CC BY
29
ЭКОНОМИЧЕСКИЕ НАУКИ
УДК 631.15
ИЗМЕРЕНИЕ СЕЗОННЫХ КОЛЕБАНИЙ ВО ВРЕМЕННОМ РЯДУ ОБЪЕМА ПРОДУКЦИИ СЕЛЬСКОГО ХОЗЯЙСТВА ВОЛГОГРАДСКОЙ ОБЛАСТИ
Т.И Антонова
ФГОУ ВПО Волгоградская государственная сельскохозяйственная академия
В данной работе выявление сезонных колебаний осуществляется на основе ряда ежемесячных данных по выпуску продукции сельского хозяйства в 2002-2004 годах. Для измерения сезонности используется метод механического выравнивания -метод скользящих средних. Исключение сезонных колебаний из уровней временного ряда позволяет выявить и описать общую тенденцию.
Сельское хозяйство играет особую роль в Волгоградской области, определяя не только специфику экономики, но и жизненный уклад значительной части населения. Районы области отличаются разнообразием географического положения, природно-климатических условий, уровня развития сельскохозяйственного производства, что предопределяет не только их современное состояние, но и перспективы развития.
Аграрная реформа позволила создать основы многоукладной экономики сельского хозяйства, частично осуществить земельные преобразования, предопределила ряд структурных изменений, касающихся места сельского хозяйства в экономике страны, состава сельских товаропроизводителей, а также отраслевой и продуктовой структуры сельскохозяйственного производства. Доля сельского хозяйства в валовом региональном продукте увеличилась с 11,6 % в 2000 году до 14 % в 2003 году.
В 2004 году по предварительным данным в области произведено продукции сельского хозяйства на сумму 37,5 млрд р. в фактически действующих ценах. На долю волгоградских сельхозтоваропроизводителей в продукции сельского хозяйства Российской Федерации (по оценке) в прошедшем году приходилось 2,7 %, в том числе продукции растениеводства - 3,6 %, животноводства - 1,7 %. Среди регионов Южного федерального округа Волгоградская область в последние годы стабильно занимает 4 место после Ростовской области, Краснодарского и Ставропольского краев. В 2004 году сельхозпроизводителями области получена восьмая часть продукции сельского хозяйства, произведенной в Южном федеральном округе.
Рост сельскохозяйственного производства в 2000-2004 годах обеспечивался преимущественно за счет увеличения продукции растениеводства. Средний годовой темп прироста продукции растениеводства за этот период составил 20,9 %, всей сельскохозяйственной продукции - 15,2 %. Производство продукции животноводства за этот период сократилось на 9,2 %.
Таблица 1
Динамика объема продукции сельского хозяйства в хозяйствах всех категорий, млн р.
2000 г. 2001 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. (оценка)
Продукция сельского хозяйства:
в фактических ценах 16723,6 22683,9 24553,3 30021,1 37480,6
в % к предыдущему году* 110,6 117,6 102,0 103,0 110,9
Продукция растениеводства:
в фактических ценах 8855,4 13395,6 15888,3 20892,4 27610,3
в % к предыдущему году* 121,9 130,8 103,6 108,6 116,3
Продукция животноводства:
в фактических ценах 7868,1 9288,4 8665,1 9128,7 9870,3
в % к предыдущему году* 98,6 102,5 99,6 92,7 98,5
* В сопоставимой оценке.
За январь - октябрь 2005 г. хозяйствами всех категорий (по оценке) получено 34,6 млрд р. валовой продукции сельского хозяйства в фактически действующих ценах. Индекс производства продукции сельского хозяйства по сравнению с аналогичным периодом 2004 г. составил 103,3 %
Таблица 2
Индекс производства продукции сельского хозяйства в хозяйствах всех категорий, %
Периоды 2004 г. 2005 г.
к соответствующему периоду предыдущего года к предыдущему периоду к соответствующему периоду предыдущего года к предыдущему периоду
Январь 91,7 72,9 99,3 68,8
Февраль 95,2 95,6 87,8 83,1
Март 97,9 97,9 98,4 103,4
I квартал 94,7 X 95,5 X
Апрель 90,5 116,5 91,3 112,8
Май 102,9 124,9 97,1 135,7
Июнь 104,3 97,5 108,8 114,7
II квартал 98,4 X 99,1 X
I полугодие 98,2 X 97,7 X
Июль 366,7 639,5 139,2 394,1
Август 102,1 279,9 93,4 163,0
Сентябрь 90,5 35,2 99,0 43,8
III квартал 125,8 X 104,5 X
Январь - сентябрь 119,7 X 105,9 X
Октябрь 94,2 90,6 104,1 98,9
Ноябрь 112,2 68,3
Декабрь 99,8 57,6
IV квартал 97,9 X
Г од (оценка) 110,9 X
Для наглядности представим графически временной ряд изменения индекса продукции сельского хозяйства (рис. 1).
