Вивчення сезонних коливань

[ виправити ] текст може містити помилки, будь ласка перевіряйте перш ніж використовувати.

скачати

ЗМІСТ
Введення
1. Поняття про внутрішньорічної динаміці соціально-економічних явищ у діяльності підприємства торгівлі
2. Статистичні методи виявлення сезонних коливань
3. Вивчення сезонних коливань в діяльності торговельного підприємства
4. Гармонійний (спектральний) аналіз внутрішньорічної динаміки соціально-економічних явищ у діяльності підприємства торгівлі
Висновок
Список літератури

ВСТУП
Менеджеру часто доводиться мати справу з сезонними коливаннями в рядах динаміки, тобто з такими рядами, які відображають приблизно однакові коливання явищ протягом досліджуваного періоду: з року в рік в певні місяці рівень явища підвищується, а в інші - знижується.
У даній роботі розкрито поняття внутрішньорічної динаміки соціально-економічних явищ в діяльності торговельного підприємства.
Розглянуто статистичні методи виявлення сезонних коливань. Дано графічне зображення внутрішньорічної динаміки, представлені методи розрахунку індексів сезонності.
Дан гармонійний (спектральний) аналіз внутрішньорічної динаміки соціально-економічних явищ в діяльності торговельного підприємства.

1. ПОНЯТТЯ Про Внутригодовая ДИНАМІЦІ СОЦІАЛЬНО-ЕКОНОМІЧНИХ ЯВИЩ У КОМЕРЦІЙНОЇ ДІЯЛЬНОСТІ
При порівнянні квартальних і місячних даних багатьох соціально-економічних явищ часто виявляються періодичні коливання, що виникають під впливом зміни пір року. Вони є результатом впливу природно-кліматичних умов, загальних економічних факторів, а також численних і різноманітних факторів, які часто є регульованими.
У широкому розумінні до сезонних відносять всі явища, які виявляють у своєму розвитку чітко виражену закономірність внутрішньорічних змін, тобто більш-менш стійко повторюються з року в рік коливання рівнів.
У статистиці періодичні коливання, які мають певний і постійний період, що дорівнює річному проміжку, носять назву "сезонні коливання" або "сезонні хвилі", а динамічний ряд в цьому випадку називають сезонним поруч динаміки.
Велике практичне значення статистичного вивчення сезонних коливань полягає в тому, що одержувані при аналізі рядів внутрішньорічної динаміки кількісні характеристики відображають специфіку розвитку досліджуваних явищ по місяцях і кварталах річного циклу. Це необхідно для пізнання закономірностей розвитку соціально-економічних явищ у внутрішньорічної динаміці, прогнозування та розроблення оперативних заходів щодо кваліфікованого управління їх розвитком у часі.
Повсякденна життєдіяльність людей в умовах періодичної змінюваності сезонів супроводжується специфічними змінами інтенсивності динаміки соціально-економічних процесів. У більшості галузей народного господарства це проявляється у вигляді внутрішньорічних чергувань підйомів і спадів випуску продукції, неоднаковому споживанні сировини та енергії, коливань рівнів продуктивності праці, собівартості, прибутку та інших показників.
Для деяких сфер людської діяльності Внутригодовая динаміка характеризується припиненням процесів у міжсезонні періоди (цукроваріння, рибальство, лісорозробках, полювання, бортництво, навігація, туризм і т. д.). Яскраво виражений сезонний характер має сільськогосподарське виробництво, особливо рослинництво в умовах відкритого грунту. Це викликає нерівномірність використання трудових ресурсів, напруженість у роботі транспорту, сховищ, баз. З цим пов'язані нерівномірність роботи підприємств з переробки сільськогосподарської сировини та постачання виготовленої продукції в торгівлю.
Значною колеблемости під внутрішньорічної динаміці схильні грошовий обіг і товарообіг. Найбільші грошові доходи утворюються у населення в III і IV кварталах, особливо це характерно для селян. Максимальний обсяг роздрібного товарообігу припадає на кінець кожного року. Продаж молочних продуктів зазвичай припадає на II і III квартали, а м'ясних продуктів, фруктів та овочів - на друге півріччя. Такі ритми проглядаються з року в рік.
У деяких роботах з теорії статистики можна зустріти одностороннє тлумачення мети вивчення сезонних коливань. Оскільки сезонні спади обумовлюють ряд негативних наслідків, то основна мета вивчення рядів внутрішньорічної динаміки полягає в розробці заходів щодо ліквідації або пом'якшення сезонних коливань.
Звичайно, важливість здійснення заходів щодо усунення негативних наслідків сезонності безперечна. Але реальні умови життя, розвитку виробництва, обігу та споживання показують на недостатність такої постановки мети дослідження. У своїй практичній діяльності люди, впливаючи на природу, створюють більш сприятливі умови праці та побуту. Але на даній стадії свого розвитку людство не управляє всіма силами природи. Практично, наприклад, не можна на свій розсуд змінювати час настання і тривалість несприятливих сезонів. Сільськогосподарське виробництво було і залишається сезонним. Скорочення або подовження періоду масового виробництва основних продуктів рослинництва залежить від змін природних кліматичних умов.
Саме ці важливі обставини життя суспільства є уточнюючими мотивами мети вивчення рядів внутрішньорічної динаміки. Якщо для безперебійного ходу відтворення сезонні спади повинні по можливості усуватися, то сезонні підйоми цих процесів повинні розглядатися як важливі фактори, які сприяють нарощуванню соціально-економічного потенціалу.
