“Иқтисодиёт ва инновацион технологиялар” илмий электрон журнали. № 6, ноябрь-декабрь, 2018 йил
1
6/2018
(
№
00038)
ВАҚТЛИ ҚАТОРЛАР АСОСИДА ХОРИЖИЙ ТУРИСТЛАР МИҚДОРИНИ
ПРОГНОЗЛАШ
Мўминов Холмурод Исроилович
БухДУ кафедра доценти, и.ф.н.
E-mail:
Аннотация:
Мақолада туризмнинг ривожланиш жараёнини моделлаштириш ва
прогнозлаш масалалари кўриб чиқилган. Ҳудуддаги туризм ҳолати ва динамикасини
белгилаб берувчи асосий омилларнинг ўзаро боғлиқлиги ва таъсири тасвирланган.
Аннотация:
В
статье
рассматриваются
вопросы
моделирования
и
прогнозирования процессов развития туризма. Описаны взаимодействия и взаимосвязи
основных факторов, определяющих состояние и динамические характеристики туризма в
региональном масштабе.
Abstract:
In the article modeling and forecasting of tourism development is considered.
Interaction and interrelationship between main factors determining the stateand dynamic
characteristics of tourism in a regional scale are described.
Калит сўзлар:
туризм, корреляция, вақтли қаторлар, регрессион таҳлил,модел,
прогнозлаш.
Кириш
Туризм
деганда
жисмоний
шахснинг
доимий
истиқомат
жойидан
соғломлаштириш, маърифий, касбий-амалий ёки бошқа мақсадларда борилган
жойда (мамлакатда) ҳақ тўланадиган фаолият билан шуғулланмаган ҳолда, бир йил
муддатда саёҳат қилиши тушунилади.
Мамлакатга ташриф буюрадиган туристлар товарларни харид қилиши,
маънавий эҳтиёжларини қондириши, турли хизматлардан баҳраманд бўлиши
ҳудуддаги ишлаб чиқарувчилар фаолиятига рағбат бўлиб ҳисобланади.
Туризмнинг иқтисодий, ижтимоий-маданий, табиий таъсирларининг ижобий
ва салбий томонларини ҳисобга олган ҳолда, мамлакатимизда туризмнинг янада
ривожланишига, соҳанинг миллий иқтисодиётда эгаллаган даражасини оширишга
ҳукумат томонидан катта эътибор берилмоқда.
Фзбекистон Республикаси Президентининг 2016 йил 2 декабрдаги “Фзбекистон
Республикасининг туризм соҳасини жадал ривожлантиришни таъминлаш чора-
тадбирлари тўғрисида”ги ПФ-4861-сонли ҳамда 2018 йил 3 февралдаги “Фзбекистон
Республикаси туризм салоҳиятини ривожлантириш учун қулай шароитлар яратиш
бўйича қўшимча ташкилий чора-тадбирлар тўғрисида”ги ПФ-5326-сонли фармонлари
туризмни ривожлантириш учун қулай иқтисодий ва ташкилий-ҳуқуқий шарт-шароит
яратиш, ҳудудларнинг улкан туризм салоҳиятидан янада тўлиқ ва самарали
фойдаланиш, соҳага инвестицияларни фаол жалб қилиш, инновацион ғоя ва
технологияларни жорий этиш, шунингдек, мамлакатнинг бой табиий, маданий ва
тарихий меросининг мавжуд ресурслари ва имкониятларидан фойдаланиш ҳисобига
туризмнинг ривожланиши учун қулай шароитлар яратишга ижобий таъсир қилди.
Сўнгги йилларда туризм соҳасида қонунчилик базасини, транспорт,
меҳмонхона, дам олиш ва спорт-соғломлаштириш, кўнгил очар масканлар, тарихий
обидалар ва маданий мерос объектлари инфратузилмасини ривожлантириш,
хорижий давлатлар билан алоқаларни ривожлантириш, виза олиш тартибини
“Иқтисодиёт ва инновацион технологиялар” илмий электрон журнали. № 6, ноябрь-декабрь, 2018 йил
2
6/2018
(
№
00038)
соддалаштириш, кадрлар тайёрлаш, сайёҳлик инфратузилмаси объектларини барпо
этиш ишлари жадал бормоқда [1,2].
Туризм соҳасини ривожланиш тенденцияларини моделлаштириш, соҳа
ривожига таъсир қилувчи омиллар ва шарт-шароитларнинг таъсир даражасини
таҳлил қилиш ҳамда соҳанинг яқин келажакда ривожланишини прогнозлаш долзарб
масала бўлиб, ишда вақтли қаторлар асосида мамлакатимизга ташриф буюрадиган
хорижий туристлар миқдорини моделлаш ва прогнозлаш масаласи ўрганилган.
Мавзуга оид адабиётлар таҳлили
Туризм соҳасида иқтисодий жараёнларни моделлаштириш ва прогнозлаш
кўплаб иқтисодчи олимлар томонидан амалга оширилган бўлиб, бу жараён ҳозирги
вақтда ҳам долзарб масала сифатида давом этмоқда.