6000
5000
4000
3000
2000
1000
I III V VII IX XI I III V VII IX XI I III V VII IX XI I III V VII IX 2000 г. 2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г.
Рис. 1. Индекс сельскохозяйственного производства (в % к декабрю 2000 г.)
Исследуем фактический ряд динамики, установим, обладает ли временной ряд сезонностью, есть ли в ряду динамики тенденция.
Первоначальное исследование фактического временного ряда на наличие тенденции методом Фостера-Стюарта1 дало отрицательный результат.
Известно, что в общем виде уровень временного ряда рассматривается как функция тенденции, сезонности и случайности и может быть представлен в таком виде:
y = f(T,S,E).
Тренд (Т) - это долговременная компонента ряда динамики. Она характеризует основную тенденцию развития явления.
Сезонные колебания (S) - это колебания, периодически повторяющиеся в определенное время каждого года, дня месяца, часа дня. Это разновидность периодических колебаний.
Случайные колебания (Е) являются результатом действия большого количества относительно слабых второстепенных факторов.
Таким образом, исключение сезонности позволит получить ясную картину тенденции.
На первом этапе для выделения сезонных колебаний произведем выравнивание динамического ряда методом скользящей средней. Период скольжения равен году. Далее, исключив сезонные колебания, определим тренд.
Существуют две различные модели сезонности: аддитивная и
мультипликативная. В нашем случае целесообразна мультипликативная модель сезонности, поскольку амплитуда сезонных колебаний нарастает.
1 Шмойлова, P.A. Теория статистики. Учебник / P.A. Шмойлова, В.Г. Минашкин, H.A. Садовникова, Е.Б. Шувалова; под редакцией P.A. Шмойловой. - 4-е издание, перераб. и доп. -М.: Финансы и статистика. - 656 с., ил.
Таблица 3
Выравнивание ряда методом скользящей средней и расчет коэффициентов сезонности
2002 г. 2003 г. 2004 г. 2005 г.
.У, .У, К" .У, .У, К* .У, .У, К* .У, .У, К*
112,5 - - 120,7 290,2 0,4 227,6 487,3 0,5 466,9 -1321,3 0,3
104,6 - - 108,4 244,7 0,4 217,6 629,8 0,3 388,0 -1391,6 0,3
105,0 - - 114,7 343,8 0,3 213 907,4 0,2 401,2 -1317,9 0,3
136,1 - - 141,8 391,1 0,4 248,1 996,9 0,2 452,6 -1324,5 0,3
151,8 - - 157,8 412,7 0,4 309,9 1094,1 0,3 614,2 - -
154,1 - - 164,3 416,1 0,4 302,2 1165,0 0,3 704,5 - -
767,6 286,6 2,6 221,8 428,0 0,5 1932,6 1195,5 1,6 2776,4 - -
890,4 287,3 3,0 2078,7 436,9 4,6 5409,3 1215,5 4,3 4525,5 - -
261,8 287,6 0,9 829,4 446,0 1,8 1904,1 1229,7 1,5 1982,2 - -
299,2 288,4 1,0 559 454,2 1,2 1725,1 1245,4 1,3 1960,4 - -
286,3 288,9 1,0 327,6 463,1 0,7 1178,2 1262,4 0,9
169,5 289,4 0,6 312,2 475,8 0,6 678,6 1287,8 0,5
Сглаженные уровни (у) характеризуют выпуск продукции, в котором погашено влияние сезонности. Измерим сезонность в виде коэффициента у.
сезонности: К = , введем поправочный коэффициент сезонной
У!
компоненты. Чтобы удалить сезонную компоненту, фактический уровень ряда делится на коэффициент сезонности. Чем больше коэффициент сезонности, тем больше амплитуда колебаний уровней ряда относительно его среднего уровня, тем существеннее влияние сезонности.
Сглаженный ряд сокращается на 12 уровней (по числу месяцев в году). Выровняв полученные уровни динамического ряда, сформированные под воздействием тенденции и случайности, по линейной функции получим уравнение тренда: у = 41,741 - 237,14.
Ф—Скорректированный на сезонность —Линейный (Скорректированный на сезонность)
Рис. 2. Характеристика тенденции в скорректированном временном ряду
Уравнение прямой надежно описывает скорректированный временной ряд, точность аппроксимации составляет 88,9.
Подводя итог, можно сказать, что исключение сезонных колебаний из уровней временного ряда позволяет выявить и описать общую тенденцию, использовать уравнение тренда при составлении достоверного прогноза развития.