Основний принцип господарювання - отримання максимального ефекту при оптимальних витратах - припускає раціональне поєднання безперебійності виробничих процесів з завданнями всебічного використання благоприятствующих факторів, в тому числі і природно-кліматичних умов. У ряді виробничих галузей час виробництва включає період, коли на предмет праці впливають сили природи. І чим більша різниця між часом виробництва і робочим періодом, тим більшу залежність від природно-кліматичних умов має кінцевий результат.
Завдання, пов'язані з максимальним задоволенням купівельного попиту, припускають повне його задоволення у кожному періоді року. Для цього необхідно вивчати з усіх боків розвиток у внутрішньорічної динаміці як загального обсягу попиту населення, так і складу попиту на окремі товари та види послуг у торгівлі.
Зі зростанням і вдосконаленням виробництва товарів, поліпшенням матеріально-технічної бази торгівлі (будівництво сучасних сховищ, оптових бах, оснащення магазинів холодильним обладнанням і т. д.) створюються умови для згладжування нерівномірності у внутрішньорічної динаміці при реалізації основних продуктів харчування. Але ліквідація сезонних коливань в торгівлі продовольчими товарами була б неправильною. Це обумовлюється рядом обставин, в тому числі і факторами технологічного та економічного порядку. Незважаючи на відомі досягнення науки і техніки в способах переробки та консервації швидкопсувних продуктів сезонного виробництва, тривале їх зберігання супроводжується змінами споживчих властивостей, погіршенням якості. Це веде до збільшення товарних втрат і зростання витрат обігу.
Слід також брати до уваги і чинники суто фізіологічних особливостей споживання продуктів людським організмом. Склад потреб людини в продуктах харчування неоднаковий у внутрішньорічної динаміці. Так, у осінньо-зимовий період, як правило, підвищуються потреби в висококалорійних продуктах харчування. У теплу пору року, навпаки, виникають потреби в більш легкій їжі, в рослинних і молочних продуктах, зелені, фруктах. Різні в окремі сезони року вимоги людей до умов праці, побуту, відпочинку. Все більшого значення в сучасних умовах набувають сезонні особливості попиту населення на непродовольчі товари.
Склад споживаних населенням одягу, взуття, тканин, культтоварів, предметів домашнього вжитку та інших непродовольчих товарів, як правило, багато в чому залежить від сезону. При цьому чим вищий добробут народу і більше обсяг вироблених товарів, тим сприятливіші можливості щодо задоволення мінливих по внутрішньорічні періодам потреб населення в товарах.
Із зростанням виробництва непродовольчих товарів більш чітко проявляються посезонно нерівномірності покупок, у той час як для виробництва цих товарів більш раціональним є безперервний і рівномірний їх випуск протягом року.
Тому так важливо вирішити проблему раціонального поєднання у часі періоду масового виробництва, часу перебування непродовольчих товарів на складах в якості товарних запасів, а також їх надходження в роздрібний продаж. Вирішальне значення в погодженні цього важливого тимчасового лага з дотриманням інтересів виробників і споживачів конкретних видів товару мають дані вивчення особливостей їх попиту в торгівлі по сезонах.
Знання сезонних особливостей попиту на окремі товари має важливе значення для торгівлі як галузі народного господарства: розробка заходів щодо підвищення ефективності торгівлі, поліпшення організації торгівлі, підвищення культури обслуговування покупців. Виявлення особливостей попиту населення на товари по сезонах важливо для розробки науково обгрунтованих нормативів, дозволяє уникнути нераціональних витрат і втрат.
Таким чином, стосовно до комерційної діяльності, науково обгрунтована постановка мети вивчення внутрішньорічної динаміки передбачає не тільки вирішення завдання щодо пом'якшення сезонної нерівномірності обсягу товарообігу. З метою найкращого використання умов, що сприяють виробництву, обігу та споживання товарів, необхідно всебічно і глибоке вивчення в лавах внутрішньорічної динаміки даних, що відображають сезонні підйоми цих процесів.
При статистичному вивченні в рядах внутрішньорічної динаміки сезонних коливань розв'язуються такі два взаємопов'язані завдання: виявлення специфіки розвитку досліджуваного явища у внутрішньорічної динаміці; вимір сезонних коливань досліджуваного явища з побудовою моделі сезонної хвилі.
На специфіку зміни рівнів рядів внутрішньорічної динаміки можуть впливати як фактори, що утворюють їх складові компоненти (тренд, періодичні коливання, випадкові відхилення), так і зовнішні причини, зумовлені характером збору та обробки вихідної інформації.
Статистичні ряди внутрішньорічної динаміки зазвичай складаються за матеріалами поточної звітності. Однією з неодмінних умов статистичного вивчення сезонних коливань є те, що ряди динаміки мають бути приведені до порівнянної увазі. При цьому треба мати на увазі, що різновеликі за тривалістю місяці і квартали річних періодів є однією з причин, що впливають на зміни рівнів рядів внутрішньорічної динаміки. Для усунення цієї причини об'ємні величини перераховуються в середні величини, що характеризують інтенсивність розвитку досліджуваного явища в одиницю часу. Це має важливе значення для підвищення точності показників сезонних коливань.

