В 2009 году наблюдается резкое падение уровня экспорта — на 35,7% по сравнению с 2009 годом. Однако, с 2010 года уровень экспорта стабильно растет — в 2010 году на 32% по сравнению с 2009 г. и в 2011 году на 30,4% по сравнению с 2010 годом.
3.
2. Выявление основной тенденции методом аналитического выравнивания в рядах динамики экспорта РФ Метод аналитического выравнивания основан на вычислении значений выровненного ряда по соответствующим математическим формулам. В качестве уравнения выравнивания применим линейную функцию вида .
Коэффициенты линейного уравнения регрессии могут быть найдены по формулам:
;
.
Для анализируемого периода:
Тогда, уравнение линейного тренда будет иметь вид:
Расчеты представлены в таблице 3.2
Таблица 3.2
Расчет параметров парной линейной регрессии
Yi ti yi•ti (ti)2 ŷ (yi- ŷ)2 2006 303 926,0 -3 -911 778 9 330 694,5 0,1 716 550 042,9 7 866 211 736,1 2007 354 401,0 -2 -708 802 4 351 335,5 0,0 9 397 144,274 1 460 513 611,1 2008 471 603,0 -1 -471 603 1 371 976,6 0,3 9 925 420 526 6 238 682 881,8 2009 303 388,0 1 303 388 1 413 258,7 0,3 12 071 579 090 7 961 933 413,4 2010 400 419,0 2 800 838 4 433 899,8 0,1 1 120 964 606 60 860 801,8 2011 521 969,0 3 1 565 907 9 454 540,9 0,2 4 546 551 238 16 731 767 435,1 Итого 2 355 706,0 0 577 950 28 2 355 706,0 0,9 28 390 462 647,2 40 319 969 879,3
Фактические и расчетные значения динамики экспорта представим в виде графика (Рис.
3.2).
Рис. 3.
2.
Рассчитаем среднюю ошибку аппроксимации полученного регрессионного уравнения:
Средняя ошибка аппроксимации 15% свидетельствует об ошибочных значениях в 15% случаев.
Фактическое значение F-критерия Фишера:
Табличное значение F-критерия Фишера можно найти с помощью функции MS Excel FРАСПОБР (0,05;1;6)=5,99. Поскольку табличное значение меньше фактического, можно считать, что уравнение тренда статистически значимо и надежно и его можно использовать для прогнозирования.
Относительный коэффициент колеблемости свидетельствует о средней колеблемости уровней ряда относительно тренда.
Прогноз экспорта для 2012 года будет равен млн. долл.
Остаточная дисперсия млн. долл.
Ошибка прогноза
млн. долл.
Табличное значение коэффициента Стьюдента при α=0,05 и n=6 можно определить с помощью функции MS Excel СТЬЮДРАСОБР (α, n) и тогда tфакт=2,45.
Таким образом, прогнозное значение будет лежать в диапазоне, определяемом величиной. Иначе говоря, прогнозное значение принимает вид: млн. долл.
3.
3. Оценка устойчивости в динамике экспорта РФ В качестве показателя устойчивости используется коэффициент корреляции ранга Спирмена:
Расчетные данные приведены в таблице 3.
3.
Таблица 3.3
Расчет устойчивости экспорта РФ в 2006;2011 годах Год Экспорт, млрд.
долл. Rt Ryt 2006 303 926,0 1 2 1 2007 354 401,0 2 3 1 2008 471 603,0 3 5 4 2009 303 388,0 4 1 9 2010 400 419,0 5 4 1 2011 521 969,0 6 6 0 Итого 2 355 706,0 16 Тогда:
Таким образом, можно говорить о росте экспорта РФ в период с 2006 до 2011 года с устойчивостью 54%.
3.4 Изучение уровня сезонности в рядах экспорта РФ Для анализа сезонности воспользуемся данными таблицы 2.
3.
2006 2007 2008 2009 2010 2011 январь 29 328 33 177 50 169 28 443 39 056 46 677 февраль 32 118 37 762 56 849 32 037 46 078 61 078 март 36 905 43 531 63 325 35 268 52 816 70 566 апрель 35 425 43 906 65 651 35 796 52 684 73 009 май 40 001 47 156 67 076 36 367 51 189 71 791 июнь 39 945 45 433 69 385 39 879 51 982 71 889 июль 39 616 49 370 75 966 42 267 52 448 69 386 август 42 708 51 192 72 722 42 868 55 672 74 661 сентябрь 40 354 47 267 70 986 46 366 57 903 71 213 октябрь 40 927 57 000 66 549 49 789 59 388 75 684 ноябрь 41 842 58 702 52 188 50 243 60 210 77 704 декабрь 49 446 63 395 52 601 55 869 69 734 81 518
Если укрупнить интервалы до квартальных, расчетная таблица примет следующий вид:
Таблица 3.2
Временной ряд для анализа сезонных колебаний Год Квартал Экспорт Млн. долл. iкол = Yi/Yti iсв 2006 1 кв. 98 351 119 727,4 0,82 0,8653 0,8652 103 590,43 2 кв. 115 371 122 942,8 0,94 0,9997 0,9996 122 890,59 3 кв. 122 678 126 158,2 0,97 1,0491 1,0490 132 334,49 4 кв. 132 215 129 373,7 1,02 1,0864 1,0862 140 531,97 2007 1 кв.
