www.sci-p.uz
III SON. 2025
940
KIMYO SANOATINING ISHLAB CHIQARISH HAJMINI MODELLASHTIRISH HAMDA
PROGNOZLASH TAHLILI
Sharipova Saodat
Toshkent davlat iqtisodiyot universiteti
ORCID: 0000-0003-0688-1059
Annotatsiya.
Ushbu maqolada O‘zbekiston Respublikasi kimyo sanoatining rivojlanish
tendensiyalari, ishlab chiqarish hajmi dinamikasi va ushbu jarayonni modellashtirish
imkoniyatlari tahlil qilingan. Tadqiqotda Cobb
–
Douglas ishlab chiqarish funksiyasi asosida ishlab
chiqarish hajmining investitsiyalar va bandlik darajasiga nisbatan elastikligi empirik jihatdan
baholandi. 2010
–2023 yillar oralig‘idagi statistik ma’lumotlar asosida klassik chiziqli regressiya
modeli tuzilib, Stata dasturida tahlillar o‘tkazild
i. Regressiya natijalari asosida ishlab chiqarish
hajmining o‘sishi ko‘proq mehnat resurslarining oshishiga bog‘liqligi aniqlandi. Bundan tashqari,
AR modeli yordamida 2024
–2028 yillarga mo‘ljallangan prognoz qiymatlari hisoblandi va kimyo
mahsulotlari ish
lab chiqarish hajmining barqaror o‘sishi ko‘rsatildi. Tadqiqot natijalari kimyo
sanoatini strategik boshqarishda hamda investitsiya siyosatini shakllantirishda muhim amaliy
ahamiyatga ega.
Kalit so‘zlar:
kimyo sanoati, ishlab chiqarish hajmi, Cobb
–
Douglas funksiyasi, regressiya
tahlili, AR modeli, investitsiya, mehnat resurslari, iqtisodiy modellashtirish, prognozlash.
АНАЛИЗ МОДЕЛИРОВАНИЯ И ПРОГНОЗИРОВАНИЯ ОБЪЕМОВ ПРОИЗВОДСТВА В
ХИМИЧЕСКОЙ ПРОМЫШЛЕННОСТИ
Шарипова Саодат
Ташкентский государственный экономический университет
Аннотация
.
В данной статье проанализированы тенденции развития химической
промышленности Республики Узбекистан, динамика объемов производства и
возможности моделирования данного процесса. В исследовании на основе
производственной функции Кобба–Дугласа эмпирически оценена эластичность объема
производства по отношению к инвестициям и уровню занятости. На основе
статистических данных за 2010–2023 годы была построена классическая модель
линейной регрессии и проведён анализ в программе Stata. Результаты регрессии показали,
что рост объемов производства в большей степени связан с увеличением трудовых
ресурсов. Кроме того, с помощью авторегрессионной (AR) модели рассчитаны прогнозные
значения на 2024–2028 годы, и продемонстрирован устойчивый рост производства
химической продукции. Результаты исследования имеют важное практическое значение
для стратегического управления химической промышленностью и формирования
инвестиционной политики.
Ключевые слова:
химическая промышленность, объем производства, функция
Кобба–Дугласа, регрессионный анализ, AR
-
модель, инвестиции, трудовые ресурсы,
экономическое моделирование, прогнозирование.
UOʻK:
338.45
940-947
www.sci-p.uz
III SON. 2025
941
ANALYSIS OF MODELING AND FORECASTING PRODUCTION VOLUMES IN THE CHEMICAL
INDUSTRY
Sharipova Saodat
Tashkent State University of Economics
Abstract.
This article analyzes the development trends of the chemical industry in the
Republic of Uzbekistan, the dynamics of production volumes, and the possibilities of modeling this
process. The study empirically evaluates the elasticity of production volume in relation to
investment and employment levels based on the Cobb
–
Douglas production function. A classical
linear regression model was constructed using statistical data from 2010 to 2023, and analyses
were conducted in the Stata software. Regression results indicate that the growth in production
volume is more closely associated with the increase in labor resources. Additionally, forecast
values for 2024
–
2028 were calculated using an autoregressive (AR) model, demonstrating a
steady growth in chemical product output. The results of the study hold significant practical
importance for strategic management of the chemical industry and for shaping investment policy.