2. СТАТИСТИЧНІ МЕТОДИ ВИЯВЛЕННЯ СЕЗОННІ КОЛИВАНЬ
У статистиці існує ряд методів вивчення і вимірювання сезонних коливань. Найпростіший полягає в побудові спеціальних показників, які називаються індексами сезонності i S. Сукупність цих показників відображає сезонну хвилю.
У загальному вигляді вони визначаються ставленням вихідних (емпіричних) рівнів ряду динаміки до теоретичних (розрахунковим) рівням , Що виступає в якості бази порівняння:
. (2.1)
Саме в результаті того, що в цій формулі вимір сезонних коливань здійснюється на базі відповідних теоретичних рівнів тренду , В обчислюваних при цьому індивідуальних індексах сезонності вплив основної тенденції розвитку елімінується (усувається).
Для того щоб виявити стійку сезонну хвилю, на якій не відображалися б випадкові умови одного року, індекси сезонності обчислюють за даними за кілька років (не менше трьох), розподіленим по місяцях.
Оскільки на сезонні коливання можуть накладатися випадкові відхилення, для їх усунення проводиться усереднення індивідуальних індексів однойменних внутрішньорічних періодів аналізованого ряду динаміки. Тому для кожного періоду річного циклу визначаються узагальнені показники у вигляді середніх індексів сезонності :
. (2.2)
Обчислені на основі цієї формули середні індекси сезонності (із застосуванням в якості бази порівняння відповідних рівнів тренду) вільні від впливу основної тенденції розвитку і випадкових відхилень.
Залежно від характеру тренда формула (2.2) приймає такі форми:
1) для рядів внутрішньорічної динаміки з яскраво вираженою основною тенденцією розвитку
. (2.3)
Виступаючі при цьому в якості змінної бази порівняння теоретичні рівні уявляють свого роду "середню вісь кривої", так як їх розрахунок заснований на положеннях методу найменших квадратів. Тому вимір сезонних коливань на базі змінних рівнів тренду називається способом змінної середньої;
2) для рядів внутрішньорічної динаміки, в яких підвищується (знижується) тренд відсутній або він незначний
. (2.4)
У формулі (2.4) базою порівняння є загальний для аналізованого ряду динаміки середній рівень . Оскільки для всіх емпіричних рівнів аналізованого ряду динаміки цей загальний середній рівень є постійною величиною, то застосування формули (2.4) називається способом постійної середньої.
Для наочного уявлення сезонної хвилі обчислені індекси сезонності зображують у вигляді графіка (лінійної діаграми).
Для визначення в формулі (2.1) теоретичних рівнів тренду важливо правильно підібрати математичну функцію, через яку здійснюватиметься аналітичне вирівнювання в аналізованому ряду динаміки. Це найбільш складний і відповідальний етап вивчення сезонних коливань. Від обгрунтованості підбору тієї чи іншої математичної функції багато в чому залежить практична значимість отриманих в аналізі індексів сезонності.
При використанні способу аналітичного вирівнювання хід обчислень індексів сезонності наступний:
- За відповідним полиному обчислюються для кожного місяця (кварталу) вирівняні рівні на момент часу t;
- Визначаються відношення фактичних місячних (квартальних) даних до відповідних вирівнюється даними (у відсотках);
- Знаходяться середній арифметичні з процентних співвідношень, розрахованих за однойменною періодам у відсотках.
Розрахунок закінчується перевіркою правильності обчислень індексів. Так як середній індекс сезонності для всіх місяців (кварталів) повинен бути 100%, то сума отриманих індексів за місячними даними дорівнює 1200, а сума по чотирьох кварталах - 400.
Класифікація найбільш поширених методів вимірювання сезонних хвиль представлена ​​в таблиці 2.1.
Таблиця 2.1
Класифікація методів вимірювання сезонних хвиль
Методи вимірювання сезонних хвиль, засновані на застосуванні
Найменування методів обчислення сезонних хвиль
I. Середньої арифметичної
1. Метод абсолютних різниць
2. Метод відносин середніх помісячних до середньої за весь період
3. Метод відносин помісячних рівнів до середньої даного року
II. Відносних величин
1. Метод відносних величин
2. Метод відносних величин на основі медіани
3. Метод У. Персона (ланцюгової метод)
III. Механічного вирівнювання
1. Метод ковзних середніх
2. Метод ковзних сум і ковзаючих середніх
IV. Аналітичного вирівнювання
1. Вирівнювання по прямій
2. Вирівнювання по параболі і експоненті
3. Вирівнювання по ряду Фур'є