114 470 132 589,1 0,86 4,0006 4,0000 114 718,65 2 кв. 136 495 135 804,5 1,01 135 746,85 3 кв. 147 829 139 020,0 1,06 145 825,88 4 кв. 179 097 142 235,4 1,26 154 503,01 2008 1 кв. 170 343 145 450,8 1,17 125 846,86 2 кв. 202 112 148 666,2 1,36 148 603,12 3 кв.
219 674 151 881,7 1,45 159 317,28 4 кв. 171 338 155 097,1 1,10 168 474,04 2009 1 кв. 95 748 161 528,0 0,59 139 757,13 2 кв. 112 042 164 743,4 0,68 164 673,45 3 кв. 131 501 167 958,8 0,78 176 181,51 4 кв.
155 901 171 174,3 0,91 185 937,83 2010 1 кв. 137 950 174 389,7 0,79 150 885,35 2 кв. 155 855 177 605,1 0,88 177 529,71 3 кв. 166 023 180 820,6 0,92 189 672,91 4 кв. 189 332 184 036,0 1,03 199 908,87 2011 1 кв. 178 321 187 251,4 0,95 162 013,56 2 кв. 216 689 190 466,9 1,14 190 385,98 3 кв. 215 260 193 682,3 1,11 203 164,30 4 кв.
234 906 196 897,7 1,19 213 879,90 Итого 3 799 501 3 799 501 В качестве уравнения выравнивания используем линейную функцию вида:
Для корректировки модели рассчитывается поправочный коэффициент:
Рассчитав поправочный коэффициент, вычислим индексы сезонной волны iсв. по которым построим диаграмму рис. 3.
3.
На графике видно, что в 1 квартале наблюдается сезонный спад, а со второго квартала до конца года наблюдается устойчивый рост изучаемого показателя.
Рис.
3.1. График индексов сезонной волны.
3.
5. Прогноз, с учетом сезонных колебаний Имея квартальные индексы сезонности (Табл. 3.2, графа7), можно скорректировать трендовые значения с учетом сезонной волны.
Таблица 3.4
Год Квартал Экспорт млн. долл. 2006 1 кв. 98 351 119 727,4 103 590,43 2 кв.
115 371 122 942,8 122 890,59 3 кв. 122 678 126 158,2 132 334,49 4 кв. 132 215 129 373,7 140 531,97 2007 1 кв. 114 470 132 589,1 114 718,65 2 кв. 136 495 135 804,5 135 746,85 3 кв.
147 829 139 020,0 145 825,88 4 кв. 179 097 142 235,4 154 503,01 2008 1 кв. 170 343 145 450,8 125 846,86 2 кв. 202 112 148 666,2 148 603,12 3 кв. 219 674 151 881,7 159 317,28 4 кв. 171 338 155 097,1 168 474,04 2009 1 кв. 95 748 161 528,0 139 757,13 2 кв. 112 042 164 743,4 164 673,45 3 кв.
131 501 167 958,8 176 181,51 4 кв. 155 901 171 174,3 185 937,83 2010 1 кв. 137 950 174 389,7 150 885,35 2 кв. 155 855 177 605,1 177 529,71 3 кв. 166 023 180 820,6 189 672,91 4 кв. 189 332 184 036,0 199 908,87 2011 1 кв. 178 321 187 251,4 162 013,56 2 кв.
216 689 190 466,9 190 385,98 3 кв. 215 260 193 682,3 203 164,30 4 кв. 234 906 196 897,7 213 879,90 На рис.
3.3 показаны исходные данные, трендовые значения и трендовые значения с учетом индексов сезонной волны, поправленные на индексы сезонной волны.
Рис.
3.3
Прогноз экспорта для 1 квартала 2012 года с учетом индекса сезонности будет равен млн. долл.
Остаточная дисперсия Ошибка прогноза
млн. долл.
Табличное значение коэффициента Стьюдента при α=0,05 и n=25 можно определить с помощью функции MS Excel СТЬЮДРАСОБР (α, n) и тогда tфакт=2,07.
Таким образом, прогнозное значение будет лежать в диапазоне, определяемом величиной Иначе говоря, прогнозное значение принимает вид: млн. долл.
ЗАКЛЮЧЕНИЕ
Используя статистические методы и модели, был проведен анализ исходных динамических показателей. В результате исследования были получены следующие результаты:
За период с 1 января 2006 года по 31 декабря 2011 года наблюдался равномерный рост величины экспорта РФ. В целом за период экспорт вырос на71,7%. В среднем, каждый квартал он увеличивался на 11%. Спад, обусловленный мировым кризисом, наблюдался в 2009 году — уменьшение на 35% по сравнению с 2008 годом. С 2010 года по сегодняшний наблюдается стабильный рост экспорта.