Keywords:
chemical industry, production volume, Cobb
–
Douglas function, regression
analysis, AR model, investment, labor resources, economic modeling, forecasting.
Kirish.
Hozirgi kunda O‘zbekiston Respublikasida kimyo sanoati milliy iqtisodiyotning ustuvor
tarmoqlaridan biri hisoblanadi. Ushbu soha nafaqat ichki bozor ehtiyojlarini qondirishda, balki
eksport salohiyatini oshirish, yuqori qo‘shilgan qiymatli mahsulotlar ishl
ab chiqarish orqali
iqtisodiy barqarorlikni ta’minlashda ham muhim o‘rin tutmoqda. So‘nggi yillarda davlat
tomonidan kimyo sanoatini rivojlantirishga alohida e’tibor qaratilib, bu yo‘nalishda yirik
investitsion loyihalar amalga oshirilmoqda. Jumladan, 2019
–2030 yillar oralig‘ida sohani
modernizatsiya qilish uchun umumiy qiymati
12,1 milliard AQSh dollari
bo‘lgan
sarmoyalarni jalb qilish rejalashtirilgan bo‘lib, uning 9,9 milliard dollari 2019–
2022 yillarga
to‘g‘ri kelgan
(Uzkimyosanoat.uz, 2021).
Statistik ma’lumotlarga ko‘ra, 2019 yilda O‘zbekistonda kimyo sanoatida ishlab chiqarish
hajmi
1,951 milliard dollarga
teng bo‘lgan bo‘lsa, 2022 yilga kelib bu ko‘rsatkich
3 milliard
dollarga
yetgan. Shu bilan birga, import hajmi ham
2,688 milliard dollardan 3,9 milliard
dollargacha
, eksport esa
837 million dollardan 1,2 milliard dollargacha
o‘sdi
(trade.gov, n.d.). Bu esa sohada yuqori talab va mahsulotlar turining kengayib borayotganidan
dalolat beradi.
Shunday qilib, yuqoridagi ko‘rsatkichlar O‘zbekistonda kimyo sanoatining barqaror
rivojlanayotganini va sohaga katta iqtisodiy salohiyat yuklanayotganini ko‘rsatadi. Bu esa
ishlab chiqarish hajmlarini modellashtirish, ya’ni tahlil qilish, prognoz qilish va
optimallashtirish masalasini dolzarb va strategik jihatdan muhim qiladi. Modellashtirish orqali
ishlab chiqarish jarayonlari yanada samaraliroq boshqarilishi, resurslar oqilona taqsimlanishi
va istiqbolli rivojlanish senariylari ishlab chiqilishi mumkin.
Adabiyotlar sharhi.
Ishlab chiqarish funksiyasi xarajatlar va ishlab chiqarishlar o‘rtasidagi miqdoriy
bog‘liqlikni ta’minlaydi. Iqtisodchilar Cobb
-Douglasning ishlab chiqarish funksiyasini
Y=f(K,L)=AK
α
L
β
shaklida ishlatishni ma’qul ko‘radi, bu yerda Y –
ishlab chiqarish hajmi, K
–
kapital va L
–
ishchi kuchi,
α
+
β
=1
α
,
β≥0 K,L>0, chunki u iqtisodiyotning nisbatan aniq tavsifini
ta’minlaydi va algebraik jihatdan ishlash juda oson. Ushbu funksiyaning mashhurligi aslida, bu
oson matematik manipulyatsiya uchun javobgardir va ishlab chiqarish funksiyasiga qo‘yilgan
cheklovlarni qondiradi.
www.sci-p.uz
III SON. 2025
942
Hozirgi kunda, tadbirkorlar, shuningdek, ishlab chiqaruvchilar nima mahsulot ishlab
chiqarish, qancha ishlab chiqarish va ularni qanday ishlab chiqarish bilan bog‘liq to‘g‘ri qarorlar
qabul qilish maqsadida firma istiqboli haqida juda xavotirda. Bu qarorlarning barchasi bevosita
firmaning faoliyat ko‘rsatishi lozim bo‘lgan xarajat mulohazalari va bozor vaziyatlari bilan
bog‘liq. Shu munosabat bilan ushbu tadqiqot O‘zbekiston kabi rivojlanayotgan
mamlakatlarning yirik sanoat tarmoqlari uchun ishlab chiqarish jarayonining eng mos
funksional shaklini taklif qilishda yordam berishi kerak. Ushbu tadqiqot mamlakatimizning
oziq-
ovqat mahsulotlarini ishlab chiqarish tarmog‘i uchun Cobb
-Douglas ishlab chiqarish
funksiyasini empirik tarzda tahlil qilamiz.
