TRƯỜNG
KHOA…………… ………… o0o…………
ĐỀ ÁN

Vận dụng phương pháp dãy số thời
gian để phân tích sự biến động của
kim ngạch xuất khẩu dệt may thời ki
1996_2003 và dự báo năm 2004

ĐỀ ÁN LÝ THUYẾT THỐNG KÊ

1
LỜI MỞ ĐẦU

Trong sự phát triển kinh tế hiện nay, xu thế hội nhập và toàn cầu hoá ngày
càng phát triển và lan rộng. Sự thông thương dao dịch giữa các nước ngày
càng mở rộng. Điều đó tạo cơ hội cho phát triển kinh tế,nhưng đồng thời
củng tạo ra nhiều kho khăn cho các nước đang phát triển. Muốn phát triển
kinh tế, phải mở rông giao lưu, buôn bán với nước ngoài, nắm bắt nhửng cơ

Đề án này đuơc hoàn thành dưới sự hướng dẩn của cô giáo Trần phương
Lan. Em xin chân thành cảm ơn cô.Tuy vậy do trình độ của em còn nhiều hạn
chế nên không tránh khỏi những sai sót,mong thầy cô và các bạn thông cảm.
Sinh viên thực hiện
Phạm Minh Hạnh
ĐỀ ÁN LÝ THUYẾT THỐNG KÊ

3

CHƯƠNG I
MỘT SỐ VẤN ĐỀ VỀ DÃY SỐ THỜI GIAN

I. KHÁI NIỆM VỀ DÃY SỐ THỜI GIAN
.
1.1 Khái niệm.
Vật chất luôn luôn vận động không ngừng theo thời gian. Để nghiên
cứu biến động của kinh tế xã hội, người ta thường sử dụng dãy số thời gian.
Dãy số thời gian là dãy các trị số của chỉ tiêu thống kê được sắp xềp
theo thứ tự thời gian. Dãy số thời gian cho phép thống kê học nghiên cứu đặc
điểm biến động của hiện tượng theo thời gian vạch rõ xu hướng và tính quy
lu
ật của sự biến động, đồng thời dự đoán các mức độ của hiện tượng trong
tương lai.
1.1 1 Kết cấu.


4
+Thứ nhất, cho phép thống kê học nghiên cứu các đặc điểm và xu
hướng biến động của hiện tượng theo thời gian. Từ đó, chúng ta có thể đề ra
định hướng hoặc các biện pháp xử lí thích hợp.
+Thứ hai, cho phép dự đoán các mức độ của hiện tượng nghiên cứu có
khả năng xảy ra trong tương lai.
Chúng ta sẽ nghiên cứu cụ thể hai tác dụng này trong các phần tiếp theo.
1.1.4 Điều kiệ
n vận dụng.
Để có thể vận dụng dãy số thời gian một cách hiệu quả thì dãy số thời
gian phải đảm bảo tình chất có thể so sánh được giữa các mức độ trong dãy
thời gian.
Cụ thể là:
+ Phải thống nhất được nội dung và phương pháp tính
+ Phải thống nhất được phạm vi tổng thể nghiên cứu.
+ Các khoảng thời gian trong dãy số thời gian nên bằng nhau nhất là trong
dãy số thời kì.
Tuy nhiên, trên thự
c tế nhiều khi các điều kiện trên bị vi phạm do các nguyên
nhân khác nhau.Vì vậy, khi vận dụng đòi hỏi phải có sự điều chỉnh thích hợp
để tiến hành phân tích đạt hiệu quả cao.
1.1.5 Yêu cầu
: 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. Muốn
vậy thì nội dung và phương pháp tính toán chỉ tiêu qua thời gian phải thống
nhất, phạm vi hiên tượng nghiên cứu trước sau phải nhất trí, các khoảng cách
thời gian trong dãy số nên bằng nhau.
1.2. CÁC CHỈ TIÊU PHÂN TÍCH DÃY SỐ THỜI GIAN.
Để phân tích đặc điểm biến động của hiện tượng theo thời gian người ta

y
i
(i=1,n). Các mức độ của dãy số thời kì.
n: Số lượng các mức độ trong dãy số.
1.2.1.2.Đối với dãy số thời điểm có khoảng cách thời gian bằng nhau: chúng
ta áp dụng công thức:

