dupa0124

f

X	12 034	11 580	206 116
XI	12 289	12 472	33 489
XII	13 189	13 307	13 924
I	13 371	13 562	36 481
11	12 239	12 473	54 756
III	12 773	12 682	8 281
IV	10 731	11 002	73 441
V	9 253	9 803	302 500
VI	8 929	9 022	8 649
VII	8 721	8 902	32 761
VIII	9 144	9 044	10 000
IX	9 829	9 618	44 521
X	11 467	11 580	12 769
XI	13 035	12 472	316 969
XII	13 465	13 307	24 964
Suma	400 402	400 401	2 874 645

_ _/vx 2874645    „„„ „

Se(Y) = J——— = 282,6 GW-h

282 6

Ve = ^^--]00 = 2,5%

11122

Odchylenie składnika resztowego wynosi 282,6 GW-h, to znaczy o tę wielkość różni się średnio zaobserwowana produkcja energii elektrycznej od określonej wartością średnich jcdnoimicnnych. Współczynnik zmienności przypadkowej świadczy o niewielkim znaczeniu wahań przypadkowych. To spostrzeżenie potwierdza analiza graficzna - krzywa empiryczna i krzywa wyznaczona średnimi jednoimiennymi różnią się nieznacznie.

Rys. 4.7. Wahania sezonowe produkcji energii elektrycznej w latach 1991 1993

II. Jeżeli stwierdzimy w szeregu czasowym występowanie tendencji rozwojowej rosnącej lub malejącej (co zazwyczaj ujawnia się po naniesieniu danych na wykres), to przede wszystkim musimy tę tendencję określić za pomocą średnich ruchomych scentrowanych lub odpowiedniej funkcji trendu. Dopiero wtedy możemy obliczać wskaźniki sezonowości, przyjmując jako punkt odniesienia wyznaczony trend. Kolejność działań jest następująca:

1.    Dla każdego okresu (l) obliczamy wartości teoretyczne (>',) z funkcji trendu lub średnich ruchomych.

2.    Dla każdego okresu (/) obliczamy ilorazy y,/y, (różnice y, - y,).

3.    Dla okresów jcdnoimicnnych (/) obliczamy względne wskaźniki sezonowości jako średnią z ilorazów zaobserwowanych w kolejnych cy klach rocznych (c):

(4.64)

natomiast absolutne wskaźniki sezonowości obliczamy jako średnią z różnic:

C

(4.65)

4. Jeżeli suma względnych (absolutnych) wskaźników sezonowości nic spełnia

d

warunku £    = d (£ _AS, =0), korygujemy (oczyszczamy) wskaźniki

następująco:

(4.66)

245