Киселова И.А., Трамова А.М. тадқиқотларида туризмда талаб ҳудудга ташриф
буюрувчи туристлар ёки улар томонидан қилинадиган харажатлар ёрдамида
шаклланишини кўрсатиб, натижа сифатидаги ташриф буюрувчи туристлар миқдорига
омиллар сифатида аҳоли жон бошига даромад, туризмдаги нархлар, транспорт
харажати, валюта айирбошлаш курсининг таъсири кўп омилли модель сифатида
ўрганилган ҳамда Кабардин-Болқон республикасида туристлар ташрифи прогнози
ишлаб чиқилган [3].
Chhorn T. ва Chaiboonsri Ch. 2000-2017 йиллар оралиғида Комбоджага ташриф
буюрадиган туристлар моделини вақтли қаторлар асосида ишлаб чиққанлар.
Эътиборга молик жиҳати шундаки, прогнозлаш логарифмик тўғри чизиқ тенгламаси
асосида амалга оширилиб, LM тест ёрдамида, вақтли қаторнинг мода, медиана,
максимум ва минимум, гомоскедеклик ҳолати таҳлил қилинган [4].
Petrevska B. ўз тадқиқотида Македонияга сўнгги 18 йил давомида ташриф
буюрган хорижий туристлар тенденциясининг моделини вақтли қаторлар асосида
ишлаб чиқиб, моделдаги стандарт хатоликни кузатувлар сонига боғлиқ ҳолда, яъни
кузатувлар сони тескари қийматининг квадрат илдиз натижаси кўринишида ҳисоблаб
кўрсатган [5].
Эквадор Республикаси иқтисодчи олимлари Ж. Амаикуэма ва Л. Амаикуэма
туризмнинг мамлакат иқтисодиётида тутган ўрни тўғрисида фикрларини билдириб,
2000-2016 йиллар оралиғида ташриф буюрувчи хорижий туристлар миқдорининг
таҳлили ARIMA модель Филипп-Перрон (PP) ва Диккэй-Фуллер (DF) тестлари асосида
амалга оширилган. Таҳлиллар хорижий туристлар ташрифи ойлар бўйича турлича
кўрсаткичга эга эканлиги ва туризмдан даромад нархлар ўсишига, туристларнинг ўз
мамлакатлари ва Эквадордаги нархлар, валюта курси каби омилларга боғлиқлигини
кўрсатган [6].
Таиланд олимлари Чаибунсри Ч. ва Чаитип П. Ҳиндистонга ташриф буюраётган
хорижий туристларнинг саёҳат муддати (давомийлиги, кун ҳисобида) регрессион
модель сифатида таҳлил қилинган бўлиб, ўзгарувчи омиллар сифатида ҳудуддаги
социал-демографик,
саёҳат
имкониятлари,
ижтимоий,
иқтисодий,
табиий
ривожланиш омиллари белгилаб олинган. *7+
Морозов М.А. ва Морозова Н.С. туристик манзил ривожининг моделини туризм
самарадорлик кўрсаткичларини ошириш имконияти таъминланадиган яхлит тизимни
таклиф қилиб, бу тизимда туризм соҳаси самарадорлик кўрсаткичларининг ижобий
томонга ўзгариш сабабларини изоҳлаб беришган [8].
“Иқтисодиёт ва инновацион технологиялар” илмий электрон журнали. № 6, ноябрь-декабрь, 2018 йил
3
6/2018
(
№
00038)
Ҳодиев Б., Шодиев Т., Беркинов Б. мураккаб ижтимоий ҳодисалар
кўрсаткичларининг ўзгариш тенденцияларини фақат тренднинг у ёки бу тенгламаси,
чизиғи билан ифодаланиши, амалиётда кўпинча вақт қаторлари трендларининг тўғри
чизиқли, параболик, гиперболик, экспоненциал, логарифмик ва логистик турларидан
фойдаланишни кўрсатиб ўтганлар. Шунингдек, бу моделларнинг тавсифини баён
қилиб, тренд мавжудлигини ҳисоблаш усуллари ҳақида фикр билдирганлар.[9]
Мамаева З.М. вақтли қаторларда тренд мавжудлигини аниқлашда Фостер-
Стьюарт усулининг қўлланилиши, вақтли қаторлар асосида ишлаб чиқилган модель
сифатини, регрессия тенгламаси ва параметрларининг статистик мазмунини, тренд
моделларининг сифатини аниқлаш йўллари батафсил кўрсатилган бўлиб, модель ва
прогноз ишлаб чиққан ҳолатда Стьюдент t-меъзони, Фишер F-меъзони, Дарбон-
Уотсон d-меъзони кўрсатилган жадвалдаги назарий кўрсаткичлардан фойдаланиш
бўйича қоидаларини баён қилган [10].
Аллен Л. Вебстер вақтли қаторларни текислашда сирғанчиқ ўртача қаторлар
ҳосил қилиш, экспоненциал текислаш ва тўғри чизиқли тренд тенгламаларининг
қўлланилиши, вақтли қаторлар асосида прогнозлашда тўғри чизиқли регрессия тренд
тенгламаларидан фойдаланиш зарурлигини кўрсатади [11].
Тадқиқот методологияси
Вақтли қаторларни текислаш ҳамда вақт асосида прогнозлашнинг хилма-хил
усуллари мавжуд бўлиб, энг кўп қўлланиладиган қуйидаги усулларни айтиб ўтиш
жоиз:
1.
Кўрсаткич даврини узайтириш усули;
2.