1
22
12
1

−
=
++++
−
n
y
yy
y
y
n
n
(2).
Trong đó:
y
i
(i=1,n).Các mức độ của dãy số thời đIểm có khoảng cách thời gian
bằng nhau.
1.2.1.3.Đối với dãy số thời điểm có khoảng cách thời gian không bằng nhau:

i
(i=1,n):Độ dài thời gian có mức độ: y
i
.
1.2.2.Lượng tăng (giảm) tuyệt đối
Chỉ tiêu này phản ánh sự thay đổi về trị số tuyệt đối của chỉ tiêu trong
dãy số giữa hai thời gian nghiên cứu. Nếu mức độ của hiện tượng tăng thì trị
số của chỉ tiêu mang dấu (+) và ngược lại mang dấu (-).
Tuỳ theo mục đích nghiên cứu, chùng ta có các lượng tăng (giảm )
tuyệt đối liên hoàn, định gốc hay bình quân.
1.2.2.1.Lượng tăng (giảm ) tuyệt đối liên hoàn: ph
ản ánh mức chênh lệch
tuyệt đối giữa mức độ nghiên cứu (y
i
)mức độ kì liền trước đó (y
i-1
)
Công thức : δ
i
=y
i
-y
i-1
(i=2,n) (4).
Trong đó: δ
i
:Lượng tăng (giảm ) tuyệt đối liên hoàn
n:Số lượng các mức độ trong dãy thời gian.
1.2.2.2.Lượng tăng (giảm) tuyệt đối định gốc: Là mức độ chênh lệch tuyệt đối
giữa mức độ kì nghiên cứu

i 1
δ
i
(i=2,n).
(6).
Công thức này cho thấy lượng tăng(giảm) tuyệt đối định gốc bằng tổng đại số
lượng tăng giảm tuyệt đối liên hoàn.
Công thức tổng quát:

n
i
i
n
Δ
=
=
∑
δ
2
(7).
1.2.2.3.Lượng tăng (giảm) tuyệt đối bình quân là mức bình quân cộng của các
mức tăng (giảm ) tuyệt đối liên hoàn.
Nếu kí hiệu
δ
là lượng tăng (giảm)tuyệt đối bình quân, ta có công thức:
1`1
1
1
2
−

i
) phản ánh sự phát triển của hiện tượng
giữa hai thời gian liền nhau.
t
i
=
y
y
i
i
1−
(i=2,n) (9)
t
i
có thể được tính theo lần hay phần trăm(%).
1.2.3.2.Tốc độ phát triển định gốc(T
i
phản ánh sự phát triển của hiện tượng
trong những khoảng thời gian dài. Chỉ tiêu này được xác định bằng cách lấy
mức độ của kì nghiên cứu ( y
i
)chia cho mức độ của một kì được chon làm
gốc, thường là mức độ đầu tiên trong dãy số ( y
i
).

ĐỀ ÁN LÝ THUYẾT THỐNG KÊ

7
Công thức:

Tốc độ phát triển định gốc cũng được tính theo số lần hay%.
1.2.3.3.Tốc độ phát triển bình quân là số bình quân nhân của các tốc độ phát
triển liên hoàn, phản ánh tốc độ phát triển đại diện cho các tốc độ phát triển
liên hoàn trong một thời kì nào đó .
Gọi
t
là tốc độ phát triển bình quân, ta có:

t
tt t t
n
n
i
i
n
n
==
−
=
∏
−
12
1
2
1
.

