Экономико-статистическое исследование российского рынка черной металлургии

Благодаря резкому увеличению спроса на мировом  рынке цены на сталь с 1998 по 2007 г. выросли более чем вдвое. Низкая стоимость факторов производства (в  особенности сырья — железной руды и коксующегося угля, получаемого  по выгодным ценам из собственных  источников), традиционно была конкурентным преимуществом российского сталелитейного сектора.

Таблица 3.6

Структура импорта Российской федерации, основными  изделиями из черных металлов в 2000-2011 гг. (%)

	Годы
	2000	2001		2002	2003	2004	2005			2006	2007		2008		2009	2010		2011
Черные металлы	100		100	100	100	100		100	100		100	100			100		100	100
Чугун передельный	-		-	-	0,006	0,1		0,02	0,1		-	-					-	-
Трубы сталь	46,3		52,3	47,8	41,4	42,2		36,5	39,3		82	67,1		70,5			80,8	81,5
Прокат плоский из железа и стали	16,7		19,7	19,2	45,3	39,3		52,7	53,5		-	-		-			-	-
Ферросплавы	37,0		27,9	33,0	13,2	18,4		10,7	7,1		18,0	32,9		29,4			19,2	18,5

 

 

Импортные поставки металлопродукции в последние  годы увеличиваются и, по оценкам, составляют 10-15% емкости внутреннего рынка.  Рост импортных поставок, как правило, обусловлен низким качеством отечественной  продукции. Однако в 2008 году тенденция  последних лет сломалась, и отмечается полугодовое снижение импортных  поставок в основных сегментах –  прокат черных металлов и стальные трубы. В связи со значительными вводами современных мощностей и их освоением в среднесрочной перспективе можно прогнозировать и дальнейшее импортозамещение.

 

3.3. Выявление основных тенденций  российского рынка черной металлургии

Ситуация  на крупнейших металлургических предприятиях России выглядит относительно благополучной. Доля металлургии в структуре  занятости в промышленности и  объеме промышленного производства за последние 15 лет возросла в 1,5 раза, а в структуре доходов (финансового  результата) промышленности в 6,5 раз. Доля экспорта металлов и изделий из них  в валютных поступлениях в Россию увеличилась с 6 до 20 процентов, то есть в 3,4 раза. Металлургические предприятия  одни из первых в промышленности России приступили к реализации программ реструктуризации производства и сокращения неэффективных  мощностей, что позволило:

 

1.выстроить  вертикально-горизонтальные структуры  внутри отрасли;

2.увеличить  производство конкурентоспособной  продукции;

3.снизить  издержки и негативное воздействие  на окружающую среду;

4.укрепить  свои позиции на мировом рынке  (в отдельных сегментах - лидирующие);

5.минимизировать  социальные проблемы.

 

Более совершенным приемом  выявления основной тенденции развития в рядах динамики является аналитическое  выравнивание. При изучении общей  тенденции методом аналитического выравнивания исходят из того, что  изменения уровней ряда динамики могут быть с той или иной степенью точности приближения выражены определенными  математическими функциями.

Целью аналитического выравнивания динамического ряда является определение  аналитической или графической  зависимости y=f(t).

Изменение уровней ряда характеризуется  равномерным уменьшением уровней, так как абсолютные цепные приросты близки по величине. Следовательно, тенденцию  развития характеризует уравнение  прямой линии.

Выравнивание по прямой (определение  линии тренда) имеет выражение: y_t=a₀+a₁t, где t—условное обозначение времени; а₀ и a₁—параметры искомой прямой. Параметры прямой находятся из решения системы уравнений:

               (9)

Система уравнений упрощается, если значения t подобрать так, чтобы  их сумма равнялась Σt = 0, т. е. начало отсчета времени перенести в  середину рассматриваемого периода. Если до переноса точки отсчета t = 1, 2, 3, 4…, то после переноса:

если число уровней  ряда нечетное   t = -4 -3 -2 -1  0 +1 +2 +3 +4

если число уровней  ряда четное        t = -7 -5 -3 -1 +1 +3 +5 +7

Так как данные за 11 лет (нечётное число уровней ряда), тогда t после  переноса точки отсчёта примет данные первого варианта.

      (10)

Таким образом, ∑t в нечетной степени всегда будет равна нулю.

Используя данные о производстве чугуна за последние 11 лет (см. приложение 1),  произведём аналитическое выравнивание ряда динамики по прямой с переносом точки отсчёта в середину ряда.