Фртача сирғалувчи усул;
3.
Экспоненциал текислаш усули;
4.
Тренд тенгламалари.
Кўрсаткич даврини узайтириш усули сўнгги йиллардаги миқдорларнинг узоқ
даврлар учун ўртача миқдорларини ҳисоблаш ва келгуси давр учун ҳам шу ўртача
миқдорни прогноз қилиш ёрдамида амалга оширилади.
Фртача сирғалувчи усулда даврлар бўйича ҳақиқий миқдорларнинг арифметик
ўртачалари ҳисобга олинади ва бунда кескин юксалиш ҳамда пасайиш кўрсаткичлари,
вақтли қаторлардаги “қавариқ” миқдорлар, “сирғанчиқ” текис қаторларга
айлантирилади.
Экспоненциал текислаш усули сўнгги даврлар миқдорлари ва экспоненциал
параметри асосида вақтли қаторларни текислаш усули бўлиб, қисқа муддатли яқин
келажак учун прогноз ишлаб чиқишга қулай ҳисобланади. Узоқ даврларга прогнозни
амалга оширганда, олинадиган натижа бир-бирига яқин ёки тенг бўлиб қолади. Бу
усулда Браун томонидан ишлаб чиқилган экспоненциал текислаш формуласидан
фойдаланилади:
(1);
Бу ерда: y
n+1
–текисланган ёки прогноз қилинаётган давр маълумоти;
y
n
– жорий давр маълумоти;
y
n-1
– базис (ўтган) давр маълумоти.
α – экспоненциал текислаш параметри.
Экспоненциал текислаш параметри қуйидаги формула билан ҳисобланади:
(2);
“Иқтисодиёт ва инновацион технологиялар” илмий электрон журнали. № 6, ноябрь-декабрь, 2018 йил
4
6/2018
(
№
00038)
Бу ерда: m – кузатувлар сони.
Экспоненциал текислаш параметри (α) 0 ва 1,0 оралиқда жойлашиб, 0<α<0,5
вазият (кузатувлар сони 3 мартадан кўп бўлган вазият), прогноз миқдорда ўтган давр
таъсири, 0,5<α<1,0 вазият (кузатувлар сони 3 мартадан кам бўлган вазият) жорий
давр таъсири юқори, параметрнинг 0,5 га тенг бўлиши иккала давр таъсири тенг
бўлишини кўрсатади.
Шу ўринда айтиш жоизки, баъзи адабиётларда жорий ва ўтган давр
маълумотлари тўғридан-тўғри мутлақ миқдорлар келтирилса, айримларида жорий
маълумот ўрнида жорий ва ўтган давр арифметик ўртача миқдори, ўтган давр
маълумоти ўрнида ўтган ва ундан олдинги йил миқдорларининг арифметик ўртача
миқдори олинади.
Экспоненциал текислаш натижасида олинган маълумотлардаги ўртача нисбий
хатолик (е) қуйидаги формула билан аниқланади:
∑
|
|
(3);
Фртача нисбий хатолик 0-10 оралиқда прогноз аниқлиги юқори, 10-20 оралиқда
яхши, 20-50 қониқарли, 50 дан юқори аниқлиги қониқарсиз деб белгиланган.
Тренд тенгламалари бўйича вақтли қаторларни прогнозлаш жуда кенг
тарқалган усул бўлиб, бунда энг содда ва кўп ишлатиладиган тўғри чизиқли тренд
тенгламаси ҳисобланади:
(4);
Бу ерда: Y – натижа, мисолимизда ташриф буюрадиган хорижий сайёҳлар
миқдори;
,
–регрессия тенгламаси параметрлари;
– вақтли қаторлар.
Шу ўринда айтиш жоизки, бир омилли регрессия тенгламасида а
1
қийматининг
юқори бўлиши натижага омилнинг таъсири юқорилигини, а
0
қийматнинг юқорилиги
натижага бошқа омиллар таъсири юқорилигини кўрсатади.
Кичик квадратлар усули ёрдамида бу регрессия тенгламасидан параметрларни
аниқлаш мақсадида, тенгламалар системаси ҳосил қиламиз:
(5);
Тенгамалар системасидан ташқари, регрессия тенгламаси параметрлари анча
содда усул ҳисобланган ўртача миқдорлар ёрдамида ҳам ҳисобланади:
̅̅̅̅ ̅ ̅
̅
̅
(6);
̅
̅
(7);
Ишлаб чиқилган моделнинг биринчи шарти ҳақиқий ҳолат ва моделдаги
натижаларнинг умумий қийматлари ва ўртача миқдорларининг тенг бўлишидир.
Яъни,
∑
∑
̂
ёки
∑
∑
̂
ва
̅
̂̅
Тузилган тенглама (модел) қуйидаги мезонлар бўйича баҳоланади:
а) Детерминация коэффициенти;
б) Фишер мезони;
в) Стьюдентмезони;
“Иқтисодиёт ва инновацион технологиялар” илмий электрон журнали. № 6, ноябрь-декабрь, 2018 йил
5
6/2018
(
№
00038)
г) Дарбин-Уотсон мезони;
д) Аппроксимация хатолиги.