3. ВИВЧЕННЯ Сезонні коливання в ДІЯЛЬНОСТІ ТОРГОВОГО ПІДПРИЄМСТВА
Застосування формул для вивчення сезонних коливань проілюструємо на прикладі одного з торгових підприємств.
Є дані про продаж молочних продуктів в одному з магазинів м. Тюмені по кварталах 2000 - 2003 рр..
Таблиця 3.1
Середньоденна реалізація, т
Квартал
2000
2001
2002
2003
1
2
3
4
5
I
II
III
IV
49,9
75,8
73,9
48,5
48,1
92,3
93,4
55,1
50,9
106,5
108,8
68,8
60,7
120,6
126,7
70,5
Річна
62,0
72,2
83,8
94,6
Темпи зростання, у% до 2000 р.
у% по роках
Абсолютний приріст по роках, m
Темп нарощування,%
100,0
-
-
-
116,5
116,5
10,2
16,5
135,2
116,1
11,6
18,7
152,6
112,9
10,8
17,4
Необхідно обчислити індекси сезонних коливань реалізації цих продуктів.
З таблиці 3.1 видно, що в 2003 р. зростання продажу молочних продуктів у порівнянні з 2000 р. досяг 152,6%, або в середньому за рік інтенсивність росту склала 115,1% . Це дозволяє вважати, що в році, що аналізується динаміки є значна тенденція до зростання.
Графічне зображення вихідної інформації підтверджує ці висновки (рис. 3.1).
\ S
Висновки про значне зростання реалізації даної продукції в 2000 - 2003рр. зумовлює вибір формули (2.1) для розрахунку індексів сезонності способом змінної середньої.
За що містяться в таблиці 3.1 показниками аналізованого ряду динаміки можна висунути робочу гіпотезу про можливі типи математичних функцій для отримання теоретичних рівнів тренду.
З певною мірою наближення це може бути прямолінійна функція:
(3.1)
В основі такого припущення лежить характер зміни абсолютних приростів. При загальному середньому абсолютному прирості 10,9 m відхилення по окремих роках не настільки значні: -0,7 m в 2001 р. і +0,7 m в 2002 р.
Але при найбільшому абсолютному прирості в 2002 р. (+11,6 m) у 2003 р. було зниження цього показника до 10,8 m. Эта максимальная интенсивность роста продажи данного продукта в 2002 г. и последующее снижение в 2003 г. отображает показатель темпа наращивания, %: 16,5 < 18,7 > 17,4.
Цепные темпы роста показывают затухание интенсивности реализации данной продукции из года в год: 116,5 > 116,1 > 112,9.
Все эти показания анализируемого ряда динамики позволяют сделать предположения о возможном применении в аналитическом выравнивании параболы второго порядка:
(3.2)
Таким образом, на основе статистических показателей изменений уровней анализируемого ряда динамики сделано предположение о возможном применении в аналитическом выравнивании исходных данных двух математических функций (3.1) и (3.2).
Для решения вопроса о том, какая их них является адекватной, может применяться критерий минимальности стандартной ошибки аппроксимации:
(3.3)
Для этого, прежде всего, должны быть решены выбранные математические функции.
Для определения параметров уравнений (3.1) и (3.2) составляется матрица расчетных показателей (таблица 3.2).
Таблиця 3.2
При St=0
Год, квартал






