюється як арифметична проста,
кожне наступне можна визначити на основі попередньої середньої та
коригуючого доданка. Наприклад:

(ц/га);

(ц/га);

(ц/га) і т. д.

У згладженому ряді трирічних ковзних середніх усунено первинні коливання
врожайності й чітко виявляється систематичне підвищення її рівня.

Метод ковзних середніх застосовують також для попередньої обробки дуже
коливних динамічних рядів; можливе подвійне згладжування.

При аналітичному вирівнюванні динамічного ряду фактичні значення yt
замінюються обчисленими на основі певної функції Y = f (t), яку
називають трендовим рівнянням (t — змінна часу, Y — теоретичний рівень
ряду).

. У зазначених функціях t — порядковий номер періоду (дати), а — рівень
ряду при t = 0. Параметр b характеризує швидкість динаміки: середню
абсолютну в лінійній функції і середню відносну — в експоненті. Коли
характеристики швидкості розвитку зростають (чи зменшуються),
використовуються інші функції (парабола 2-го степеня, модифікована
експонента тощо).

параметри визначаються розв’язуванням системи нормальних рівнянь. Для
лінійної функції вона записується так:

,

.

, а система рівнянь набирає вигляду

,

.

можна визначити за формулами:

для непарного числа членів ряду

;

для парного числа членів ряду

.

Порядок обчислення параметрів лінійної функції розгляне-

мо на прикладі динамічного ряду видобутку нафти в регіоні (табл. 8.4).

Таблиця 8.4

ДИНАМІКА ВИДОБУТКУ НАФТИ

= 74,5 + 3,8t

1993 63,5 — –3 –190,5 63,1

1994 66,8 3,3 –2 –133,6 66,9

1995 71,0 4,2 –1 –71,0 70,7

1996 74,3 3,3 0 0 74,5

1997 76,9 2,6 1 76,9 78,3

1998 82,2 5,3 2 164,4 82,1

1999 86,8 4,6 3 260,4 85,9

Разом 521,5 ( 0 106,6 521,5

Ланцюгові абсолютні прирости динамічного ряду практично стабільні, тому
тенденцію можна описати лінійною функцією. Оскільки довжина ряду n = 7,
то ? t? = 7 (7? – 1) : 12 = 28. Параметри трендового рівняння
становлять:

a = ?yt : n = 521,5 : 7 =74,5;

b = ?yt t : ? t? = 106,6 : 28 = 3,8.

= 74,5 + 3,8t, тобто середній рівень видобутку нафти становить 74,5 млн
т, середньорічний приріст видобутку — 3,8 млн т.

= 74,5 + 3,8 (–2) = 66,9 млн т і т. д.

= 521,5 млн т.

залежить від бази прогнозування та періоду упередження v. Так,
припускаючи, що умови, в яких формувалась тенденція видобутку нафти,
найближчим часом не зміняться, визначимо прогноз на 2001 рік. Базою
прогнозування є теоретичний рівень 1999 р., період упередження v = 2.
Очікуваний в 2001 р. видобуток нафти досягне 93,5 млн т:

= 85,9 + 3,8 · 2 = 93,5.

— стандартна похибка прогнозу, t-квантиль розподілу Стьюдента (див.
підрозд. 6.2).

Оцінка коливань та сталості динаміки

Фактичні рівні динамічних рядів під впливом різного роду чинників
варіюють, відхиляючись від основної тенденції розвитку. В одних рядах
коливання мають систематичний, закономірний характер, повторюються через
певні інтервали часу, в інших — не мають такого характеру і тому
називаються випадковими. У конкретному ряду можуть поєднуватися
систематичні та випадкові коливання.

Найпростішою оцінкою систематичних коливань є коефіцієнти
нерівномірності, які обчислюються відношенням максимального і
мінімального рівнів динамічного ряду до середнього. Чим більша
нерівномірність процесу, тим більша різниця між цими двома
коефіцієнтами.

Наприклад, споживання питної води за добу становить 7200 м3, у
середньому за годину 7200 : 24 = 300 м3. Найбільший рівень споживання
води в період від 20 до 21 години — 381 м3, найменший — у період від 2
до 3 год — 165 м3.

Коефіцієнти нерівномірності такі:

Kmax = 381 : 300 = 1,27;

Kmin = 165 : 300 = 0,55.

Амплітуда коливань у розмірі 72 пункти [100 (1,27 – 0,55)] свідчить про
істотну нерівномірність споживання води протягом доби.