Тренд моделларнинг сифатини детерминация коэффициенти(R
2
) билан таҳлил
қилганда қуйидаги формула қўлланилади:
(8);
Маълумки, детерминация коэффциенти 0 ва 1 оралиқда бўлиб, натижанинг 0 га
яқинлиги ҳодисалар (кўп ҳолларда, омил ва натижа) ўртасида боғланиш
кучсизлигини, 0 га тенг бўлиши боғланиш умуман йўқлигини, 1,0 га яқинлиги
боғланиш жуда кучли эканлигини англатади.
Бу ерда: R
2
-детерминация коэффциенти;
ESS- тасодифий вариация қиймати (
explained sum of squares);
TSS- жами вариация қиймати (
total sum of squares
).
Моделнинг статистик аҳамиятини Фишернинг F-меъзони (F) бўйича аниқлаш
мумкин:
(9);
Бу ерда: n-кузатувлар сони;
m-омил ўзгарувчилар сони;
RSS-тенденция вариацияси қиймати (
residualsumofsquares
).
Регрессия а
0
параметри статистик мазмунига қуйиладиган талаб
бўлиб, у қўйидагича аниқланади:
|
|
(10);
∑
̅
(11);
Бу ерда:
- Стьюдентнинг tмеъзони
1
.
Модел аниқлигини аппроксимация ўртача нисбий хатоси (δ) ёрдамида
ҳисоблаймиз:
⁄ ∑
|
|
(12);
Вақтли қатор элементлари статистик мустақилликка эга бўлиши, қийматлар
ўртасида автокорреляция мавжуд бўлмаслиги зарур. Бу ҳолатни текшириш учун
Дарбин-Уотсон меъзони (
d
) бўйича таҳлил ўтказилади:
∑
∑
(13);
Дарбин-Уотсон меъзонининг мумкин бўлган қийматлари 0-4 оралиқда ётади.
Агарқаторда автокорреляция бўлмаса, унинг қийматлари 2,0 атрофида тебранади.
Ҳисоблаб топилган ҳақиқий қийматлари жадвалдаги қиймат билан
таққосланади.
Агарда
d
ҳақ
d
паст
бўлса, қатор автокорреляциягаэга; d
ҳақ
d
юқори
бўлса, у
автокорреляцияга эга эмас;
d
паст
d
ҳақ
d
юқори
бўлса текширишни давом эттириш лозим.
Ишлаб чиқилган моделга асосан, келгуси йиллар прогнози тайёрланади. Бу
прогноз кўрсаткичлари Стьюдент назарий t меъзони бўйича келгуси йил учун ишлаб
1
Мазкур мезон Стьюдент тахаллусли инглиз математиги Уильям Госсет томонидан ишлаб чиқилган.
“Иқтисодиёт ва инновацион технологиялар” илмий электрон журнали. № 6, ноябрь-декабрь, 2018 йил
6
6/2018
(
№
00038)
чиқилган прогнознинг юқори ва қуйи оралиғида жойлашиши талаб қилинади.
Яъни,
(14);
Буерда:
– жорий давр маълумоти;
– Стъюдент меъзонининг назарий миқдори;
(
̅
∑
̅
)
(15);
Таҳлил ва натижалар
Фзбекистон бўйича 2005-2016 йиллар оралиғида ташриф буюрган хорижий
сайёҳлар сони 2,6 мартага, туристик фирма ва ташкилотлар 1,7 мартага,
меҳмонхоналар миқдори 3,1 мартага ва меҳмонхоналардаги ўринлар миқдори 2,2
мартага ошган (1-жадвал).
1-жадвал
2005-2016 йилларда Фзбекистонга ташриф буюрган хорижий сайёҳлар, туристик
фирма ва ташкилотлар, меҳмонмонхоналар ва улардаги ўринлар миқдорининг
ўзгариши
Йиллар
Хорижий
сайёҳлар, минг
киши, Y
Туристик
фирма ва
ташкилотлар,
бирлик
Меҳмонхоналар
миқдори, бирлик
Меҳмонхоналардаги
ўринлар миқдори,
минг бирлик
2005
577,2
258
239
17,152
2006
621,9
286
241
16,985
2007
764,9
399
261
17,545
2008
822,5
346
279
16,284
2009
841
324
309
17,268
2010
946,8
313
434
22,6
2011
1122,1
332
500
25,526
2012
1189,6
358
483
26,835
2013
1216,4
336
541
29,059
2014
1271,9
343
613
32,969
2015
1325,2
398
661
34,898
2016
1513,1
433
750
37,795
Фзгариш, 2016 йил
2005 йилга нисбатан,
марта
2,6
1,7
3,1
2,2
Манба: Фзбекистон Республикаси Статистика қўмитаси маълумотлари
Сўнгги 12 йил мобайнида ташриф буюрадиган сайёҳлар сони ортиб бориши
билан уларга хизмат кўрсатадиган туристик фирма ва ташкилотларнинг ўзгариши
юқори даражада эмас. Ушбу даврда меҳмонхоналар сони 3,1 мартага, улардаги
ўринлар сони 2,2 мартага ошганлиги, сўнгги йилларда кам ўринли кичик
меҳмонхоналар кўплаб ташкил қилинганлигини билдиради.