Ioanlar (2015)
tomonidan yozilgan “Kobb
-
Duglas ishlab chiqarish funksiyasining to‘liq
nazariyasi” Kobb
-Duglas ishlab chiqarish funksiyasining nazariy va amaliy jihatlarini
matematik asosda tahlil qiladi. Tadqiqotda funksiyaning differensial xossalari, gomogenlik
darajasi, elastiklik ko‘rsatkichlari hamda ishlab chiqarish xarajatlari bilan bog‘liqligi chuqur
o‘rganilgan.
Mualliflar funksiyaning birinchi va ikkinchi tartibli hosilalari yordamida uning
kvazikonkav va o‘suvchi xususiyatlarini isbotlab, xarajatlarni minimallashtirish va foydani
maksimallashtirish masalalarini optimallashtirish metodlari orqali tahlil qilgan. Tadqiqotda
Kobb-Duglas modelining ishlab chiqarish samaradorligini ifodalashdagi roli, resurslar narxi
o‘zgarishiga nisbatan Hicks va Slutsky effektlari orqali aniqlangan xatti
-harakatlar ham
yoritilgan.
Asosiy xulosa shundan iboratki, Kobb-Duglas funksiyasi iqtisodiy modellashtirishda
samarali vosita bo‘lib, u yordamida resurslar samaradorligini baholash, xarajatlarni
rejalashtirish va foyda strategiyasini shakllantirish mumkin. Tadqiqot ushbu funksiyaning
iqtisodiy qarorlar qabul qilishdagi amaliy ahamiyatini asoslab beradi (Ioan, 2015)).
Bhashim va Seth (1980) Hindiston sanoat korxonalariga oid tadqiqotlarida ishlab
chiqarish funksiyalari, samaradorlik va almashtirish imkoniyatlarini baholab, kichik
korxonalardan olingan ma’lumotlarga tayangan. Ular sanoat guruhlari o‘rtasida texnik
samaradorlikda katta tafovut
yo‘qligini va barcha guruhlarda texnik samaradorlik darajasi
yuqoriligini aniqlashgan.
O‘zbekiston tadqiqotchilaridan
Sabirovning (2024)
“Oziq
- ovqat sanoati ishlab chiqarish
hajmini modellashtirish” maqolasida O‘zbekiston oziq
-ovqat sanoati ishlab chiqarish hajmini
baholashda Kob-
Duglas ishlab chiqarish funksiyasi asosida empirik tahlil o‘tkazilgan. Ilmiy
adabiyotlar tahlilida turli xorijiy tadqiqotchilarning mazkur metod asosida mehnat va kapital
samaradorligini o‘rgangan tajribalari ko‘rib chiqilgan. Ularning ishlari asosida Kob
-Duglas
funksiyasining iqtisodiy tahlil uchun foydali modeli ekani isbotlangan.
Tadqiqotda 2004
–2018 yillarga oid statistik ma’lumotlar asosida chiziqli regressiya
modeli tuzilgan. Asosiy o‘zgaruvchilar sifatida ishlab chiqarish hajmi (Y), investitsiyalar (K) va
ishchi kuchi (L) tanlangan. Log-
log ko‘rinishidagi model Stata dasturida
tahlil qilinib, mehnat
va kapitalning ishlab chiqarishga ta’siri aniqlangan. Natijalarga ko‘ra, ishchi kuchining 1% ga
oshishi ishlab chiqarish hajmini 5.71% ga, kapitalning 1% ga oshishi esa 0.26% ga oshiradi.
Modelda R² = 0.924 bo‘lib, kuchli bog‘liqlikn
i bildiradi. Darbin-
Uotson testi bo‘yicha ayrim
autokorrelatsiya mavjud bo‘lishi mumkin. Fisher mezoni barcha omillar statistik jihatdan
ahamiyatli ekanini ko‘rsatadi.
Tadqiqot metodologiyasi.