Для получения количественной оценки тенденции динамического ряда произведено аналитическое выравнивание фактического уровня с использованием линейной функции вида. Средняя ошибка аппроксимации полученного регрессионного уравнения свидетельствует об ошибочных значениях в 15% случаев. Прогнозное значение на 2012 год составляет млн. долл.
Проанализировав устойчивость в динамике, можно говорить о росте экспорта РФ в период с 2006 до 2011 года с устойчивостью 54%.
При анализе сезонных колебаний, было выявлено, что имеют место периодические сезонные колебания: в 1-м квартале — спад и рост со 2-го по 4-й квартал. Со временем определяется общая тенденция к возрастанию.
При прогнозировании развития процесса, были учтены сезонные колебания и найдены прогнозные значения на 1 квартал 2012 года. Они составили млн. долл. Однако, в действительности тенденция развития не остается неизменной, поэтому данные, полученные путем экстраполяции ряда, следует рассматривать как вероятностные оценки.
ЛИТЕРАТУРА
Таможенная статистика [Электронный ресурс]: учебно-методический комплекс / ФГОУ ВПО «Северо-Западная академия государственной службы»; П. Н. Афонин, А. П. Исаев. — Электронные текстовые данные (1 файл: 630 Кб = 1,8 уч.-изд. л.). —СПб.: Изд-во СЗАГС, 2008.
Громыко Г. Л. и др. — М.: ИНФРА — М, 2007.-480с.
Елисеева И. И. Общая теория статистики: учебник для вузов / И. И. Елисеева, М. М. Юзбашев; под ред. И. И. Елисеевой. — М.: Финансы и статистика, 2009. — 656 с.
Общая теория статистики: Статистическая методология в изучении коммерческой деятельности: учебник для вузов / О. Э. Башина и др.; под ред. О. Э. Башиной, А. А. Спирина. — М.: Финансы и статистика, 2008. — 440 с.
Статистика: учебник / И. И. Елисеева и др.; под ред. И. И. Елисеевой. — М.: Высшее образование, 2008. — 566 с.
Методология ведения таможенной статистики внешней торговли и статистики взаимной торговли государств — членов Таможенного союза. Утверждена Решением Комиссии Таможенного союза от 28 января 2011 г. № 525)
Михайлова Т. М. Таможенная статистика: Курс лекций. — СПб.: Архей, 2009. (7,5 п.л.)
Курс социально-экономической статистики: Учебник для вузов / Под ред. Проф. Назарова М.Г.- М.: Финстатинформ, ЮНИТИ-ДАНА, 2000. — 771 с.
Сиденко А. В., Башкатов Б. И., Матвеева В. М. Международная статистика: Учебник. М., 1998.
Сиденко А.В., Матвеева В. М. Практикум по социально-экономической статистике. М., 1998.
Сиденко А.В., Попов Г. Ю., Матвеева В. М. Статистика: Учебник.
М.: Издательство «Дело и сервис», 2000. — 464 с.
Социальная статистика: Учебник / Под ред. И. И. Елисеевой. — 2-е изд., доп. — М.: Финансы и статистика, 2003. — 416 с.
Товарная номенклатура внешнеэкономической деятельности стран Содружества Независимых Государств. Изд. 3-е. М-, 2002.
Таможенный кодекс Российской Федерации от 28.
05.2003г.
Интернет-ресурс:
http://www.customs.ru
http://www.gks.ru/
РЕЗЮМЕ Анализ динамики экспорта интересен при изучении развития отечественного производства и его экспортных возможностей.
Динамичное развитие российских компаний, постоянный рост показателей внешней торговли, насыщение конкурентной среды и вступление в ВТО объясняют повышение интереса к таможенной статистике. Изменение показателей импорта и экспорта накладывает свой отпечаток как на макроэкономическую ситуацию в стране, так и на внутренние рынки России.
Изменения объемов импорта / экспорта, как правило, следуют за кардинальными экономическими событиями. Так кризис 2008;2010 г. дал существенный спад в товарообороте РФ и приостановил деятельность многих компаний. Статистический анализ динамики экспорта РФ за 2006;2012гг. позволяет полноценно проанализировать происходившие изменения на рынке.
http://www.gks.ru/dbscripts/Cbsd/DBInet.cgi?pl=2 123 009
http://www.gks.ru/dbscripts/Cbsd/DBInet.cgi?pl=2 123 006
http://www.gks.ru/dbscripts/Cbsd/DBInet.cgi?pl=2 123 001
http://www.gks.ru/dbscripts/Cbsd/DBInet.cgi#1
http://www.customs.ru/index.php?option=com_newsfts&view=category&id=125&Itemid=1976
http://www.customs.ru/index2.php?option=com_content&view=article&id=15 603:—————2011;&catid=52:2011;01−24−16−28−57&Itemid=1978