1
2
3
4
5
6
7
2000
2001
2002
2003
I
II
III
IV
I
II
III
IV
I
II
III
IV
I
II
III
IV
-15
-13
-11
-9
-7
-5
-3
-1
1
3
5
7
9
11
13
15
225
169
121
81
49
25
9
1
1
9
25
49
81
121
169
225
50625
28561
14641
6561
2401
625
81
1
1
81
625
2401
6561
14641
28561
50625
49,9
75,8
73,9
48,5
48,1
92,3
93,4
55,1
50,9
106,5
108,8
68,8
60,7
120,6
126,7
70,5
-748,5
-985,4
-812,9
-436,5
-336,7
-461,5
-280,2
-55,1
50,9
319,5
544,0
481,6
546,3
1326,6
1647,1
1057,5
11227,5
12810,2
8941,9
3928,5
2356,9
2307,5
840,6
55,1
50,9
958,5
2720,0
3371,2
4916,7
14592,6
21412,3
15862,5
S
16
0
1360
206992
1250,5
1856,7
106352,9
Рассчитаем параметры линейной функции:


Уравнение линейной функции примет вид:
(3.4)
По модели (3.4) производится расчет теоретических уровней тренда для каждого периода анализируемого ряда динамики :
2000
2003
Полученные теоретические значения уровней тренда записаны в гр. 4 табл. 3.3.
Рассчитаем параметры для функции параболы второго порядка:



Уравнение параболы второго порядка примет вид:
(3.5)
По модели (3.5) рассчитываются теоретические уровни для каждого периода анализируемого ряда динамики :
2000
2003
Полученные теоретические уровни тренда записаны в гр. 5 табл. 3.3.
Для определения показаний стандартной ошибки аппроксимации составляется матрица расчетных показателей (табл. 3.3).
Таблиця 3.3
Матрица расчетных показателей для определения стандартной ошибки аппроксимации
Год, квартал


Теоретические уровни тренда по моделям
Отклонения теоретических уровней от эмпирических по моделям
прямоли-нейной функции
параболы второго порядка
прямолинейной функции
параболы второго порядка




1
2
3
4
5
6
7
8
9
2000
I
II
III
IV
-15
-13
-11
-9
49,9
75,8
73,9
48,5
57,68
60,41
63,14
65,88
57,78
60,47
63,17
65,87
7,78
-15,39
-10,76
17,38
60,5
236,8
115,8
302,1
7,88
-15,33
-10,73
17,37
62,1
235,0
115,1
301,7
2001
I
II
III
IV
-7
-5
-3
-1
48,1
92,3
93,4
55,1
68,61
71,34
74,07
76,79
68,58
71,29
74,00
76,74
20,51
-20,96
-19,33
21,69
420,7
439,3
373,6
470,5
20,48
-21,00
-19,40
21,64
419,4
411,2
376,4
468,3
2002
I
II
III
IV
1
3
5
7
50,9
106,5
108,8
68,8
79,52
82,25
84,98
87,72
79,47
82,20
84,94
87,69
28,62
-24,25
-23,82
18,92
819,2
588,1
567,4
357,0
28,57
-24,30
-23,86
18,89
816,2
590,5
569,3
356,8
2003
I
II
III
IV
9
11
13
15
60,7
120,6
126,7
70,5
90,45
93,18
95,91
98,63
90,44
93,20
95,96
98,73
29,75
-27,42
-30,19
28,13
885,1
751,8
929,5
791,3
29,74
-27,40
-30,74
28,23
884,5
750,8
944,9
796,9
S
0
1250,5
1250,56
1250,53
'
8109,7
'
8129,1
По итоговым данным гр. 7 и 9 табл. 3.3 определяется по формуле (3.3) ошибка аппроксимации :
1) для модели
:
2) для модели