Biz yuqoridagi tadqiqot usullari bo‘yicha O‘zbekiston Respublikasi Statistika qo‘mitasidan
olingan ma’lumotlardan tahlil qildik. 2010–
2023 yillar uchun kimyo mahsulotlarini ishlab
chiqarish hajmi, iqtisodiyotda bandlar soni va kimyo mahsulotlari ishlab chiqarishga
investitsiyalar haqidagi ma’lumotlar to‘plandi. Tadqiqotda Y sifatida kimyo mahsulotlari ishlab
chiqarish hajmi, K sifatida kimyo mahsulotlari ishlab chiqarishga investitsiyalar va L sifatida
iqtisodiyotda bandlar soni soni ishlatiladi.
www.sci-p.uz
III SON. 2025
943
Kobb-Duglas ishlab chiqarish funksiyasining stokastik shakli quyidagicha ifodalandi:
𝑌 = 𝑓(𝐾, 𝐿) = 𝐴𝐾
𝛼
𝐿
𝛽
𝑒
𝑈
(2.3.1)
Bu erda,
𝑌
= ishlab chiqarish hajmi,
𝐾
=kapital,
𝐿
= mehnat,
𝑈
= stoxastik xatolik chegarasi,
𝑒
= natural logarifm asosi.
Bu tenglamadan koʻrinib turibdiki, ishlab chiqarish va ikki xarajat orasidagi munosabat
nochiziqli. Biroq bu modelni natural logarifmlash orqali chiziqli koʻrinishda oʻzgartirib
hisoblanadi:
𝐿𝑛𝑌 = 𝐿𝑛𝐴 + 𝛼𝐿𝑛𝐾 + 𝛽𝐿𝑛𝐿 + 𝑢
𝑖
𝐿
(2.3.2)
= 𝐵 + 𝛼𝐿𝑛𝐾 + 𝛽𝐿𝑛𝐿 + 𝑢
𝑖
, бу ерда 𝐵 = 𝐿𝑛𝐴
(2.3.3)
Shunday qilib, yozilgan model
𝐵
,
𝛼
va
𝛽
parametrlari chiziqli koʻrinishda va shuning
uchun u chiziqli regressiya modelidir. Shuni ta'kidlash kerakki,
𝑌
va
𝐾
,
𝐿
oʻzgaruvchilarda
chiziqsiz edi, ammo natural logorifmlangandan soʻng bu oʻzgaruvchilar chiziqli boʻldi. Qisqacha
aytganda (2.3.3) tenglama - bu log-log, ikki tomonli log yoki log chiziqli model hisoblanadi.
Kapital kiritishga nisbatan
α
, ishlab chiqarishning (qisman) egiluvchanligini
β
va butun
kimyo sanoati tarmoqlari uchun mehnatga nisbatan qisman egiluvchanligini oʻrganish uchun
empirik tahlil amalga oshirildi.
Ushbu tadqiqotda butun kimyo sanoatining klassik chiziqli regressiya modelini (CLRM),
determinasiya
(𝑅
2
)
, korrelyasiya koeffisientlari (
𝑟
𝑦/𝑥
)
, Darbin-Uoson testi (DW), Fisher mezoni
(F-distribution) va Student testi (t-
statistic) taxminlarining empirik ehtimoligi toʻgʻrisidagi
ma'lumotlar koʻrib chiqiladi.
Tahlil va natijalar muhokamasi.
Oʻzbekistonning kimyo sanoati tarmogʻi uchun quyidagi klassik chiziqli regressiya modeli
(CLRM) ni “Stata 15.0” amaliy paketi orqali 4
- tenglamani tuzamiz.
So‘ngra tadqiqotimiz omillar
o‘rtasida regression bog‘liqlikni tekshiramiz va hisoblangan modelimizni topamiz.
1-
rasm. Oʻzbekiston Respublikasining ijtimoiy iqtisodiy koʻrsatkichlarining
logorifimlangan qiymatlari
Manba:
muallif hisob-kitoblari.
Regressiyamizga ko
‘
ra modelimiz qiymatlari
𝐿𝑛𝑌 = −70,619 + 0,6253 ∙ 𝐿𝑛𝐾 + 7,9267 ∙
𝐿𝑛𝐿 + 𝑈
𝑖
ga teng (2-rasm). lekin bu logarifmlangani uchun biz bu qiymatlarni exponensial
qiymatlariga qaytarishimiz kerak.