(13).
hay :


i
là tốc độ tăng (giảm) liên hoàn, ta có:
ĐỀ ÁN LÝ THUYẾT THỐNG KÊ

8
A
i
=
y
i
i
1−
δ
=
y
yy
i
ii
1
1
−
−
−
(i=2,n). (15)
Hay: a
i
=t
i
-1 (nếu tính theo đơn vị lần) (16).
a

1.2.4.3.Tốc độ tăng (giảm) bình quân là số tương đối phản ánh tốc độ tăng
(giảm) đại diện cho các tốc độ tăng (giảm) liên hoàn trong cả thời kì nghien
cứu .
Nếu kí hiệu
a
là tốc độ tăng (giảm) bình quân , ta có:

1−= ta (19)

100−= ta (20)
Hay:
%)100(1
1
1
−=
−n
y
y
a
n
(21)
Do tốc độ tăng (giảm) bình quân được tính theo tốc độ phát triển bình
quân nên nó cũng có hạn chế khi áp dụng giống như tốc độ phát triển bình
quân.
1.2.5.Giá trị tuyệt đối của 1% tăng(giảm).

Chỉ tiêu này phản ánh cứ 1% tăng (giảm) của tốc độ tăng(giảm) liên hoàn
thì tương ứng với một tỷ số tuyệt đối là bao nhiêu.
Giá trị tuyệt đối của 1% tăng (giảm) được xác định theo công thức :



9

II /MỘT SỐ PHƯƠNG PHÁP BIỂU HIỆN XU HƯỚNG BIẾN ĐỘNGVÀ THỐNG KÊ
NGẮN HẠN
2.1. Một số phương pháp biểu hiện xu hướng biến động của hiện tượng
2.1.1.Phương pháp mở rộng khoảng cách thời gian
Mở rộng khoảng cách thời gian là ghép một số khoảng thời gian gần
nhau lại thành một khoảng thời gian dài hơn với mức độ lớn hơn.Trước khi
ghép, các mưc độ trong dãy số chưa phản ánh được mức biến động cơ bản của
hiện tượng hoặc biểu hiện chưa rõ rệt. Sau khi ghép, ảnh hưởng của các nhân
tố ngẫu nhiên triệt tiêu lẫn nhau do ảnh hưở
ng của các chiều hướng trái ngược
nhau và các mức độ mới bộc lộ 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 .
+Thứ nhất, phương pháp này chỉ áp dụng đối với dãy số thời kì vì nếu
áp dụng cho dãy số thời điểm, các mức độ mới trở
lên vô nghĩa.
+Thứ hai, chỉ nên áp dụng cho dãy số tương đối dài và chưa bộc lộ rõ
xu hường biến động của hiện tượng vì sau khi mở rộng khoảng cách thời
gian,số lượng các mức độ trong dãy số giảm đi nhiều .
2.1.2Phương pháp bình quân trượt :

Số bình quân trượt (còn gọi là số bình quân di động) là số bình quân
cộng của một nhóm nhất định các mức độ của dãy số được tính bằng cách lần
lượt loại dần các mức độ đầu và thêm dần các mức độ tiếp theo sao cho tổng
số lượng các mức độ tham gia tính số lần bình quân không đổi.
Có hai phương pháp số bình quân trượt cơ bản.
2.1.2.1.Số bình quân trươt đơn giản.

y
m
y
(24).
Trong đó : y
t
:Số bình quân trượt tại thời gian t.
y
i
:Mức độ tại thời gian i.
m:Số mức độ tham gia trượt.
t:Thời gian có mức độ tính bình quân trượt.
Giả sử có dãy số thời gian: y
1
, y
2
, , y
n-1
, y
n
(gồm m mức độ).
ĐỀ ÁN LÝ THUYẾT THỐNG KÊ

10
Nếu tính bình quân trượt cho nhóm ba mức độ, chúng ta triển khai công thức
như sau:

3
321
2


Cơ sở của phương pháp là gắn hệ số vai trò cho các mức độ tham gia
tính bình quân trượt. Các mức độ này càng gần mức độ tính thì hệ số càng cao
và càng xa thì hệ số càng nhỏ. Các hệ số vai trò được lấy từ các hệ số của tam
giác Pascal.
1
1 1
1 2 1
1 3 3 1

Tuỳ theo mức độ tham gia tính bình quân trượt, chúng ta chọn dòng hê
số tương ứng. Chẳng hạn, số mứ
c độ tham gia là 3, công thức là:

4
2
321
2
yyy
y
++
= (28).

