ЎЗБЕКИСТОН РЕСПУБЛИКАСИ БАНК-МОЛИЯ АКАДЕМИЯСИ Макроиқтисодий таҳлил ва прогнозлаштириш фанидан Қозоғистон ялпи ички маҳсулоти ўсиш суръатига таъсир этувчи. - презентация

1 ЎЗБЕКИСТОН РЕСПУБЛИКАСИ БАНК-МОЛИЯ АКАДЕМИЯСИ Макроиқтисодий таҳлил ва прогнозлаштириш фанидан Қозоғистон ялпи ички маҳсулоти ўсиш суръатига таъсир этувчи омилларни регрессион таҳлили мавзусида МУСТАҚИЛ ИШИ Тайёрлади: ДМБ-2, З.Рахимжонов

2 Кириш. Кўп ўлчамли статистик тўпламларни ўрганиш учун корреляция, регрессия, дисперсия, ковариация, спектрал, компонент, омилли таҳлиллар турлари қўлланилади. Ушбу мустақил ишнинг мақсади бир тоъбе ўзгарувчи ва бир ёки ундан ортиқ мустақил ўзгарувчилар ўртасидаги корреляцион ва регрессион боғлиқликни аниқлашни ва регрессия тенгламасини тузишни ўрганиш.

3 Асосий қисм. Регрессия тенгламаси – бу ўзгарувчилар орасидаги статистик боғланишнинг формуласи. Агар бу формула чизиқли бўлса, чизиқли регрессия тўғрисида сўз юритилади. Икки ўзгарувчи орасидаги статистик боғланиш формуласи жуфт регрессия дейилади, бир нечта ўзгарувчилар орасидаги боғланиш эса кўп омилли регрессия дейилади (Margarita, 2016). Мамлакатларнинг иқтисодиётини ўсишига жуда кўп омиллар таъсир қилади ва биз кўп омилли регрессияни кўриб чиқамиз.

4 Иқтисодий ўсишни аниқлайдиган қатъий белгиланган таъсир этувчи омиллар аниқ рўйҳати мавжуд эмас. Иқтисодий ўсишни Борро модели ёрдамида қуйидаги омиллар орқали аниқлашга ҳаракат қиламиз: ЯИМт= β1 ЯИМт-1 + β2 табиий ресурслар йўқотилиши + β3 хизмат кўрсатиш соҳасида қўшилган қиймат + β4 тўғридан- тўғри хорижий инвестиция.

5 Бизнинг мисолда, 24 йиллик маълумотлар асосида натижавий омилга (Y) бир қанча таъсир этувчи омилларнинг (X1, X2, X3, Х4) регрессион таҳлилини кўриб чиқамиз. Бунинг учун Жахон банкининг қуйидаги маълумотлари асосида амалга оширилади (1-жадвал). Таҳлил учун реал кўрсаткичлардан фойдаланамиз, яъни реал иқтисодий ўсишни 1-жадвалдаги маълумотлардан фойдаланиб қуйидаги формула ёрдамида аниқлаб оламиз. Реал ЯИМ даталарини йиллар бўйича ихчамлаштириш мақсадида логарифм( 10 ) оламиз(2-жадвал) 1992й.реал ЯИМ ўсиши= 1992й.реал ЯИМ 1991й.реал ЯИМ

