Реферат: Добыча и экспорт нефти в 2000 и 2001 годах и их анализ

Так как Трасч.>Ткрит., то гипотеза об отсутствии тенденции в исходном ряду динамики отвергается. Следовательно, в данном ряду есть тенденция и ее математическое выражение – тренд.

Мы подтвердили, что в изучаемом ряду динамики существует тенденция. Теперь попытаемся определить ее вид. Это сделаем с помощью метода сравнения средних уровней ряда динамики.

Метод сравнения средних уровней ряда динамики.

Разобьем весь исходный ряд динамики на две приблизительно равные части, каждая из которых рассматривается как самостоятельная, независимая совокупность, имеющая нормальное распределение. Для каждой части определяем выборочные характеристики n1, n2, , , , . Эти характеристики рассчитываются по следующим формулам:

;

Выдвинем гипотезу H0: о отсутствии тенденции средней в исследуемом ряду динамики. Гипотеза проверяется на основе t-критерия Стьюдента, расчетное значение которого определяется по следующей формуле:

Результаты вычислений по вышеуказанным формулам приведены в таблице 2.

n1=5, n2=4;

=1502846,956, =412726,62, =2865497,375

3,477E+11, 8,98182E+11

tрасч.= -4,786061765

По таблице t- распределение Стьюдента определим tкрит. для 0,05 и , то есть tкрит.= 2,36462256. Так как |tрасч.| > tкрит, то гипотеза H0 о равенстве средних двух нормально распределенных совокупностей отвергается. Следовательно средние различаются между собой значимо и расхождение между ними носит неслучайный характер. В ряду динамики существует тенденция среднего уровня.

Также проверим гипотезу H0: об отсутствии тенденции в дисперсиях в исследуемом ряду динамики, которая сводится к проверке гипотезы о равенстве дисперсий двух нормально распределенных совокупностей. Гипотезу проверим с помощью F-критерия Фишера-Снедекора, расчетное значение которого определяется по следующей формуле: ()

Fрасч.= 2,582962905

Критическое значение критерия определяется по таблице F-распределение при уровне значимости и числе спеней свободы  и , то есть Fкрит.= 6,59.

Гипотеза о равенстве дисперсий двух нормально распределенных совокупностей не отвергается, так как Fрасч< Fкрит.. В ряду динамики отсутствует тенденция дисперсии, то есть дисперсии различаются несущественно и расхождение между ними носит случайный характер. Это свидетельствует о том, что в течении девяти лет разброс объема производства валового внутреннего продукта относительно своего среднего уровня изменился несущественно.

            Мы выявили, что изменение объема производства валового внутреннего продукта с течением времени имеет тенденцию. Для определения характера тенденции построим ее модель.

            Сначала рассмотрим модель первого порядка, то есть попытаемся описать тенденцию изучаемого явления с помощью уравнения первой степени:

Для нахождения коэффициентов уравнения рассмотрим следующую систему уравнений:

Решив систему, мы получили следующие значения параметров уравнения:

;             

На основании таблицы 3 мы получили следующее уравнение, описывающее тенденции изменения объема производства валового внутреннего продукта:

      1502846,956+527096,1383*t

Таблица 3.

Подставим в это уравнение прямой значение t и по полученным данным построим график (рис. 1).

Рис. 1. График наблюдаемых и модельных значений.

В данном случае среднеквадратическая ошибка, характеризующая степень отклонения эмпирических значений признака от полученных модельных значений составила 432424,1133. В виду того, что ошибка получилась достаточно большая, построим модель более высокого порядка.

Рассмотрим уравнение второго порядка:

Для нахождения коэффициентов уравнения рассмотрим следующую систему уравнений:

Решив систему, мы получили следующие значения параметров уравнения:

;          ;                 .

На основании таблицы 4 мы получили следующее уравнение, описывающее тенденции изменения объема производства валового внутреннего продукта:

      1121639,536+527096,138*t+57181,11288*t2

Таблица 4.