Из таблицы 3.7 видно, что выровненный ряд выглядит следующим образом:

 (11)

 

 

Таблица 3.7

Аналитическое выравнивание ряда динамики по прямой с переносом  точки отсчета в середину ряда (производство чугуна, млн.т)

Годы	Проверено кандидатов на службу в таможенные органы	Условное обозначение  года	Расчетные значения		Выровненный ряд
	Yi	t	t2	Y*t	Ỹ=48,3+0,2t
2001 год	45,0	-5	25	-225	47,3
2002 год	46,7	-4	16	-184	47,5
2003 год	48,8	-3	9	-146,4	48,2
2004 год	50,4	-2	4	-100,8	47,9
2005 год	49,2	-1	1	-49,2	48,1
2006 год	52,4	0	0	0	48.3
2007 год	51,5	1	1	51,5	48,5
2008 год	48,3	2	4	96,6	48,7
2009 год	44.0	3	9	132	48,9
2010 год	48,0	4	16	192	49,1
2011 год	50,7	5	25	253,5	49,3
Итого:	535	-	110	20,2	524,6

 

Параметр а_{0 =} 48,3. Это есть не что иное, как среднеарифметическое числа произведенного чугуна(Yi_ср.).

Параметр а₁=0,2. Данный показатель был рассчитан с использованием формулы 10.

Сумма уровней выровненного ряда должна равняться сумме уровней  исходного ряда, что, в свою очередь, подтверждает правильность расчетов.

 

Формула Ỹ=48,3+0,2t определяет зависимость числа произведенного чугуна, млн.т, от двух факторов (а₀и а₁).

Аналогичным образом рассчитываются данные к таблице 3.8 и определяется формула выровненного ряда для числа произведенной стали.

 

 

 

Таблица 3.8

Аналитическое выравнивание ряда динамики по прямой с переносом  точки отсчета в середину ряда (производство стали, млн.т)

Годы	Проведено служебных проверок	Условное обозначение  года	Расчетные значения	Выровненный ряд	Годы
	Yi	t	t2	Y*t	Ỹ=65,0+0,8t
2001 год	59,0	-5	25	-295	61
2002 год	59,9	-4	16	-239,6	61,8
2003 год	62,3	-3	9	-186,9	62,6
2004 год	65,6	-2	4	-131,2	63,4
2005 год	66,3	-1	1	-66,3	64,2
2006 год	70,8	0	0	0	65,0
2007 год	72,4	1	1	72,4	65,8
2008 год	68,7	2	4	137,4	66,6
2009 год	59,4	3	9	178,2	67,4
2010 год	66,8	4	16	267,2	68,2
2011 год	69,7	5	25	348,2	69,0
Итого:	720,9	-	110	84,4	715

 

Следовательно, выровненный  ряд во втором случае (число произведенно  стали млн. т) будет выглядеть следующим образом:

Ỹ=65,0+0,8t

Затем, применяя формулу 10 рассчитываем параметры а₀ и а₁:

а₀= 65,0

а₁= 0,8

 

Также аналогичным образом рассчитываем данные к таблице 3.9, таблице 3.10 и определяем формулу выровненного ряда для числа произведенного готового проката и стальных труб.

 

 

 

 

 

Таблица 3.9

Аналитическое выравнивание ряда динамики по прямой с переносом  точки отсчета в середину ряда (производствоготового проката, млн.т)

Годы	Проведено служебных проверок	Условное обозначение  года	Расчетные значения	Выровненный ряд	Годы
	Yi	t	t2	Y*t	Ỹ=58,2+1,6t
2001 год	46,9	-5	25	-243,5	50,2
2002 год	48,5	-4	16	-194,0	51,8
2003 год	50,7	-3	9	-152,1	53,4
2004 год	53,7	-2	4	-107,4	55,0
2005 год	54,7	-1	1	-54,7	56,6
2006 год	58,2	0	0	0	54,0
2007 год	59,6	1	1	59,6	59,8
2008 год	56,7	2	4	113,4	61.4
2009 год	51,9	3	9	155,7	63,0
2010 год	57,7	4	16	230,8	64,6
2011 год	63,3	5	25	316,5	66,2
Итого:	632,5	-	110	182,5	636,3

 

Следовательно, выровненный  ряд в третьем случае (число произведенного  готового проката, млн. т) будет выглядеть следующим образом:

Ỹ=54,0+1,6t

Затем, применяя формулу 10 рассчитываем параметры а₀ и а₁:

а₀= 54,0

а₁= 1,6

 

 

 

 

 

 

 

 

Таблица 3.10

Аналитическое выравнивание ряда динамики по прямой с переносом  точки отсчета в середину ряда (производство стальных труб, млн.т)

Годы	Проведено служебных проверок	Условное обозначение  года	Расчетные значения	Выровненный ряд	Годы
	Yi	t	t2	Y*t	Ỹ=7,0+0,8t
2001 год	5,4	-5	25	-27	3,9
2002 год	5.2	-4	16	-20,8	4,7
2003 год	6,1	-3	9	-18.3	5,5
2004 год	6,0	-2	4	-12	6,3
2005 год	6,7	-1	1	-6,7	7,1
2006 год	7,9	0	0	0	7,0
2007 год	8,7	1	1	8,7	8,7
2008 год	7.8	2	4	15,6	7,0
2009 год	6,7	3	9	20,1	10,3
2010 год	9,2	4	16	36,8	11,1
2011 год	10,1	5	25	50,5	11,9
Итого:	79,8	-	110	91,4	78,5