Ташриф буюрган хорижий сайёҳлар ҳамда туристик фирма ва ташкилотлар
миқдорлари ўзгариши ўртасида боғланиш корреляция коэффициенти жуда кучсиз
бўлиб, бу кўрсаткичларни омил ва натижа сифатида белгилаш ва прогноз ишлаб
чиқиш кутилган натижани бермайди. Бу ҳолатни график ёрдамида ҳам кўриш
мумкин (1-расм).
Мамлакатга ташриф буюраётган сайёҳлар миқдори йил сайин ошиб бориш
хусусиятига эга бўлиб, бундай ўзгариш туристик фирма ва ташкилотлар миқдорида
“Иқтисодиёт ва инновацион технологиялар” илмий электрон журнали. № 6, ноябрь-декабрь, 2018 йил
7
6/2018
(
№
00038)
кўзга ташланмайди. Расмда тасвирланган мамлакатга ташриф буюрадиган сайёҳлар
миқдори тренд (тенденция) чизиғи биссектрица чизиғига ўхшаш ўсиб бориш
хусусиятига эга бўлиб, туристик фирма ва ташкилотлар миқдори чизиғи горизонталь
ўқга параллель ҳолатда бир хил миқдорларни сақлаб қолмоқда. Бу эса икки ҳодиса
боғлиқлиги кучсизлигини, ҳодисалар ўзгаришида ўхшашлик камлигини, туристик
фирма ва ташкилотлар сайёҳларни мамлакатга жалб қилишда ўрни камлигини,
туристик фирма ва ташкилотлар фаолиятини келгуси тадқиқотларда чуқурроқ таҳлил
қилишни талаб қилади.
График маълумотлари ташриф буюрган хорижий сайёҳлар вақт билан
ҳамоҳангликда ўзгараётганини кўрсатмоқда, бу ҳолат эса вақтли қаторлар асосида
келгусида мамлакатимизга келадиган туристлар сонини прогнозлаш мақсадга
мувофиқлигини кўрсатади.
Вақтли қаторни Фостер-Стьюарт усули билан таҳлил қилишимиз натижаси
қуйидаги кўринишга эга бўлди:
∑
∑
(16);
Бу ерда:
{
,
{
;
Йиғиндининг
нолга
тенг
бўлмаганлиги
вақтли
қаторда
тенденция
мавжудлигини ва модель ҳамда прогноз ишлаб чиқиш мумкинлигини англатмоқда.
1-расм. 2005-2018 йилларда Фзбекистонга ташриф буюрган хорижий сайёҳлар
ҳамда туристик фирма ва ташкилотлар миқдори
Манба: Фзбекистон Республикаси Статистика қўмитаси маълумотлари асосида тайёрланган
Мисолимизда, кузатувлар сони ўрганилаётган даврга, яъни 12 га тенг бўлиб,
экпоненциал текислаш параметри α=0,15 га тенг бўлмоқда.
Жорий ва ўтган давр маълумотларини иккита вариантда қабул қилган ҳолда,
2017-2021 йиллар прогноз маълумотини ишлаб чиқдик (2-жадвал).
Биринчи вариантда прогноз миқдор қуйидагича ҳисобланди:
(17);
Иккинчи вариантда прогноз миқдор қуйидагича ҳисобланди:
(18);
577,2
621,9
764,9
822,5
841
946,8
1122,1
1189,6
1216,4
1271,9
13
25
,2
1513,1
258
286
399
346
324
313
332
358
336
343
398
433
0
200
400
600
800
1000
1200
1400
1600
2005
2006
2007
2008
2009
2010
2011
2012
2013
2014
2015
2016
Ташриф буюрган хорижий сайёҳлар, минг киши, Y
Туристик фирма ва ташкилотлар, бирлик
“Иқтисодиёт ва инновацион технологиялар” илмий электрон журнали. № 6, ноябрь-декабрь, 2018 йил
8
6/2018
(
№
00038)
Ҳосил бўлган иккала вақтли қаторда ҳам экспоненциал текислаш параметри (α)
0 га яқин, яъни α=0,15 бўлганлиги сабабли, прогноз миқдорларга ўтган давр
кўрсаткичи юқори таъсир қилган. 1-вариантдаги вақтли қаторларда “қавариқлар”,
кескин пасайиш ва юксалиш кўзга ташланади, 2-вариантдаги вақтли қаторда бундай
ҳолатлар ўртача миқдорлар таъсирида силлиқлашиб, сирғанчиқ қатор юзага келган.
Мисолимизда нисбий хатолик 10-20 оралиқда бўлиб прогноз аниқлиги яхши
эканлигини кўрсатмоқда. Айниқса, 1-вариант ҳақиқий ҳолатга яқин кўрсаткичларга
эга эканлигидан, 2-вариантга нисбатан аниқлиги юқорироқ бўлган.
Бу усулдан жуда қисқа давр прогнозида фойдаланилади. Масалан,
мисолимизда кейинги беш йил учун прогноз тузилган бўлиб, 1-вариантдаги вақтли
қаторда “қавариқ” миқдорлар мавжудлиги сабабли, прогноз қилинган вақтли
қаторнинг кейинги давр миқдорлари бир хил 1426,8 минг киши, 2-вариантдаги
сирғанчиқ вақтли қаторлар ҳисобига 2034 йилдан сўнгги прогноз вақтли қаторлардаги
миқдорлар бир хил 1413,5 минг кишига тенг бўлмоқда.