6 Йиллар GDP,PPP (bln.US $) natural resources depletion (% of GDP) Services, value added (% of GDP) FDI (% of GDP) , ,82,928,712, ,22,443,16, ,92,644,53, ,53,055,74, ,74,660,35, ,14,461,24, ,36,159,76, ,56,154,65, ,416,450,86, ,312,051,86, ,913,352,87, ,412,253,96, ,714,754,86, ,017,353,16, ,417,552,06, ,58,553,37, ,29,551,07, ,96,853,34, ,49,252,35, ,310,653,68, ,09,655,98, ,07,958,28, ,67,259,47, ,44,262,55,1 (1-жадвал) Йиллар GDP,PPP (bln.US $) Real GDP growth (annual %) (Log) GDP,PPP (US $) natural resources depletion (% of GDP) Services, value added (% of GDP) FDI (% of GDP) , ,8-3,111,12,928,712, ,2-7,011,12,443,16, ,9-10,711,02,644,53, ,5-6,311,03,055,74, ,72,311,04,660,35, ,13,411,04,461,24, ,3-0,811,06,159,76, ,54,311,06,154,65, ,412,311,116,450,86, ,316,111,112,051,86, ,911,511,213,352,87, ,411,511,212,253,96, ,712,611,314,754,86, ,013,211,317,353,16, ,414,111,417,552,06, ,511,811,48,553,37, ,25,311,59,551,07, ,92,011,56,853,34, ,48,611,59,252,35, ,39,611,510,653,68, ,06,711,69,655,98, ,07,711,67,958,28, ,66,111,67,259,47, ,42,311,64,262,55,1 (2-жадвал) Манба:

7

8

9 Датамиз стационар ёки ностационарлигини қуйидаги жадвалдан кўриб оламиз (3-жадвал) КўрсатигичларМиқдориminmax Стан. оғишиш Real GDP growth (annual %)24-10,716,119,0 GDP,PPP (US $) (Log)2411,011,60,5 Natural resources depletion (% of GDP)242,417,510,7 Services, value added (% of GDP)2428,762,523,9 FDI (% of GDP)243,312,66,6 (3-жадвал) 3-жадвалдаги минимум ва максимум ўзаро катта фарқга эга эмас ва тўпланган маълумотлар стационар деб ҳисоблаймиз.

10 2-жадвалдаги маълумотлар асосида регрессия таҳлилини амалга оширамиз. Бундан аввал, изоҳланувчи ва изоҳловчилар ўртасидаги ҳамда мультиколлинеарлик муаммосидан қочиш мақсадида изоҳловчиларнинг ҳам ўзаро корреляцион боғлиқлигини таҳлил қилиб олмиз(4-жадвал). Корреляцион таҳлилнинг вазифаси ҳодисалар (ўзгарувчилар) ўртасидаги боғланиш зичлигини (кучини) аниқлашдан иборатдир. Агар R=l (r=1) бўлса, унда ўрганилаётган омиллар ўртасида функционал боғланишлар мавжуд бўлади. Агар R=0 (r=0) бўлса, бу ҳолда омиллар ўзаро боғланмаган бўлади. Корреляция коэффициенти r нинг манфий қиймати ҳодисалар ўртасида тескари боғланиш мавжуд эканлигидан далолат беради (Насритдинов, 2008).

11 Real GDP growth (annual %) GDP,PPP (US $) (Log) Natural resources depletion (% of GDP) Services, value added (% of GDP)FDI (% of GDP) Real GDP growth (annual %)1 GDP,PPP (US $) (Log)0, Natural resources depletion (% of GDP)0, , Services, value added (% of GDP)0, , , FDI (% of GDP)0, , , , (4-жадвал) Боғланиш зичлиги R ва r ларнинг сонли қийматлари бўйича баҳолашда қуйидаги шартли таснифлаш қўлланилади: 0,1 дан 0,3 гача - кучсиз боғланиш; 0,3 – 0,65 - ўртача зич боғланиш; 0,65 – 0,80 - ўртачадан зичроқ боғланиш; 0,80 – 0,99 - зич боғланиш.