Из сравнения вычисленных значений стандартной ошибки аппроксимации следует, что по критерию минимальности предпочтительнее будет трендовая модель (3.4), синтезированная на основе прямолинейной функции (3.1).
Поэтому определение индексов сезонности реализации данной продукции следует осуществлять на базе теоретических уровней тренда, вычисленных по модели (3.4): .
Теоретические уровни тренда анализируемого ряда динамики изображены на графике (см. рис. 3.1) в виде пунктирной прямой линии.
Для определения индексов сезонности используется следующая матрица расчетных показателей (таблица 3.4).
Таблиця 3.4
Год, квартал



Год, квартал



1
2
3
4
1
2
3
4
2000
2002
I
II
III
IV
49,9
75,8
73,9
48,5
57,68
60,44
63,15
65,88
86,5
125,4
117,0
73,6
I
II
III
IV
50,9
106,5
108,8
68,8
79,52
82,25
84,98
87,72
64,0
129,5
128,0
78,4
2001
2003
I
II
III
IV
48,1
92,3
93,4
55,1
68,61
71,34
74,07
76,79
70,1
129,4
126,1
71,8
I
II
III
IV
60,7
120,6
126,7
70,5
90,45
93,18
95,91
98,63
67,1
129,4
132,1
71,5
В гр. 4 таблицы 3.4 определены индивидуальные индексы сезонности , характеризующие отношение эмпирических уровней к теоретическим для каждого периода анализируемого ряда внутригодовой динамики.
Для элиминирования действия факторов случайного порядка производится усреднение индивидуальных индексов сезонности. Для этого по формуле производится расчет средних индексов сезонности по одноименным кварталам анализируемого ряда внутригодовой динамики:
I кв.:
II кв.: (3.6)
III кв.:
IV кв.:
Вычисленные средние индексы сезонности (3.6) составляют модель сезонной волны реализации молочной продукции во внутригодовом цикле.
Наибольший объем продаж приходится на II и III кварталы с превышением среднегодового уровня соответственно на 28,4 и 25,8%. В I и IV кварталах происходит снижение среднегодового уровня соответственно на 28,1 и 26,2%.
Более наглядно полученная модель сезонной волны может быть представлена графически (рис. 3.2).
\ S
Покажем расчет индексов сезонности способом постоянной средней на примере данных о товарообороте торгового предприятия (табл. 3.5).
Таблиця 3.5
Среднедневной товарооборот, тыс. руб.
Місяць
2001
2002
2003
1
2
3
4
Січень
Лютий
Березень
Квітень
Травень
Червень
Липень
Серпень
Вересень
Жовтень
Листопад
Грудень
68,4
69,3
70,9
71,1
64,3
92,9
91,0
71,3
75,7
66,7
63,1
73,3
72,8
73,4
73,5
75,4
63,2
98,4
82,4
65,0
75,9
68,2
63,8
74,0
65,1
66,5
74,4
73,6
67,2
100,0
90,0
72,6
68,9
70,4
66,3
77,2
В среднем за год
73,4
73,8
74,4

Необходимо определить индексы сезонности товарооборота.
Так как среднегодовой темп роста составил , то в данном случае нет значительной тенденции роста. Следовательно, используем способ постоянной средней.
Исчислим средние уровни одноименных внутригодовых периодов :
для января тис. руб.;
для февраля тис. руб. і т. д.
Для каждого месяца эти значения определены в гр. 6 табл. 3.6.
Таблиця 3.6
Місяць
Уровни, тыс. руб.
Расчетные графы
2001
2002
2003