Unga ko‘ra modelimiz,
𝑌 = 𝑓(𝐾, 𝐿) = 𝐴𝐾
𝛼
𝐿
𝛽
𝑒
𝑈
=3,95∙10
-
31
∙
K
1,86
∙
L
2770.26
ga teng.
0
2
4
6
8
10
12
2010
2015
2020
2025
years
LnY
Ln_L
Ln_K
www.sci-p.uz
III SON. 2025
944
2-rasm. Regression tahlil
Manba:
muallif hisob-kitoblari.
𝐿𝑛𝑌 = −70,619 + 0,6253 ∙ 𝐿𝑛𝐾 + 7,9267 ∙ 𝐿𝑛𝐿 + 𝑈
𝑖
(2.3.4)
Bevosita klassik chiziqli regressiya modelda K (kimyo sanoatiga kiritilayotgan
investisiyalar) ning 1 foizga oshishi boshqa omillar nolga teng boʻlganda, ishlab chiqarish
hajmini ehtimollik asosida 0,625 foizga oshishini bildiradi. Agarda L (iqtisodiyotdagi bandlar
soni) ni 1 foizga oshishi ya'ni boshqa omillar nolga teng boʻlganda, ishlab chiqarish hajmini
stoxastik 7,926 foizga oshishini anglatadi. Agarda K va L ta'sir etuvchi omillar nolga teng boʻlsa,
ishlab chiqarish hajmini bevosita 70 foizga pasayishini bildiradi. Shuningdek, determinasiya
(R^2) koeffisienti tanlangan chiziqli funksiyani yoki tuzilgan modelni natijaviy belgi
dispersiyasini izohlaydi. Yuqoridagi 2.3.4-tenlamada determinasiya qiymati 0.8829 ga teng,
ya'ni tanlangan regressiya tenglamasida aniqlangan natijaviy belgi dispersiyasi 88,29% ni,
e'tiborga olinmagan boshqa omillarning dispersiyasi 12,7% ni tashkil etishi kelib chiqadi.
1-jadval
Korrellyasion tahlil
𝒀
%
𝑳
%
𝑲
%
𝑌
%
1
𝐿
%
0,9129
1
0,0000
𝐾
%
0,9212
0,9059
1
0,0000
0,0000
Manba:
muallif hisob-kitoblari.
1-
jadvalda omillar orasidagi bogʻliqliklarni koʻrish mumkin. Asosiy omil Y va unga ta'sir
etuvchi omil L orasidagi bogʻliqlik 91,2 % ga teng. Shuningdek, Y va K orasidagi bogʻliqlik 92,1%
ni tashkil etgan. Asosiy omil va unga ta'sir etuvchi omillar orasida
kuchli bogʻliqlik mavjud
va
barcha topilgan natijalar p-value qiymatiga asosan ahamiyatli ekanligi ifodalanildi. Biroq
xususiy korrelatsiya koeffitsienti juda kuchli bog‘langan. Bu esa multikolinearlik tushunchasini
hosil qiladi. Shu sababli qo‘shimcha tes
tlar bilan foydalanib tekshirib olamiz.
Shunday qilib, tenglamaning qoldiqlaridagi avtokorrelyasiyani aniqlaymiz va bu keng
tarqalgan Darbin-
Uotson (d) mezoni boʻyicha hisoblaymiz. 2.3.4
-tenglamaga asosan dw= .7349
ni tashkil qildi va avtokorrelyasiya mavjudligini bildiradi. 2 ta mustaqil oʻzgaruvchiga ega
regressiya tenglamasida Darbin-Uotson jadvalidagi qiymatlar 0.547 va 1.490 ni tashkil qiladi.
Demak, ushbu tenglama uchun hisobangan qiymat esa 0.7349 ga teng demak avtokorrelyasiya
www.sci-p.uz
III SON. 2025
945
borligi yoki yoʻqligi haqida aniq xulosa bera olmaymiz.
Undan tashqari, modelda bir nechta omil qatnashganida, ular modelga turli tartibda
kiritilishi mumkin. Omillararo korrelyasiyaga muvofiq bitta omilning statistik ahamiyatliligi
uning modelga nechanchi oʻrinda kiritilayotganiga bogʻliq boʻlishi mumkin. 2.3.
4-tenglamaga
asosan F
hisob
= 41.47 ga teng ya'ni Fisher mezoning jadval qiymatida katta va har bir omil
ahamiyatli ekan.