Окремим соціально-економічним процесам притаманні внутрішньорічні,
сезонні піднесення і спади. Наприклад, виробництво й переробка
сільськогосподарської продукції, нерівномірне завантаження транспорту,
коливання попиту на товари тощо. Сезонні коливання виявляються і
аналізуються на основі рядів щомісячних або щоквартальних даних.

, %:

.

Рис. 8.3. Сезонна хвиля

споживання електроенергії

= 1848 : : 12 = 154 млн квт ( год. Індекси сезонності коливаються від
121,4% у грудні [(187 : 154)100] до 80,5% у липні [124 : 154)100]. Амп-

літуда сезонних коливань ста-

новить Rt = 121,4 – 80,5 =

= 40,9 п. п. Характер сезонної хвилі схематично ілюструє рис. 8.3.

Оскільки сезонні коливання з року в рік не лишаються незмінними, виявити
сталу сезонну хвилю можна за допомогою середніх індексів сезонності за
кілька років:

,

де n — число років.

Таблиця 8.5

ЩОМІСЯЧНА ДИНАМІКА СПОЖИВАННЯ ЕЛЕКТРОЕНЕРГІЇ

Місяць року Спожито

електроенергії, уt, млн квт ( год Індекс

сезонності Іс, % Іс – 100 (Іс – 100)2

Січень 172 111,7 11,7 136,89

Лютий 161 104,5 4,5 20,25

Березень 158 102,6 2,6 6,76

Квітень 151 98,0 –2,0 4,00

Травень 147 95,5 –4,6 20,25

Червень 130 84,4 –15,6 243,36

Липень 124 80,5 –19,5 380,25

Серпень 146 94,9 –5,1 26,01

Вересень 149 96.8 –3,2 10,24

Жовтень 155 100,6 0,6 0,36

Листопад 168 109,1 9,1 82,81

Грудень 187 121,4 21,4 457,96

Разом 1848 100 0 1389,14

Для порівняння інтенсивності сезонних коливань різних явищ чи одного й
того самого явища в різні роки використовуються узагальнюючі
характеристики варіації індексів сезонності:

;

.

У динамічному ряду споживання електроенергії (табл. 8.5) середнє
квадратичне відхилення:

п. п.

.

Розрахунок сезонної хвилі за наявності тенденції подано в табл. 8.6 на
прикладі щоквартальної динаміки продажу безалкогольних напоїв (млн дкл).
Тенденція ряду описується рівнянням Yt = 48,2 + 1,445 t, де t
змінюється в межах від t1 = –5,5 до tn = +5,5.

Таблиця 8.6

ТРЕНД І СЕЗОННІ КОЛИВАННЯ ПРОДАЖУ БЕЗАЛКОГОЛЬНИХ НАПОЇВ

Рік Квартал Млн дкл, yt Тренд Yt Індекс

1997 1 24,4 40,3 0,606 27,7

2 52,6 41,7 1,262 51,0

3 60,4 43,1 1,401 59,0

4 34,0 44,6 0,763 32,1

1998 1 32,7 46,0 0,711 31,6

2 56,2 47,5 1,184 58,0

3 67,3 48,9 1,377 66,9

4 36,2 50,4 0,719 36,1

1999 1 37,8 51,8 0,730 35,6

2 65,3 53,3 1,225 65,1

3 73,1 54,7 1,337 74,9

4 38,4 56,1 0,689 40,4

Разом ( 578,4 578,4 12 578,4

Середньозважені індекси сезонності (для яких ваги — середньорічні обсяги
продажу) становлять:

Для першого кварталу

.

Скоригований на сезонність тренд наведено в останній графі табл. 8.6.
Для першого кварталу 1997 р.

.

зумовлено дією випадкових причин.

, яке обчислюється на основі залишкової дисперсії:

.

За даними табл. 8.7 залишкова дисперсія продажу безалкогольних напоїв
становить

.

Таблиця 8.7

ДО РОЗРАХУНКУ ЗАЛИШКОВОЇ ДИСПЕРСІЇ

 — середній рівень динамічного ряду. Щодо випадкових коливань продажу
безалкогольних напоїв, то

.

використовують для оцінки сталості динаміки. У розглянутому прикладі
ця різниця наближається до 100%, що свідчить про сталий характер
тенденції і сезонних коливань реалізації безалкогольних напоїв.

у0

у1

у2

у3

у4

Ланцюгові характеристики

Базисні характеристики

Ковзні середні

Ступінчасті середні

у1

у2

у3

у4

у5

у6

Похожие записи