Подставим в это уравнение параболы значение t и по полученным данным построим график (рис. 2).

Рис. 2. График наблюдаемых и модельных значений.

В данном случае среднеквадратическая ошибка, характеризующая степень отклонения эмпирических значений признака от полученных модельных значений составила 274034,5041. Значение ошибки получилось почти в два раза меньше, чем в предыдущем случае. Это говорит о том, что модель, построенная по уравнению параболы, лучше описывает изменение объема производства валового внутреннего продукта с течением времени. Полученные параметры уравнения говорят о положительной тенденции в изменении объема производства валового внутреннего продукта.

            Теперь дадим обобщенную характеристику динамики объема производства валового внутреннего продукта, и выявим отрасли, которые вносят наибольший вклад        в его формирование.

Анализ скорости и интенсивности развития явления во времени осуществляется с помощью обобщающих статистических показателей, которые получаются в результате сравнения уровней между собой. К таким показателям относятся: средний абсолютный прирост, средний темп роста, средний темп прироста. Обобщающим показателем скорости изменения явления во времени является средний абсолютный прирост. Этот показатель дает возможность установить, насколько в среднем за единицу времени должен увеличиваться уровень ряда, чтобы, отправляясь от начального уровня ряда за данное число периодов, достигнуть конечного уровня. Для определения этого показателя воспользуемся формулой:

В среднем за год объем производства валового внутреннего продукта должен увеличиваться на 557691,637 млн. руб., чтобы достигнуть уровня 2000года.

Сложной обобщающей характеристикой интенсивности изменения уровней ряда динамики служит средний темп роста, показывающий, во сколько раз в среднем за единицу времени изменился уровень динамического ряда. Этот показатель рассчитывается по следующей формуле:

Средний темп роста в нашем примере получился равный 2,802, это говорит о том, что объем производства валового внутреннего продукта в 2000 году больше его объема в 1992 году в 2,802 раза.

Также применяется еще один показатель - средний темп прироста. Этот показатель рассчитывается по следующей формуле:

Полученное значение среднего темпа прироста показывает, что уровень 2000 года выше уровня 1992 года на 180,2 %. Это свидетельствует о высоких темпах роста объема производства валового внутреннего продукта с течением времени.

Мы рассмотрели показатели скорости и интенсивности развития явления во времени, и на основании полученных значений показателей можно сделать вывод о положительной тенденции развития явления за период с 1992 года по 2000 год.

Таким образом, объем производства валового внутреннего продукта за изучаемый период имеет тенденцию к увеличению, о чем также свидетельствует полученное уравнение, описывающие развитие явления с течением времени. Наибольший скачок в увеличении объема производства валового внутреннего продукта относится к 2000 году, при этом наибольший вклад в формирование объема производства вносят такие отрасли, как промышленность (28,89 %), торговля и общественное питание (18,67 %), строительство (5,96 %) и услуги управления, включая оборону (4,38 %).

С течением времени с 1992 года по 2000 год отрасли, которые имеют наибольшую долю в формировании объема производства валового внутреннего продукта, меняются. Но, несмотря на это можно выделить отрасли, которые независимо от увеличения или уменьшения объема выпускаемой ими продукции, являются основными в объеме производства валового внутреннего продукта. К таким отраслям можно отнести: промышленность, строительство, сельское хозяйство, транспорт, торговля и общественное питание, услуги управления, включая оборону, а также образование, культура и искусство.

3.2. Экономико-статистический анализ структуры валового внутреннего продукта.

Структура сложного социально-экономического явления всегда обладает той или иной степенью подвижности, имеет свойство меняться с течением времени как в количественном, так и в качественном отношении. Поэтому для анализа структуры производства валового внутреннего продукта были взяты данные за период с 1992 – 2000 года (приложение 3).