Endigi navbatda biz prognoz qiymatlarni topishimiz kerak bo‘ladi. Buning uchun esa biz
ta’sir etuvchi omillarni AR modelidan foydalanib keyingi yillar uchun prognoz qiymatlarini
topib olamiz (3-rasm).
3-rasm. Iqtisodiyotdagi bandlar sonining AR(1) model natijasi
Manba:
muallif hisob-kitoblari.
Quyida birinchi ta’sir etuvchi omilimizning
AR model orqali qiymatlari grafigini
ko‘rishimiz mumkin. Ammo bu qiymatlar Logarifmlanganligi sababli avval exponensial
qiymatini topib keyin modelning prognoz qiymatlari topiladi (4-rasm).
4-
rasm. Iqtisodiyotda band bo‘lganlar sonining
prognoz qiymati
Manba:
muallif hisob-kitoblari.
Yuqoridagi grafikda mamlakatimiz iqtisodiyot sohalarida band bo‘lganlar sonining o‘sish
tendetsiyasi keltirib o‘tilgan. Bunga asosan iqtisodiyot sohasida band bo‘lganlar soni 2020
-
yildan boshlab o‘sish borayotganini ko‘rishingiz mumkin. 2025
-2028-yillar or
alig‘ida ham
iqtisodiyotda band bo‘lganlar soni AR modeliga asosan barqaror o‘sishi prognoz qilindi. Bu esa
mamlakatda joriy etilayotgan islohotlarning samarasi ko‘rinayotganidan dalolat beradi.
Endigi navbatda Kimyo sanoatiga kiritilayotgan investisiyalarning prognoz qiymatlari AR
model orqali topib olamiz (5-rasm).
11
50
0
12
00
0
12
50
0
13
00
0
13
50
0
14
00
0
Iq
tis
od
iy
ot
da
gi
b
an
dl
ar
s
on
i
2010
2015
2020
2025
2030
Yillar
www.sci-p.uz
III SON. 2025
946
5-rasm. Kimyo sanoatiga kiritilayotgan investisiyalarning prognoz qiymatlari
Manba:
muallif hisob-kitoblari.
Grafikimzdan
ko‘rinib turibdiki Kimyo sanoatiga kiritilayotgna investitsiyalar miqdori
yildan yilga o‘sishga erishmoqda. Pandemiya davridan keyin kimyo sanoatiga kiritilayotgan
investitsiyalar sezilarli darajada o‘sganini ko‘rishimiz mumkin.
2025-2028-
yillar oralig‘ida ham
kimyo sanoatiga kiritilayotgan investitsiyalar AR modeliga asosan barqaror o‘sishi prognoz
qilindi. Kimyo sanoatidagi investitsiyalar hajmining o‘sishi mamlakatdagi investitsion
muhitning yaxshilanayotganidan darak beradi.
6-rasm. Kimyo mahsulotlari ishlab chiqarish hajmining prognoz qiymalari
Manba:
muallif hisob-kitoblari.
Yuqorida qayd etilgan ekzogen o‘zgaruvchilarning prognoz qiymatlari empirik asosida
ifodalanilgan qiymatlarga erishsa, Kimyo mahsulotlari ishlab chiqarish hajmi 2024-yilga kelib
51388.46 mlrd.so‘m
ga, 2025-yilda
53052.13 mlrd.so‘m
ga, 2026-yilga borib 54539.69
mlrd.so‘m
, 2027-
yilga borib bu ko‘rsatkich 55864.96 mlrd.so‘m
va 2028-yilga borib bu
ko‘rsatkich 57041.71 mlrd.so‘m
oshishi empirik asoslab berildi.
Grafikdan ko‘rinib turibdiki,
2020-
yildan keyin qisqa muddatli pasayishdan so‘ng, ishlab chiqarish hajmi sezilarli darajada
tiklanib, barqaror o‘sishga erishgan. Bu holat, mavjud infratuzilmaviy islohotlar, ilmiy
-
texnikaviy yangiliklar, xorijiy investitsiyalar oqimi va bozor talabining ortib borayotgani bilan
izohlanadi. Prognoz qilingan qiymatlar asosida, kelgusi yillarda kimyo sanoatida barqaror
o‘sish sur’atlari saqlanib qoladi va bu soha mamlakat iqtisodiyotining yetakchi tarmoqlaridan
biriga aylanishi kutilmoqda.