4
2
432
3
y
y
y

aaa
y
n
t
tf=
Trong đó:
y
t
: Hàm xu thế lí thuyết .
t: Thứ tự thời gian tương ứng với một mức độ trong dãy số.

aaa
n
, ,,
10
:Các tham số của hàm xu thế ,các tham số này thường được
xác định bằng phương pháp bình phương nhỏ nhất.

∑
−
)(
2
yy
tt
= min
Do sự biến động của hiện tượng là vô cùng đa dạng nên có hàm xu thế
tương ứng sao cho sự mô tả là gần đúng nhất so với xu hướng biến động thực
tế của hiện tượng.
Một số dạng hàm xu thế thường gặp là:
2.1.3.1.Hàm xu thế tuyến tính.

Từ đó, chúng ta tíng được
aa
10
, .
Ngoài ra, tham số có thể tính trực tiếp theo công thức :

)(
2
2
1
2
t
t
y
t
yt
a
t
y
t
yt
−
−
==
−
σ
(31).

t
a

++=
++=
tatata
y
t
tatata
yt
tataan
y
4
2
3
1
2
0
2
3
2
2
10
2
210
.
(35)
2.1.3.3.Hàm mũ.
Phương trình hàm mũ có dạng:


lglg.lg

Hàm xu thế dạng
aa
y
t
t
10
.= được vận dụng khi dãy số thời gian có các tốc
độ phát triển liên hoàn xấp xỉ nhau.
2.1.3.4.Hàm Hypecpol.

Phương trình hàm xu thế Hypecpol có dạng:

t
a
a
y
t
1
0
+=
Hàm xu thế này được sử dụng khi dãy số thời gian có các mức độ ngày
càng giảm chậm dần.
Các tham số
aa
10
, được xác định theo hệphương trình:

∑∑∑

t
yt
a
y
t
yt
r
1
.
.
=
−
=

ĐỀ ÁN LÝ THUYẾT THỐNG KÊ

13
với
)(
)(
22
2
2
yy
t
t
y
t
−=
−=

phải sử dụng số liệu trong nhiều năm theo nhiều phương pháp khác nhau.
Phương pháp thông dụng nhất là sử dụng chỉ số thời vụ.
Có 2 loại chỉ số thời vụ:
+Chỉ số thời vụ đối với dãy số thời gian có các mật độ tương đối ổn
đị
nh.
+Chỉ số thời vụ đối với dãy số thời gian có xu hướng biến động rõ rệt.
*. Chỉ số thời vụ đối với dãy số thời gian có các mật độ tương đối ổn định
nghĩa là trong cùng một kì, năm này qua năm khác không có sự thay đổi rõ
rệt, các mức độ xấp xỉ nhau, khi đó chỉ số thời vụ được tính theo công thức
sau:

%100.
0
)(
y
y
I
i
iTV
=
(i=1,n).
Trong đó:
I
iTV )(
:Chỉ số thời vụ của kì thứ i trong năm.

y
i
:Số bình quân cộng của các mức độ cùng kì thứ i .

ij
: Mức độ thực tế của kì thứ i năm j .

y
ij
: Mức độ lí thuyết của kì thứ i năm j .
2.2.Một số phương pháp dự đoán thống kê ngắn hạn.