1
2
3
4
5
6
7
Січень
Лютий
Березень
Квітень
Травень
Червень
Липень
Серпень
Вересень
Жовтень
Листопад
Грудень
68,4
69,3
70,9
71,1
64,3
92,9
91,0
71,3
75,7
66,7
63,1
73,3
72,8
73,4
73,5
75,4
63,2
98,4
82,4
65,0
75,9
68,2
63,8
74,0
65,1
66,5
74,4
73,6
67,2
100,0
90,0
72,6
68,9
70,4
66,3
77,2
206,3
209,2
218,8
220,1
194,7
291,3
264,2
211,9
220,5
205,3
193,2
224,5
68,8
69,7
72,9
73,4
64,9
97,1
88,1
70,6
73,5
68,4
64,4
74,8
93,1
94,3
98,6
99,3
87,8
131,4
119,2
95,5
99,5
92,6
87,1
101,2
S
881,0
886,0
893,0
2660,0
73,9
100,0
В итоговой строке гр. 6 определен знаменатель формулы (2.4) в виде общего для всего ряда динамики среднего уровня :
тис. руб.
Этот общий средний уровень и используется в качестве постоянной базы сравнения при определении средних индексов сезонности, которые помещены в гр. 7 табл. 3.6:
;
і т. д.
Из гр. 7 видно, что сезонные колебания товарооборота предприятия характеризуются повышением в июне (+31,4%), июле (+19,2%) и декабре (+1,2%) и снижением в других месяцах.
Для большей наглядности сезонных колебаний средние индексы изобразим графически (рис. 3.3).
\ S
Для выявления сезонных колебаний можно применить метод скользящей средней.
Средние индексы сезонности в этом случае определяются по формуле:
(3.7)
де - исходные уровни ряда; - сглаженные уровни ряда; - число одноименных периодов.
Имеются данные о реализации продукции сельскохозяйственного производства в одном из магазинов г. Тюмени (табл. 3.7).
Таблиця 3.7
Квартал
2000
2001
2002
2003
1
2
3
4
5
I
II
III
IV
165
253
316
287
237
288
356
331
410
431
443
389
416
439
472
450
Сглаженные уровни и индексы сезонности рассчитаны в таблице 3.8.
Таблиця 3.8
Год, квартал



Год, квартал



1
2
3
4
1
2
3
4
2000
2002
I
II
III
IV
165
253
316
287
-
-
264,25
277,6
-
-
119,6
103,4
I
II
III
IV
410
431
443
389
392,9
411,0
419,0
420,75
104,4
104,9
105,7
92,5
2001
2003
I
II
III
IV
237
288
356
331
287,0
297,5
324,6
364,1
82,6
96,8
109,7
90,9
I
II
III
IV
416
439
472
450
425,37
436,62
-
-
97,8
100,5
-
-
Для получения средних индексов сезонности производится осреднение исчисленных значений : по одноименным кварталам:
I кв.:
II кв.:
III кв.:
IV кв.:
Исчисленные показатели являются средними индексами сезонных колебаний продажи продукции сельскохозяйственного производства по кварталам.
Для наглядности сезонные колебания изобразим на графике (рис. 3.4).
\ S

4. ГАРМОНИЧЕСКИЙ (СПЕКТРАЛЬНЫЙ) АНАЛИЗ ВНУТРИГОДОВОЙ ДИНАМИКИ СОЦИАЛЬНО-ЭКОНОМИЧЕСКИХ ЯВЛЕНИЙ В ДЕЯТЕЛЬНОСТИ ТОРГОВОГО ПРЕДПРИЯТИЯ
Для анализа внутригодовой динамики социально-экономических явлений могут применяться гармоники ряда Фурье.
При аналитическом выражении изменений уровней ряда динамики используется формула
(4.1)
В формуле (4.1) k определяет номер гармоники, которая используется с различной степенью точности (обычно от 1 до 4).
При решении уравнения (4.1) параметры определяются на основе положений метода наименьших квадратов. Определяя для функции (4.1) частные производные и приравнивая их нулю, получают систему нормальных уравнений, параметры которых вычисляются по формулам:
(4.2)
(4.3)
(4.4)
При анализе ряда внутригодовой динамики по месяцам значение k принимается за 12. Представляя месячные периоды как части окружности, ряд внутригодовой динамики можно записать в таком виде:
Периоды ( t i )
0











Уровни ( y i )












Проиллюстрируем построение модели внутригодовой динамики по первой гармонике ряда Фурье на данных о среднедневном товарообороте торгового предприятия по месяцам 2003 года (табл. 4.1).
Таблиця 4.1
Місяць

Объем товарооборота, тыс. руб.