0
50
00
10
00
0
K
im
yo
s
an
oa
tig
a
ki
rit
ila
yo
tg
an
in
ve
st
is
iy
al
ar
2010
2015
2020
2025
2030
Yillar
0
20
00
0
40
00
0
60
00
0
2010
2015
2020
2025
2030
Yillar
Kimyo mahsulotlari ishlab chiqarish hajmi, mlrd.so'm
Kimo mahsulotlari ishlab chiqarish hajmining prognoz qiymatlari
www.sci-p.uz
III SON. 2025
947
Xulosa va takliflar.
Maqolada O‘zbekiston kimyo sanoatining hozirgi holati, rivojlanish tendensiyalari va
ishlab chiqarish hajmini modellashtirish imkoniyatlari tahlil qilindi. Cobb
–
Douglas ishlab
chiqarish funksiyasi asosida olib borilgan empirik tahlillar kimyo mahsulotlari ishlab chiqarish
hajmiga mehnat va kapital omillarining ta’sirini aniqlab berdi. Tahlil natijalariga ko‘ra, mehnat
resurslarining ta’siri kuchliroq bo‘lib, bu yangi ish o‘rinlari yaratish zarurligini ko‘rsatmoqda.
Regressiya va prognoz modellari asosida ke
lgusi yillarda kimyo sanoatida barqaror o‘sish
davom etishi kutilmoqda. Tadqiqot natijalari sohaga investitsiya jalb etish va samarali
boshqaruv qarorlarini qabul qilishda amaliy ahamiyatga ega.
Adabiyotlar /
Литература
/References:
Bhashin V.K, Seth V.K. (1980) ‘Estimation of production Functions for Indian Manufacturing
Industries’, Indian Journal of Industrial Relations, vol.15, no.3, pp. 395
-409.
Cătălin Angelo Ioan and Ioan, G. (2015). The Complete Theory of Cobb
-Douglas Production
Function. Acta Universitatis Danubius Oeconomica, [online] 11(1), pp.74
–
114. Available at:
https://www.researchgate.net/publication/273205094_The_Complete_Theory_of_Cobb-
Douglas_Production_Function.
Hagendorf K. (2009) ‘The Cobb
-
Douglas Production Function and Political Economy’,
Journal of Political Economy, vol.69, no.8, pp. 69-79.
Hossain M.M., Majumder A.K, Basak T. (2012) ‘An Application of Non
-Linear Cobb-Douglas
Production Function to Selected Manufacturing Industries in Bangladesh’, Open Journal of
Statistics, vol. 2, pp. 460-468.
Hossain M.S, Islam A.N. (2013) ‘Productivity Analysis and Measuring the Returns to Scale of
Manufacturing Firms in the South-
West Region of Bangladesh’, IOSR Journal Of Humanities And
Social Science (IOSR-JHSS),vol.17, no.1, pp. 69-77.
Hossain S. I. (1987) Allocative and Technical Efficiency: ‘A Study of Rural Enterprises in
Bangladesh’, The Journal of Developing Economics, vol.25, no.1, pp. 56
-72.
Ioan, A. (2015). The Complete Theory of Cobb-Douglas Production Function. Acta
Universitatis Danubius. Œconomica, [online] 11(1). Available at:
danubius.ro/index.php/oeconomica/article/view/2675
Kehindi A.L, Awoyem T.T. (2009) ‘Analysis of Economics Efficiency in Sawn wood Production
in Southwest Nigeria’, Journal of Human Ecology, vol.26, no.3, pp. 175
-183.
Khasan Sabirov, (2024)
3 № 0003: Nordic Studies in Academic Research
(n.d.) O‘zbekiston respublikasi milliy statistika qo‘mitasi ma’lumotlari.
trade.gov (n.d.). Uzbekistan - Chemicals. [online] www.trade.gov. Available at:
https://www.trade.gov/country-commercial-guides/uzbekistan-chemicals.
Uzkimyosanoat.uz.
(2021).
‘O’zkimyosanoat’
AJ.
[online]
Available
at:
https://special.uzkimyosanoat.uz/oz/press/news/matbuot-anjumani-2021-yakunlari
Wu D.M. (1975) ‘Estimation of the Cobb
-
Douglas Production Function’, Econometrica, vol.
43, no.4, pp. 739-744.