2.2.1.Một số phương pháp dự đoán thống kê ngắn hạn thường dùng:
2.2.1.1.Ngoại suy bằng các mức độ bình quân.
Phương pháp này được sử dụng khi dãy số thời gian không dài và
không phải xây với các dự đoán khoảng. Vì vậy, độ chính xác theo phương
pháp này không cao. Tuy nhiên, phương pháp đơn giản và tính nhanh nên vẫn
hay được dùng.
Có các loại ngoại suy theo các mức độ bình quân sau:
ĐỀ ÁN LÝ THUYẾT THỐNG KÊ

15
a. Ngoại suy bằng mức độ bình quân theo thời gian:

Phương pháp này được sử dụng khi các mức độ trong dãy số thời gian
không có xu hướng biến động rõ rệt (biến động không đáng kể).
Mô hình dự đoán:

nL
y
y
+
=
)

Mô hình dự đoán:

nL n
y
y
L
+
=+
)
σ
.

với:

σ
σ
==
−
=
=
∑
−−−
i
i
n
nn
n
yy
nn
11

(38).
Nếu dự đoán cho những khoảng thời gian dưới môt năm ( tháng ,quý ,mùa…)
thì:

ij
i
j
t
y
Y
t
S
)
=
−1
()
(j=n+L) (39).
Trong đó;

ij
y
)
: Mức độ dự đoán kì thứ i.(i=1,m) của năm j.
Y
i
: Tổng các mức độ của các kì cùng tên i.

i
Y
y

i
(i=k,n)
với k là khoảng san bằng .
Đối với phương pháp này, người ta có thể tiến hành dự đoán điểm hay dự
đoán khoảng .
+Thứ nhất, đối với dự đoán điểm, mô hình dự đoán có dạng:

n
n
y
M
+
=
1
)
(40).
M
n
: Số bình quân trượt thứ n. nL
y
+
$
: Mức độ dự đoán năm thứ n+L.
+Thứ hai, mô hình dự đoán khoảng có dạng:

nnn
y

17

α
t
:Giá trị trong bảng T-Student với bậc tự do (k-1) và xác xuất tin cậy
(1-
α
).

$
S
: Sai số bình quân trượt:

$
()
S
i
y
M
nk
i
i
ik
n
=
=
−
−
=
∑

+
−
≤
≤
+
++
$
.
$$
.
αα

Trong đó: S
p
:Sai số dự đoán:

p
S
S
n
nL
n
n
e
=++
+−
−
1
13
21

Nhờ việc phân tích các thành phần của dãy số thời gian, chúng ta xây
dựng được mô hình khá chuẩn.Từ mô hình này chúng ta có thể dự đoán các
mức độ cho tương lai.

nL
y
abnL
C
i
tL
+
=+
+
+
+
+
)
()
ε

ĐỀ ÁN LÝ THUYẾT THỐNG KÊ

18
Tuy nhiên,thành phần ảnh hưởng của nhân tố ngẫu nhiên
ε
khó xác
định. Hơn nữa ,ảnh hưởng này thường không lớn nên việc loại bỏ nhân tố
này, mô hình sẽ trở nen đơn giản hơn.

nL

t
y
:mức độ lí thuyết tại thời điểm t.
Ta có mức độ lí thuyết dự đoán tại thời điểm tiếp theo(t+1) là:

t
y
y
y
t
+
=
+−
1
1
)
)
α
α
()

Đặt:
β
α
=−1
, ta có:

t
t
y

quát:

