03 (146)

IW J. rt'«|Ui«iw»nW n p<AbwW kk»>i>«iih mt^ll imimIw

IW J. rt'«|Ui«iw»nW n p<AbwW kk»>i>«iih mt^ll imimIw

3.1*	Odp
a
h
c

3.19	Odp
a
b
c

3.20	Odp
a
b
c

3.21	Odp
a
b
c

Do opisu szeregu czasowego /jwici»|i|iego obserwacje l kwartałów pewnej zmiennej wybrano analizę hannonicznii: czy:

a)    mlc/y oszacować parametry 12 harmonik.

b)    pierwsza harmonika ma okres 6 lat,

c)    szósta harmonika ma okres 1 rok.

Do opisu szeregu czasowego pewnej zmiennej ze składów i periodyczna wykorzystano analizę harmoniczna i oszacowani parametry 6 harmonik:

	Ilaraonbi
	1	2	3	4	3	6
	-UJM	-0.265	26.532	0i 193	-538*	o.cno
	-6.4J7	-ljW2	I5.6ZO	6.102	11.924	-15.616

Winiomo, te wariancja tego szeregu wynosi: 798.769. czy: a) największa amplitudę ma 6 harmonika. b> luiwieksza amplitudę ma 3 harmonika, c) szereg czasowy składa się z 12 obserwacji.

Na podstawie danych z 3.19 można stwierdzić, tc:

a) mjwickszy udział w wyjaśnieniu zmienności analizowanr| zmiennej ma 3 harmonika.

b> I. 3 i 6 harmonika wyjaśnia około 95%. zmienności analizown-1 zmiennej,

c) nc nie możemy powiedzieć na temat zmienności tej zmienne| pznieważ nic znamy iicdnicj atytmetycznej rozważanego lzereyii

Sunu bezwzględnych wahań sezonowych (oczyszczonych):

a)    zawsze jen równa zera.

b)    zależy od tego. czy rozważamy wahania półroczne, kwartaliw

czy miesięczne.

cl zawsze jest równa 100%.

i u	Mp '
1 •
t.
u*	tklp
* b
•
• 14	(Wp
•
b
¥
u*	ndp
a
h
Ł
•i*	« Kip
»
b
II

Suma wsiuźniktSw se/umwMtńci (oczyszczonych):

a)    jest równa 4 w pr/ypudku wahań kwartalnych.

b)    zawsze jest równa I.

c)    zależy od liczby cykli-

Suma wskaźników sezonowości (oczyszczonych) w przypadku wahań miesięcznych:

a)    jest równa 12*.

b)    jest równa 12.

c> jest równa 1200*

Suma oczyszczonych bezwzględnych wahań sezonowych (mndel addytywny) w przypadku wahań miesięcznych

a)    yeti równa 12.

b)    jest równa 0.

c)    zależy od liczby cykli.

Na p>xloawic danych kwartalnych produkcji cementu (w tys toni w Polsce z lat 1990-1996 oszacowano liniowy model trendu postaci: ć, - 2847.52 ♦ 25,91. Na podstawie tego modelu mo/na wnioskować. )C.

a)    z kwartału na kwartał produkcja cementu średnio wzrastała o 25.9 (ty*, toci),

b)    z kwartału na kwarta! produkcja cementu przeciętnie wzrastała

o 25.9 *.

c)    z o>ku na tok produkcja cementu średnio wzrastała o 25.9 |ty*. ton).

Na podstawie danych kwartalnych produkcji cementu (w tyv ton) w Polsce z lat 1993-1996 oszacowano liniowy model trendu postaci: C,- 2847,52+25.9/ oraz wyznaczono hezwzgledne wahania sezonowe dla pierwszego, drugiego i trzeciego kwartału, odpowiednio, równe: -1057. 584. 887. Na podstawie tego modelu można wnioskować, że: u) prognoza prosłukcji cementu na czwarty kwartał 1997 r. wynosi

3365.52    |tys. ton|.

b) prognoza prosłukcji cementu na czwarty kwarta! 1997 r. wynosi

2951.52    (ty*, toni.

cl prognozy nie można wyznaczyć, ponieważ nic jest znany bezwzględny wskaźnik sezonowości dla czwartego kwartału