Натижада, қўйидаги регрессия тенгламасига эга бўлдик:
̂
(19);
2-жадвал.
Экспоненциал текислаш усули асосида ташриф буюрадиган туристлар миқдорининг
прогнози, минг киши
Йиллар
Ташриф
буюрган
хорижий
сайёҳлар, Y
Жорий ва ўтган даврларнинг
мутлақ миқдори асосида
прогноз миқдор, 1-вариант
Жорий ва ўтган даврларнинг
ўртача миқдорлари асосида
прогноз миқдор, 2-вариант
Y
pr
,
Фртача нисбий
хатолик, е, %
Y
pr
Фртача нисбий
хатолик, е, %
2005
577,2
-
-
-
-
2006
621,9
-
-
-
-
2007
764,9
-
-
-
-
2008
822,5
643,4
21,8
613,6
25,4
2009
841
773,5
8,0
708,4
15,8
2010
946,8
825,3
12,8
799,4
15,6
2011
1122,1
856,9
23,6
841,1
25,0
2012
1189,6
973,1
18,2
915,0
23,1
2013
1216,4
1132,2
6,9
1052,7
13,5
2014
1271,9
1193,6
6,2
1162,9
8,6
2015
1325,2
1224,7
7,6
1209,2
8,8
2016
1513,1
1279,9
15,4
1252,3
17,2
2017
-
1353,4
-
1316,6
-
2018
-
1489,1
-
1421,7
-
2019
-
1373,7
-
1429,1
-
2020
-
1471,8
-
1395,5
-
2021
-
1388,5
-
1423,4
-
Фртача
1017,7
1141,4
13,4
1110,1
17
Манба: Муаллиф томонидан тайёрланган.
Ишлаб чиқилган регрессия тенгламаси асосидаги моделнинг сифати, мазмуни
ва аниқлиги таҳлил қилинди (3-жадвал).
Мисолимизда ташриф буюрганлар йиғиндиси
∑
∑
̂
минг
киши ва ўртача миқдор
̅
̂̅
минг киши бўлиши, бу эса моделнинг
“Иқтисодиёт ва инновацион технологиялар” илмий электрон журнали. № 6, ноябрь-декабрь, 2018 йил
9
6/2018
(
№
00038)
дастлабки шарти бажарилганлигини англатади.
8-формула асосида ҳисобланадиган
детерминация коэффициентининг
мисолимизда 0,98 га тенг бўлиши (
) хорижий сайёҳлар келиши
вақтга боғлиқлиги жуда кучли эканлигини ва вақт бўйича тузилаётган модель ўринли
эканлигини англатади.
Фишернинг F-меъзони 1-жадвал маълумотлари ва 9-формула асосида
қўйидагича ҳисобланди:
(20);
Аниқланган миқдор m=1, n=12, α=0,05 вазият учун жадвалда кўрсатилган
Фишернинг назарий F-меъзони 4,75 миқдоридан анча юқорилиги модель статистик
мазмунга эга эканлигини билдиради.
10-формула асосида регрессия а
0
параметри статистик мазмуни қўйидагича
ҳисобланди:
√
(21);
⁄
11,15 (22);
3-жадвал
Моделнинг тавсифи
Йил
t
Ташриф буюрган
хорижий сайёҳлар,
минг киши, Y
Ташриф буюрадиган
хорижий сайёҳлар,
прогноз, минг киши,
̂
=(
̂
-
)
2
(Y-
̅
)
2
(
̂
-
̅
)
2
(t-
̅
)
2
|
|
2005
1
577,2
568,4
77,3
194054,9 201880,9 30,3
1,5
2006
2
621,9
650,1
795,1
156670,8 135143,4 20,3
4,5
2007
3
764,9
731,8
1096,2
63916,3 81753,4 12,3
4,3
2008
4
822,5
813,5
81,3
38109,5 41710,9 6,3
1,1
2009
5
841
895,2
2935,2
31228,8 15015,9 2,3
6,4
2010
6
946,8
976,9
904,2
5029,2
1668,4 0,3
3,2
2011
7
1122,1
1058,6
4036,9
10895,9 1668,4 0,3
5,7
2012
8
1189,6
1140,3
2434,8
29543,9 15015,9 2,3
4,1
2013
9
1216,4
1221,9
30,8
39475,1 41710,9 6,3
0,5
2014
10
1271,9
1303,6
1007,6
64609,2 81753,4 12,3
2,5
2015
11
1325,2
1385,3
3616,2
94546,0 135143,4 20,3
4,5
2016
12
1513,1
1467,0
2122,6 245404,6 201880,9 30,3
3,0
Жами:
∑
=78
∑
=12212,6
∑ ̂
=12212,6
RSS=
19138,3
TSS=
973484,2
ESS=
954345,9
143,0 41,4
Фртача:
̅
=6,5
̅
=1017,7
̂
̅
=1017,7
3,45
Манба: муаллиф томонидан тайёрланган.
t ҳақиқий меъзони 42,82 жадвалдаги n-12 ва α-0,05 ҳолатдаги талаб
қилинадиган tназарий меъзони 2,179 дан юқорилигидан
параметр статистик
мазмунга эга.