t
yyy
i
i
n
i
n
+
=+
−
=
−
∑
1
10
0
1
)
α
ββĐỀ ÁN LÝ THUYẾT THỐNG KÊ

19
Trong đó: y
0
: Mức độ được chọn làm điều kiện ban đầu.

Với ưu điểm ít vốn công nghệ đơn giản thời gian thu hồi vốn nhanh ít rủi
ro, ngành may mặc là một ngành kinh tế quan trọng.Ngành may mặc là một
ngành kinh tế quan trọng . ngành may mặc việt nam thực sự khởi sắc từ đầu
thập niên chín mươi, và có tốc độ tăng trưởng khá nhanh.trên thị trường quốc
tế, hàng may xuất xứ Việt nam được đánh giá cao về chất lượng, nh
ờ lương
giờ thấp,hàng may mặc việt nam có khả năng cạnh tranh trên thị trường.
Nhửng năm gần đây, sản phẩm dệt may việt nam đã xâm nhập vào nhiều
thị trường khó tính và thị phần tăng nhanh ,nhờ những thế mạnh và cơ hội của
mình đó là nguồn nhân công dồi dào , có trình độ , phương tiện gửi hành và
vận chuyển quốc tế thuận lợi và có chi phí thấp .mi
ển thuế nhập khẩu đối với
các chủ doanh nghiệp .mặt khác đội ngủ công nhân lành nghề có khả năng
kinh doanh và đang chuyển sang hình thức tiếp cận trực tiéep với khách hàng.
Ngoài ra ,cơ hội nâng cao hiệu quả và kỉ năng tiếp thị trong gia công đê
chuyển sang xuất FOB . Tỉ giá hối đoái thực tế của vnđ trên một số thị trường
đang yếu đi làm tăng khả nă
ng xuất khẩu hàng vào các thị trường đó . một số
ĐỀ ÁN LÝ THUYẾT THỐNG KÊ

20
công ty đả thành công trong phát triển các sản phẩm đặc biệt tạI thị trường
ngách trên cơ sở xuất FOB.
Bên cạnh nhửng thuận lợi ngành dệt may đã gặp phải không ít khó khăn
bởi nhửng điểm yếu của mình . Giá trị gia tăng trong nước thấp do duy trì quá
lâu hình thức gia công.chưa chủ động tạo được nguồn nguyên liệu trong nước
phù hợp với nhu cầu sản xuất hàng xuất khẩu. Sự
liên kết với khách hàng kém
phát triển ,quá phụ thuộc vào các đối tác nước ngoài, ít mối quan hệ với khach
hàng cuối cùng . Bí quyết tiếp thị hạn chế, đặc biêt trong việc đột phá thị

năm 1985 . trong nữa đầu năm 1997,kim ngạch xuât khẩu vào Eucủa ngành
dệt may tăng 42%so với cùng kỳ năm 1996. Các doanh nghiệp địa phương có
mức xuất khẩu ổn định(chiếm tỷ trọng từ 37,9% - 38% tổng kim ngạch xuất
khẩu vàoEU. Các doanh nghiệp phía n am luôn dẩn đầu về tốc độ tăng tỷ
trọng xuất khẩu hàng may mặcvào EU (chiếm tỷ trọ
ng70%tổng kim ngạch
xuất khẩuvào EU)Năm2001 giá trị may mặcđạt mức 1,9754 tỷ USD,tăng
11,6%. Kim ngạch xuất khẩuhàng dệt may cả nướcnăm 2003 đạt 3,63 tỷ
USD, tăng gần 31,2% sovới năm 2002và là mặt hàng đạt kim ngạch xuất khẩu
lớn thứ hai, chỉ đứng sau dầu thô. Dự báo năm 2004mở ra triển vọng sẽ đạt
kim ngạch xuất khẩu từ 4,2 đến 4,5 tỷ USD tă
nghơn năm ngoái trên 31%.
ĐỀ ÁN LÝ THUYẾT THỐNG KÊ

21
Tuy nhiên kể từ khi mỷ áp đặt kim ngạch, nhất là vào những tháng cuối
năm thì xuất khẩu hàng dệt may sang mỷ đă giảm khá mạnh .Song nghanh dệt
may việt nam được đánh giá là nghành xuất khẩu có nhiêù triển vọng vì thế
muốn phát huy sự tăng trướng và phát triển ,nghành dệt may phảI tang cường
thế mạnh và đón lấy cơ hội của mình .
2 . Xuất khẩu dệt may vào các thị trường trên thế giới .
2.1
2003một năm thành công của xuất khẩu hàng dệt may vào thị trường Mỹ
Mặc dù trong nhửng tháng đầu năm có bị ảnh hưởng của đạI dịch
SARS,chiến tranh IRAC ,nhưng xuất khẩu hàng dệt may của nước ta năm
2003 vẩn đạt đươc mức tăng trưởng cao. Theo số liệu thống kê sơ bộ ,kim
nghạch xuất khẩu hàng dệt may của cả nước năm 2003 ươc đạ
t 3,6 tỉ
USD,tăng 31% so với năm 2002 ,và là mặt hàng đạt kim nghạch xuất khẩu
lớn thứ hai .đáng chú ý về xuất khẩu hàng dệt may trong năm 2003 đó là việc