Рассмотрим показатели, характеризующие изменение структуры валового внутреннего продукта:

Абсолютный прирост удельного веса. Этот показатель рассчитывается по следующей формуле:

di = din - di1

Вычислим прирост удельного веса производства товаров и услуг, который покажет нам, на какую величину в процентах возросла или уменьшилась структурная часть в 2000 году по сравнению с 1992 годом.

dт = -7,8

dу = -5.41

Таким образом, полученные абсолютные приросты удельного веса показали, что производство товаров и производство услуг в 2000 году по сравнению с 1992 годом снизилось на 7,8 процентных пункта и 5,4 процентных пункта соответственно.

Вторым показателем, характеризующим изменение структуры валового внутреннего продукта, является средний абсолютный прирост удельного веса, который определяется по формуле:

dт = -0,975;                  dу = -0,676.

Удельный вес производства товаров ежегодно уменьшался в среднем за девять лет на 0,975 процентных пункта, а удельный вес производства услуг на 0,676 процентных пункта в среднем за девять лет.

Также применяется еще один показатель - средний темп роста удельного веса. Этот показатель рассчитывается по следующей формуле:

Используя эту формулу, определим средний годовой темп роста удельного веса производства товаров  = 0,979 и услуг  = 0,987.

Итак, производство услуг ежегодно уменьшалось в среднем за девять лет в 0,987 раз, а производство товаров снизилось в среднем за девять лет в 0,979 раз.

Применяется еще один показатель – средний удельный вес производства товаров и услуг, который можно определить по следующей формуле:

 = 44,79 %;            = 55,21 %.

Полученные значения свидетельствуют о том, что в среднем за девять лет средние удельные веса объемов производства товаров и производства услуг равны 44,79 % и 55,21 % соответственно.

Мы рассмотрели показатели, позволяющие измерить те количественные изменения, которым подверглась каждая отдельно взятая часть изучаемой совокупности. В тоже время перед нами в ряде случаев встает задача в целом оценить структурные изменения изучаемого явления, имеющие место за определенный временной интервал и характеризующие подвижность или, наоборот, стабильность, устойчивость данной структуры. Среди предлагаемых для этих целей обобщающих показателей можно выделить, такой как линейный коэффициент абсолютных структурных сдвигов, который рассчитывается по следующей формуле:

Он показывает среднее изменение удельного веса в процентах, которое имело место за рассматриваемый временной интервал, в нашем случае берется интервал, равный девяти годам.

Для товаров:  = 3,90

Для услуг:  = 2,71

Среднее изменение удельного веса производства товаров и услуг за период с 1992 года по 2000 год составило 3,9 процентных пункта и 2,71 процентных пунктов соответственно.

Также применяется еще один коэффициент: квадратический коэффициент абсолютных структурных сдвигов. Данный коэффициент более резко реагирует на происходящие в совокупности структурные изменения. Он рассчитывается следующим образом:

Полученные значения показывают, что среднее изменение удельного веса производства товаров и услуг за период с 1992 года по 2000 год составило 5,52 процентных пункта и 3,83 процентных пункта соответственно.

Линейный и квадратический коэффициенты абсолютных структурных сдвигов позволяют получить сводную оценку скорости изменения удельных весов различных частей совокупности. А для получения сводной характеристики интенсивности изменения удельных весов используется квадратический коэффициент относительных структурных сдвигов:

Данный показатель отражает, что за девять лет удельный вес производства товаров и услуг в среднем изменился на 13,38 %.

Итак, мы рассмотрели показатели, позволяющие измерить те количественные изменения, которым подверглась каждая отдельно взятая часть изучаемой совокупности, а также показатели, которые дают возможность получения сводной оценки скорости и интенсивности изменения удельных весов производства товаров и услуг. На основании полученных значений показателей можно сделать вывод о том, что данные элементы структуры, то есть производство товаров и производство услуг, с течением времени имеют тенденцию к снижению своего удельного веса.