1
2
3
4
5
6
7
8
Січень
Лютий
Березень
Квітень
Травень
Червень
Липень
Серпень
Вересень
Жовтень
Листопад
Грудень
0
(1:6)p
(1:3)p
(1:2)p
(2:3)p
(5:6)p
p
(7:6)p
(4:3)p
(3:2)p
(5:3)p
(11:6)p
65,1
66,5
74,4
73,6
67,2
100,0
90,0
72,6
68,9
70,4
66,3
77,2
1
0,866
0,5
0
-0,5
-0,866
-1
-0,866
-0,5
0
0,5
0,866
0
0,5
0,866
1
0,866
0,5
0
-0,5
-0,866
-1
-0,866
-0,5
65,1
57,6
37,2
0
-33,6
-86,6
-90,0
-62,9
-34,5
0
33,2
66,9
0
33,3
64,4
73,6
58,2
50,0
0
-36,3
-59,7
-70,4
-57,4
-38,6
66,5
69,0
73,0
77,3
80,9
82,7
82,3
79,8
75,8
71,5
67,9
66,1
S
'
893,0
'
'
-47,6
17,1
892,8
Применяя первую гармонику ряда Фурье, определим параметры уравнения (4.1):
по формуле (4.2) ;
по формуле (4.3) ;
по формуле (4.4) .
По полученным параметрам синтезируется математическая модель:
(4.5)
На основе модели (4.5) определим для каждого месяца расчетные уровни :
тис. руб.;
тис. руб.;
………………………………….
тис. руб.
Вычисленные для каждого месяца 2003 г. теоретические уровни записаны в гр. 8 табл. 4.1.
Итоговые данные этой графы свидетельствуют о достаточно точном распределении выравненных данных. Відхилення від на 0,2 объясняется неизбежными округлениями в расчетах.

ВИСНОВОК
Сезонность и сезонные колебания вызываются различными причинами. Но как в производстве, так и в обращении сезонные колебания отрицательно сказываются на развитии экономики страны, обуславливают неравномерность использования трудовых ресурсов и оборудования в течение года, а это в свою очередь приводит к понижению производительности труда и повышению себестоимости изготовляемой продукции.
Сезонные колебания в одних отраслях экономики вызывают соответствующие колебания в других, иначе говоря, проблема сезонности является общей проблемой экономики Российской Федерации.
Неравномерность производства того или иного продукта обуславливает соответствующую неравномерность его потребления, потребление в свою очередь оказывает воздействие на производство. Но не всякая сезонность преодолима и не всякая сезонность требует преодоления.
С увеличением и расширением производства товаров, с ростом благосостояния населения сезонность продажи непродовольственных товаров увеличивается, а сезонность продажи и потребления продовольственных товаров снижается.
Сезонные колебания, отраженные в рядах динамики, необходимо изучать и измерять для учета определения мероприятий, необходимых для уменьшения (или увеличения) сезонных колебаний.

СПИСОК ЛІТЕРАТУРИ
1. Годин А. М. Статистика: Учебник. – М.: Издательско-торговая корпорация "Дашков и К о ", 2002. - 472 с.
2. Гусаров В. М. Статистика: Учеб. посібник для вузів. - М.: ЮНИТИ-ДАНА, 2001. - 463 с.
3. Ефимова М. Р., Петрова Е. В., Румянцев В. Н. Общая теория статистики: Учебник. - М.: ИНФРА-М, 1996. - 416 с.
4. Общая теория статистики: Статистическая методология в изучении коммерческой деятельности/ Под ред. А. А. Спирина, О. Э. Башиной. - М.: Фінанси і статистика, 1997. - 296 с.
5. Социально-экономическая статистика: Учебник для вузов/ Под ред. Б. И. Башкатова. - М.: ЮНИТИ-ДАНА, 2002. - 703 с.
6. Статистика: Курс лекций/ Под ред. В. Г. Ионина. – М.: ИНФРа-М, 1998. - 310 с.
7. Статистика. Підручник / За ред. И. И. Елисеевой. – М.: ООО "ВИТРЭМ", 2002. - 448 с.
8. Теория статистики: Учебник/ Под ред. Р. А. Шмойловой. - М.: Фінанси і статистика, 1998. - 576 с.
Додати в блог або на сайт

Цей текст може містити помилки.

Міжнародні відносини та світова економіка | Курсова
213.3кб. | скачати


Схожі роботи:
Моделі сезонних явищ
Регулювання праці сезонних і тимчасових працівників
Практика застосування сезонних мит в Російській Федерації
Матеріальна відповідальність роботодавця Регулювання праці працівників зайнятих на сезонних
Матеріальна відповідальність роботодавця Регулювання праці працівників зайнятих на сезонних роботах
Додавання коливань
Світ коливань
Характеристики гармонійних коливань
Генератори гармонічних коливань
© Усі права захищені
написати до нас