USD,tăng 2,05% so với tháng trước và so với cùng kì 2002 và là tháng đạt
kim ngạch xuất khẩu cao nhất từ đầu năm đến nay.Tính chung tháng 9 đầu
năm,kim ngạch xuất khẩu hàng dệt may sang Nhật Bản đạt 535 triệu USD,vẩn
giãm 1,77% so cùng kì.Trong số các mặt hàng xuất khẩu sang Nhật trong
ĐỀ ÁN LÝ THUYẾT THỐNG KÊ

22
tháng 9,áo jacket đạt kim ngạch xuất khẩu cao nhất,gần 9,5 triệu USD.áo
kimoto,quần áo trẻ em,áo gió,bít tất…đều đạt mức khá cao so với tháng
trước.Tuy nhiên,một số mặt hàng chủ lực như đồ lót,áo sơ mi,chăn bông,áo
len,tơ tằm lại giảm.Điều này cho thấy xuất khẩu hàng dệt may của viêt nam
sang nhật vẩn chưa thực sự vửng bền và còn tiềm ẩn những nguy cơ mất thị
trường.
2.3 Thị trường EU

Nhìn chung,tình hình xuất khẩu sang EU lại có diễn biến trái ngược so
với xuất khẩu sang Mỹ. Trong những tháng đầu năm khi mà xuất khẩu sang
mỹ tăng mạnh,xuất khẩu sang EU giãm sút trong những tháng cuối năm xuất
khẩu sang EU lại tăng mạnh trở lại.việc bộ thương mại nối lại cấp giấy phép
xuất khẩu(E\L) tự động đối với tất cả các mặt hàng xuấ
t khẩu sang EU, và đặc
biệt là mới đây EU đã chính thưc tăng thêm 50% đến 70% hạn ngạch ở một
số CAT. Đó là yếu tố chính giúp cho xuất khẩu hàng dệt may sang EU trong
những tháng cuối năm tăng mạnh trở lại dự kiến kim ngạch xuất khẩu hàng
dệt may sang EU năm 2003 sẽ đạt khoảng 535 triệu USD ,giảm 3,26%so với
năm 2002 .
2.4 Thị trường khác .

Trong khi xuất khẩu tới các thị trường chủ chốt đạt kết quả tương đối khả
quan thì hàng dệt may xuất khẩu sang một số thị trường như Đài Loan ,Hàn


ĐỀ ÁN LÝ THUYẾT THỐNG KÊ

24
CHƯƠNG 3

VẬN DỤNG PHƯƠNG PHÁP DÃY SỐ THỜI GIAN ĐỂ
PHÂN TÍCH XU THẾ BIẾN ĐỘNG CỦA KIM NGẠCH
XUẤT KHẨU DỆT MAY THỜI KỲ 1996-2003
VÀ DỰ BÁO NĂM 2004
Năm Qúi I Qúi II Qúi III Qúi IV
1996 215 280 305 350
1997 347 430 405 321
1998 350 402 368 330
1999 398 472 389.2 487
2000 495 408 475.9 413
2001 457 559 502 457.4
2002 432 592 937 971
2003 850 1028 1008 744

(số liệu trên được lấy từ niên giám thống kê và tạp chí con số sự kiện)

=280- 215 = 65(triệu USD)
ọ
3
=y
3
- y
2
=305- 280 = 25(triệu USD)
ọ
4
= y
4
– y
3
= 350 – 305 = 45(triệu USD)
lượng tăng giãm tuyệt đối định gốc(Ä
I
)