Для наглядности построим диаграммы, отражающие объем производства товаров и услуг, а также размер чистых налогов за период с 1992 года по 2000 г. Данные для построения диаграммы приведены в таблице 5.

Таблица 5. Структура валового внутреннего продукта в 1992 – 2000 гг.

В структуре производства валового внутреннего продукта за период с 1992 по 2000 год наблюдается тенденция к уменьшению удельного веса производства услуг и товаров. Доля услуг в 1997 году составила 51,9 % против 50,7 % 1992 году, а доля производства товаров уменьшилась с 47,5 % в 1992 году до 39,4 % в 1997 году. В 1998 году значительных изменений в структуре производства валового внутреннего продукта. Также в структуре произведенного валового внутреннего продукта в 1997 году значительно сократился удельный вес практически всех отраслей экономики, производящих товары (на 2,2%). Это связано с повышение доли производства услуг при сокращении спроса на продукцию этой сферы деятельности явилось, прежде всего, отражением спада деловой активности в остальных отраслях. С другой стороны, рост доли услуг обусловлен также позитивными структурными изменениями в этом секторе экономики. Растет, в частности, доля связи, торговли, операций с недвижимостью, финансово-кредитных и страховых услуг и других их видов, имеющих прежде всего рыночный характер. В 1999 и 2000 годах наблюдается рост объема производства товаров и снижение роста производимых услуг. А что касается соотношения доли товаров и услуг в структуре производства валового внутреннего продукта, то оно не претерпело значительных изменений. В 1999 году производство товаров составило 40,7 %, а услуг 49 %. В 2000 году доля производимых товаров в структуре производства валового внутреннего продукта равна 41,3 %, а доля услуг 47,2.

Подчеркнем также, что повышение доли услуг в структуре валового внутреннего продукта в 1992 – 1998 годах связано в первую очередь с изменением объема и структуры платных услуг населению. В течение первой половины 1998 года динамика платных услуг формировалась под воздействием таких факторов, как нерегулярность выплаты населению заработной платы и пенсий. После августовского финансового кризиса к этому добавился фактор снижения платежеспособного спроса населения на услуги. В такой ситуации динамика цен и тарифов на платные услуги сохранилась в пределах среднемесячных темпов инфляции периода января-июля, что сдерживало сокращение спроса. Главное же, динамика объемов предоставления платных услуг населению определялась и особенностями их видовой структуры. За последние два-три года структура платных услуг населению приобрела достаточно устойчивый характер. Она более чем наполовину формируется из обязательных платежей за жилищно-коммунальные услуги, услуги пассажирского транспорта и связи. Почти 20% в объеме платных услуг населению приходится на ремонт квартир и жилищ, бытовой техники, услуг автосервиса, медицинские и образовательные услуги. Именно такая неразвитая структура спроса населения на платные услуги сдерживала падение их объема в 1998 году.

Таким образом, изменение структуры ВВП в России идет на фоне снижения производства, а не его роста, как в развитых странах. Это означает, что данный структурный сдвиг определяется факторами как пассивного, так и активного характера. Пассивным фактором роста доли услуг является сокращение физического объема производства товаров, в сочетании с отставанием темпов роста цен на товары по отношению к темпам роста цен на услуги. В качестве активных факторов роста удельного веса услуг выступают медленное (относительно общего спада) сокращение объема бесплатных услуг, включающих в себя образование, здравоохранение, культуру, и рост предоставления новых видов услуг, связанных с рыночными преобразованиями в экономике.

В то же время в текущем году сохраняется тенденция к увеличению удельного веса чистых налогов в объеме производстве валового внутреннего продукта.