“Иқтисодиёт ва инновацион технологиялар” илмий электрон журнали. № 6, ноябрь-декабрь, 2018 йил
10
6/2018
(
№
00038)
Модель аниқлигини аппроксимация ўртача нисбий хатоси формуласи (12-
формула) ёрдамида ҳисоблаймиз:
(23);
Аппроксимация ўртача нисбий хатоси 10,0 фоиздан кам, 3,45 фоизга тенглиги
моделнинг аниқлиги жуда юқорилигини кўрсатади.
Вақтли қатор элементлари ўртасида автокорреляция мавжуд эмаслигини
Дарбин-Уотсон меъзони (
d
) бўйича таҳлил қилишда кузатувлар сони 12 га, омил 1 га
тенг ҳолатда жадвалда d
паст
=0,97;
d
юқори
=1,33 сифатида белгиланганлигини инобатга
олиб, 13-формула ва 4-жадвалдаги Дарбин-Уотсон меъзонига тегишли маълумотлар
асосида ҳисобладик.
∑
∑
(24);
d
ҳақ
нинг d
юқори
ва 2,0 оралиғида жойлашуви, яъни 1,33<1,83<2,0 ҳолат вақтли
қаторлар
қийматларида
автокорреляциянинг
йўқлиги
моделлаштириш
ва
прогнозлаш тўғри бораётганидан дарак беради.
4-жадвал
Дарбин-Уотсон меъзонининг ҳисобланиши
Йиллар
Хорижий
сайёҳлар, минг
киши, Y
Хорижий сайёҳлар,
прогноз, минг киши, Ŷx
2005
577,2
568,4
-8,8
77,3
2006
621,9
650,1
28,2
-8,8
37,0
795,1
1368,5
2007
764,9
731,8
-33,1 28,2
-61,3
1096,2
3758,5
2008
822,5
813,5
-9,0
-33,1
24,1
81,3
580,5
2009
841
895,2
54,2
-9,0
63,2
2935,2
3993,4
2010
946,8
976,9
30,1
54,2
-24,1
904,2
581,1
2011
1122,1
1058,6
-63,5 30,1
-93,6
4036,9
8762,3
2012
1189,6
1140,3
-49,3 -63,5
14,2
2434,8
201,4
2013
1216,4
1221,9
5,5
-49,3
54,9
30,8
3013,2
2014
1271,9
1303,6
31,7
5,5
26,2
1007,6
686,1
2015
1325,2
1385,3
60,1
31,7
28,4
3616,2
806,2
2016
1513,1
1467,0
-46,1 60,1
-106,2
2122,6
11279,9
Жами
12212,6
12212,6
0,0
46,1
-37,3
19138,3
35031,1
Манба: Муаллиф тадқиқотлари асосида тайёрланган.
Моделнинг ишончлиги аниқлангандан сўнг, 14 ва 15-формулалардаги талаблар
асосида келгуси йиллар прогнози асослигини текширамиз:
(
̅
∑
̅
)
(
)
(25);
√ √
(26);
“Иқтисодиёт ва инновацион технологиялар” илмий электрон журнали. № 6, ноябрь-декабрь, 2018 йил
11
6/2018
(
№
00038)
5
7
7
,2
6
2
1
,9
7
6
4
,9
8
2
2
,5
841
9
4
6
,8
1
1
2
2
,1
1
1
8
9
,6
1
2
1
6
,4
12
71
,9
1
3
2
5
,2
1
5
1
3
,1
568,4
650,1
731,8
813,5
895,2
976,9
1058,6
1140,3
1221,9
1303,6
1
3
8
5
,3
1467,0
1548,7
1630,4
1712,1
1793,8
1875,5
1957,2
2038,9
2120,6
2202,3
2284,0
2365,7
2447,3
0
500
1000
1500
2000
2500
3000
2
0
0
5
2
0
0
6
2
0
0
7
2
0
0
8
2
0
0
9
2
0
1
0
2
0
1
1
2
0
1
2
2
0
1
3
2
0
1
4
2
0
1
5
2
0
1
6
2
0
1
7
2
0
1
8
2
0
1
9
2
0
2
0
2
0
2
1
2
0
2
2
2
0
2
3
2
0
2
4
2
0
2
5
2
0
2
6
2
0
2
7
2
0
2
8
Ташриф буюрган хорижий сайёҳлар, минг киши, Y
Ташриф буюрадиган хорижий сайёҳлар прогнози, минг киши, Yx
Биз ишлаб чиққан модель бўйича 2017 йил прогноз маълумоти 1548,72 минг
киши бўлиб, бу прогноз маълумоти талабга жавоб берганлигини инобатга олиб, 2028
йилгача бўлган прогнозни тайёрладик (2-расм).
2-расм. 2017-2028 йилларда прогноз қилинаётган хорижий туристлар миқдори.
Прогноз маълумотлари 2017-2028 йиллар оралиғида ташриф буюрадиган
хорижий сайёҳлар миқдори барқарор кўпайиб бориб, прогноз қилинган даврда
мамлакатимизга ташриф буюрадиган туристлар миқдори 1,6 мартага кўпайиши
кутилмоқда.
Хулоса ва таклифлар
Жаҳон миқёсида хорижий туристларнинг миқдори ошиб, туризм манзили
ўзгариб бораётган ҳозирги вақтда мамлакатимизга хорижий туристларнинг ташрифи
барқарор ўсиб бораётганлигини кўриш мумкин.