12 Корриляцион боғланиш натижаларини таҳлили қуйидагиларни кўрсатяпти: 1) Реал ЯИМ ўсиши- Биринчидан, табиий бойликлар йўқотилишига кучли; Иикинчидан, 1 йил олинги ЯИМ ҳажмига ўртача; Учинчидан, хизмат кўрсатиш соҳасида қўшилган қиймат ва тўғридан- тўғри хорижий инвестиция ҳажмларига кучсиз боғланиш мавжуд. 2) Деярли барча мустақил ўзгарувчилар ўртасида ижобий (хизмат кўрсатиш соҳасида қўшилган қиймат ва тўғридан-тўғри хорижий инвестиция кўрсаткичлари орасидаги салбий (тескари) боғлиқликдан ташқари), лекин кучсиз боғланиш мавжуд. Демак, мультиколлинеарлик муаммоси мавжуд эмас ва биз регрессион таҳлилга ўтамиз.

13 Регрессионная статистика Множественный R0, R-квадрат0, Нормированный R-квадрат0, Стандартная ошибка2, Наблюдения24 Дисперсионный анализ dfSSMSFЗначимость F Регрессия41030, , , ,04338E-08 Остаток19170, , Итого231200, Коэф-тыСтан.ошибкаt-стат.P-ЗначениеНижние 95%Верхние 95% Real GDP growth (annual %)-42, , , , , , GDP,PPP (US $) (Log)1, , , , , , Nat.res, depletion (% of GDP)1, , , , , , Services, VA (% of GDP)0, , , , , , FDI (% of GDP) 1, , , , , , (5-жадвал)

14 Регрессион таҳлил (5-жадвал) натижалари юзасидан қуйидагиларни интерпритация қилиш мумкин: 1) 1.1.Ҳисобланган R- квадрат = 0,858; F ҳисоб. = 28,72 > F жадв = 8,04338E-08 натижаларини кўрсатди. 1.2.Мезонлар қонуниятининг У=(β1,β2,β3,β4.) омил- кўрсаткичлар мажмуи орқали ҳаққоний ва ишончли ифодаланганини кўрсатади (Ўрмонов, 2016).

15 2) 2-жадвалдаги олинган таҳлил натижалардаги коэффициент миқдорларидан кўриниб турибдики, 2.1. Ўтган йилги реал ЯИМ ва реал ЯИМ ўсишига регрессия коэффициенти ижобий, лекин Р-миқдор > 0,05 ва 95% ишонч интервали 0ни кесади. Демак, таҳлил ўтган йилги реал ЯИМ статистик аҳамиятга эга эмаслигини кўрсатди. Қолган коэффициентлар ижобий ва барчаси статистик аҳамиятга эга Табиий бойликлар йўқотилишининг 1%га ортиши, бошқа омиллар ўзгармаганда, реал ЯИМни 1,2%га ўсишига олиб келади Хизмат кўрсатиш соҳасида қўшилган қиймат 1%га ортиши, бошқа омиллар ўзгармаганда, реал ЯИМни 0,33%га ўсишига олиб келади Тўғридан-тўғри хорижий инвестиция ҳажми 1%га ортиши, бошқа омиллар ўзгармаганда, реал ЯИМни 1,06%га ўсишига олиб келади.

16 Демак, ушбу реал ЯИМ ўсишига таъсир этувчи омилларнинг ҳар бирини алоҳида якка ҳолда таҳлил этганда қолган омиллар ўзгаришсиз, деб қаралганда энг катта Табиий бойликлар йўқотилишига тўғри келади. Яъни натижавий омил билан таъсир этувчи омиллар ўртасидаги корреляцион боғланишни ифодалайдиган регрессиянинг чизиқли тенгламаси қуйидагича кўринишга эга бўлади: У т = -42,02 + 1,12 Х 1 + 1,2 Х 2 + 0,33 Х 3 + 1,06 Х 4 Бу ерда, У т –манбадан олинган маълумот асосида реал ЯИМ ўсиши; Х 1 – Реал ЯИМ ҳажми Х 1 - Табиий бойликлар йўқотилиши; Х 2 - Хизмат кўрсатиш соҳасида қўшилган қиймат; Х 3 - Тўғридан-тўғри хорижий инвестиция.

17 ЭЪТИБОРИНГИЗ УЧУН РАХМАТ