Мы провели экономико-статистический анализ динамики и структуры валового внутреннего продукта. С помощью метода сравнения средних уровней изучаемого ряда динамики и кумулятивного Т-критерия выявили основную тенденцию развития явления и построили модели мы взаимосвязи. Это дает нам основание для прогнозирования – определение будущих размеров производства валового внутреннего продукта. Применение прогнозирования предполагает, что закономерность развития, действующая в прошлом внутри исходного ряда динамики, сохранится и в будущем. Наиболее распространенным методом прогнозирования считают аналитическое выражение тренда. Поэтому, воспользовавшись полученным уравнением взаимосвязи, которое было получено в ходе проведения экономико-статистического анализа динамики и структуры валового внутреннего продукта, мы получили следующие прогнозные значения объема производства валового внутреннего продукта в 2001 и 2002 годах: 5186647,9 млн. руб. и 6342736,2 млн. руб. соответственно. Данные значения свидетельствуют об увеличении объема с течением времени. А что касается изменения структуры валового внутреннего продукта, то в сфере производства услуг наблюдается уменьшение их удельного веса до 41,9 % в 2001 году. Удельный вес производства товаров также уменьшается и по прогнозным значениям в 2001 году должен составить 39,87 % от общего объема производства валового внутреннего продукта.

Таким образом, увеличение объема производства валового внутреннего продукта за период с 1992 по 2000 год является основой  для благоприятного экономического развития страны в последующие годы.

Список литературы.

1.       Башкатов Б.И. Макроэкономическая статистика.: Учебное пособие / Московский государственный институт экономики, статистики и информатики. – М.: МЭСИ, 2001 г. – 201с.

2.       Кулагина Г.Д., Башкатов Б.И. Макроэкономические показатели и система национальных счетов.: Учебное пособие. – М.: МЭСИ, 1994 г. – 112с.

3.       Вопросы статистики. -  М., 1999 г. №1.

4.       Вопросы статистики. -  М., 1999 г. №2.

5.       Вопросы статистики. - М., 2000 г. №5.

6.       Вопросы экономики. – М., 1998 г. №1.

7.       Вопросы экономики. – М., 1999 г. №3

8.       Национальные счета России в 1989 – 1996 гг.: Стат. сб. / Госкомстат России. – М., 1998 г. – 118с.

9.       Национальные счета России в 1991 – 1998 гг.: Стат. сб. / Госкомстат России. – М., 1999 г. – 159с.

10.     Национальные счета России в 1992 – 1999 гг.: Стат. сб. / Госкомстат России. – М., 2000 г. – 203с.

11.     Национальное счетоводство.: Учебник / Под редакцией Кулагиной Г.Д. – М.: Финансы и статистика, 1997 г. – 448с.

12.     Показатели системы национальных счетов в отечественной статистике.: Учебное пособие / Сафронова В.П. – М.: Финстатинформ, 1996 г. – 178с.

13.     Пономаренко А.Н., Башкатов Б.И. Система национального счетоводства: принципы построения.: Учебное пособие. - М.: МНПП «ЭСИ» , 1992 г. – 214с.

14.     Проблемы прогнозирования . – М., 2000 г. №1.

15.     Рябушкин Б.Т. Национальные счета и экономические балансы.: Практикум. - М.: Финансы и статистика, 1999 г. – 128с.

16.     Система национальных счетов – инструмент макроэкономического анализа: Учебное пособие / Под редакцией Иванова Ю.Н.- М.: Финстатинформ, 1996 г. – 217с.

17.     Система национальных счетов и платежный баланс России.: Учебное пособие / Кулагина Г.Д., Башкатов Б.И., Пономаренко А.Н., Иванов Ю.Н., Иванова Н.Ю. – М.: МЭСИ, 1996 г. – 156с.

18.     Теория статистики.: Учебник / Под редакцией проф. Шмойловой Р.А. – 3-е издание, перераб. – М.: Финансы и статистика,  1999 г. – 560с.

19.     Экономическая статистика. 2-е издание, доп.: Учебник / Под редакцией Иванова Ю.Н. – М.: Инфра – М, 2001 г. –480с.