Хорижий туристлар ташрифининг 2021 йилгача прогнозини экспоненциал
текислаш усули ёрдамида ва 2028 йилгача бўлган прогнози тўғри чизиқли тренд
тенгламаси бўйича ишлаб чиқилди. Прогноз маълумотлари мамлакатга ташриф
буюрадиган туристлар миқдорининг барқарор ўсиб бориши ва прогноз даврида бу
кўрсаткич 1,6 баробарга кўпайишини билдирмоқда.
Алоҳида таъкидлаш жоизки, туристик фирма ва ташкилотлар фаолияти ташриф
буюрадиган туристлар миқдорига таъсири кучсиз бўлиб, бу ҳолат туристик фирма ва
ташкилотлар фаолиятини кейинги тадқиқотларда чуқурроқ ўрганишни талаб қилади.
Сўнгги йилларда жаҳон миқёсида саргузашт туризмнинг кескин ошиб бориши,
мамлакатимизда
туризмни
ривожлантириш
борасида
хорижий
туристлар
ташрифининг давомийлиги, туризм бозорининг ҳар бир сегментини жалб қилиш
чора-тадбирларини ишлаб чиқиш зарур. Мамлакатимизга ташриф буюраётган ёши
кекса туристлар қисқа муддатда тарихий обидаларни томошаси, ташриф буюраётган
мусулмон туристлар зиёрат, олимлар фақат анжуман фаолияти билан чекланиб
қолишини олдини олиш, уларни мамлакатимизда узоқроқ муддат саёҳат
қилишларига ҳаракат қилиш мақсадга мувофиқ. Бу эса туризм бозоридаги ҳар бир
“Иқтисодиёт ва инновацион технологиялар” илмий электрон журнали. № 6, ноябрь-декабрь, 2018 йил
12
6/2018
(
№
00038)
сегментга мос, турфа хил турпакетларни ишлаб чиқиш ва таклиф қилиш чора-
тадбирларини қисқа муддатда ишлаб чиқишни тақозо қилади.
Хорижий туристлар миқдорини ошириш билан бир вақтда, мамлакатимизда
саёҳат қилиш давомийлигини ошириш, туризмдаги мавсумийликни таҳлил қилиш ва
унинг таъсирини камайтириш, туристик фирма ва ташкилотлар фаолиятини янада
такомиллаштириш, туризм ёрдамида пул тушумини ҳали фойдаланилмаган янги
манбаларини излаб топиш долзарб масала бўлиб, бу масалалар туризм соҳасида
илмий тадқиқот ишларини янада кучайтириш зарурлигини англатади.
Фойдаланилган адабиётлар
1.
Фзбекистон Республикаси Президенти Ш.М.Мирзиёевнинг 2016 йил 2
декабрдаги
“Фзбекистон
Республикасининг
туризм
соҳасини
жадал
ривожлантиришни таъминлаш чора-тадбирлари тўғрисида”ги ПФ-4861-сонли
фармони // Халқ сўзи, 2016 йил 5 декабрь сони 1-2-б.
2.
Фзбекистон Республикаси Президенти Ш.М.Мирзиёевнинг 2018 йил 3
февралдаги “Фзбекистон Республикаси туризм салоҳиятини ривожлантириш учун
қулай шароитлар яратиш бўйича қўшимча ташкилий чора-тадбирлар тўғрисида”ги
ПФ-5326-сонли фармони // Халқ сўзи, 2018 йил 5 февраль сони 1-2-б.
3.
Киселева И.А., Трамова А.М. «Моделирование прогнозирования спроса на
рынке туристических услуг», Ж. «Науковедение», №6 2013, 1-7 стр.
4.
Chhorn T. and Chaiboonsri C. “Modeling and Forecasting Tourist Arrivals to
Cambodja: An Application of ARIMA-GARCH Approach” Journal of Management,
Economics, and Industrial Organization” 2018. р. 1-19.
5.
Petrevska Birjana. “Forecasting international tourism demand: The evidence of
Macedonia” UTMS Journal of Economics 3(1) 2012. p. 45-55.
6.
Amaiquema J.R. and Amaiquema L.I. “Forecasting International demand for
Ecuador” International Journal of Research, 2017. Vol. 5. (Iss. 8) p. 11-17.
7.
Chukiat Chaiboonsri, Prasert Chaitip “The Modeling International Tourism
Demand for Length of Stay in India: Social Development, Economics Development”, Journal
of Knowledge Management, Economics and Information Technology, Vol. II, Issue 2, April
2012. p. 1-8.
8.
Морозов М.А., Морозова Н.С. «Моделирование и прогнозирование развития
туристских дестинаций» Научный журнал «Сервис плюс» Том 8 №3 2014 стр. 32-36.
9.
Ҳодиев Б. Шодиев Т, Беркинов Б. Эконометрика. Фқув қўлланма, Т.:
Иқтисодиёт, 2018. -175 б.
10.
Мамаева З.М. Введение в эконометрику.Учебное пособие, Нижний
Новгород.: Нижегородский госуниверситет, 2010.– 72 стр.
11.
Allen L.Webster. Applied Statistics for Business and Economics.USA, Bredley
University. 1995. -1047 p.
12.
Francis X. Diebold. Econometrics: A Predictive Modeling Approach. University
of Pennsylvania. Edition 2018.-371 р.
