Иқтисодиёт ва таълим / 2020 №
6
235
ТАШҚИ САВДО БОЖХОНА СТАТИСТИКАСИДА КЎРСАТКИЧЛАРНИНГ
КОРРЕЛЯЦИОН ВА РЕГРЕССИОН ТАҲЛИЛ ҚИЛИШ УСУЛЛАРИ
Соатов Санжар Сарварович-
“Божхона тартибга солиниши
ва божхона тўловлари ” кафедраси
ўқитувчиси, божхона хизмати капитани
Аннотация:
Ушбу мақолада Ташқи савдо айланмаси ва божхона тўловлари орасидаги боғланишларни илмий
тадқиқ қилишда корреляцион ва регрессион таҳлил усулларидан фойдаланиш методлари ёзилган.
Калит сўзлар:
Ташқи савдо айланмаси, божхона тўловлари, Корреляцион таҳлил, регрессион таҳлил,
эластиклик коэффициенти, Чеддок шкаласи.
Аннотация:
В данной статье описаны методы корреляционного и регрессионного анализа взаимосвязи
внешнеторгового оборота и таможенных пошлин.
Ключевые слова:
внешнеторговый оборот, таможенные пошлины, корреляционный анализ, регрессионный
анализ, коэффициент эластичности, шкала Чеддока.
Abstract:
This article describes the methods of correlation and regression analysis of the relationship between foreign
trade turnover and customs duties.
Key words:
foreign trade turnover, customs duties, correlation analysis, regression analysis, elasticity coefficient,
Chaddock scale.
Кириш.
Давлатимиз раҳбари ўзлари-
нинг Олий Мажлисга қилган Мурожаатнома-
ларида 2020 йилни “Илм, маърифат ва ра-
қамли иқтисодиётни ривожлантириш йили”
деб эълон қилдилар. Ҳар бир мутахассис, ҳар
бир раҳбар рақамли технологиялардан сама-
рали фойдалана олсагина, ишда унум, ривож-
ланиш ва юксалиш бўлади. Шу сабабли, ҳо-
зирги вақтда божхона органлари фаолиятида
рақамли иқтисодиёт элементларидан унумли
фойдаланиб келинмоқда. Масалан, бугунги
кунда божхона органларида фойдаланиб ке-
линаётган 50 тадан ортиқ автоматлаштирил-
ган ахборот тизимларида рақамли иқтисоди-
ёт ўз аксини топган. Жумладан, божхона юк
декларацияси маълумотлар базасида кўрсат-
кичларни таҳлил қилиш ва натижалар олиш
жараёнлари бунга мисол бўлади.
Айниқса, иқтисодиётнинг асоси бўлган
ташқи савдо операциялари ва ундаги ҳолат-
ларни сабаб оқибат таҳлил усуллари асосида
омилларнинг натижавий кўрсаткичга бўлган
таъсирини аниқлаш, уни баҳолаш ва истиқ-
болни белгилаш каби масалалар божхона ста-
тистикасининг асосий бўғини ҳисобланади.
Шунга кўра, Божхона тўловларининг йиғилув-
чанлиги, яъни натижавий кўрсаткичи у ёки бу
омилларга боғлиқлиги қанчалик батафсил
тадқиқ қилинса, божхона органлари иши
сифатини таҳлил қилиш ва баҳолаш
шунчалик аниқ бўлади. Омилларнинг ўзаро
боғлиқлигива таъсир кучини чуқур ва ҳар
томонлама ўрганмасдан туриб, фаолият нати-
жалари ҳақида асосли хулосалар қилиш,
захираларни аниқлаш, режа ва бошқарув
қоидаларини асослаш мумкин бўлмайди.
Шунга кўра қуйида ташқи савдо ва божхона
тўловлари орасидаги боғлиқликни корреля-
цион ва регрессион таҳлил усулларини кўриб
чиқамиз
Тадқиқот методологияси ҳамда таҳ-
лил ва натижалар.
Корреляцион таҳлил
божхона статистикасида кенг фойдаланила-
диган методлардан бири ҳисобланади. Унинг
амалий аҳамиятини ташқи савдо статисти-
каси маълумотлар кўрсаткичларини таҳлил
қилишда кўриб чиқамиз. Мисол учун қуйида-
ги маълумотлар базаси берилган бўлсин:
Бунда фактор белги:
х
- ташқи савдо ай-
ланмаси қиймати млн.АҚШ долларида ҳамда
натижавий белги:
у
– бюджетга ундирила-
диган божхона тўловлари млн. сўмда бўлсин
деб оламиз.
Статистикада иккита миқдор орасидаги
кореляцион боғланиш мавжудлигини аниқ-
лашнинг бир нечта усуллари мавжуд[1]:
1)
параллел равишда маълумотлар-
ни солиштириш усули
.
х
- фактор миқдорлар
қийматларини ўсиб бориш тартибида жой-
лаштириш, ундан сўнг уларни мос равишда
у
–
натижавий миқдорлар билан кўз чамалаб
солиштириб чиқиш асосида ҳолатни ўрганиш.
Бизнинг мисолда
х
нинг дастлабки 6 та
қийматлари шунингдек,
у
нинг дастлабки 5
та қийматлари ўсяпти шу сабабли
х
ва
у
ўзга-
рувчилар орасида тўғридан тўғри боғлиқлик
мавжуд дейиш қийин (1-жадвал).
СТАТИСТИКА
Иқтисодиёт ва таълим / 2020 №
6
236
1-жадвал
Ташқи савдо айланмаси ва божхона тўлови қийматларининг ойлар бўйича жадвали
Ойлар
Ташқисавдо
айланмаси,
млн. АҚШ долл.
божхона
тўловлари,
млн. сўм.
Январь
27,068
172,17
Февраль
29,889
200,90
Март
34,444
231,83
Апрель
33,158
232,10
Май
37,755
233,40
Июнь
37,554
236,99
Июль
37,299
246,53
Август
40,370
253,62
Сентябрь
37,909
256,43
Октябрь
38,348
261,89
Ноябрь
39,137
259,36
Декабрь
46,298
278,87
2)
график усули -
бу кореляцион боғла-
нишни график кўринишда тасвирлашдир.
Бунинг учун координаталари
х
ва
у
ўзгарув-
чиларнинг қийматларидан иборат бўлган
n
та нуқтани
х0у
координаталар текислигида
белгилаш (1-чизма. Корреляция нуқталари
текислиги) ва уларни кесмалар билан ту-
таштириб чиқиш.
1-чизма. Корреляция нуқталари текислиги
Бизнинг мисолда
х
ва
у
белгилар
орасидаги боғланиш юқорига кўтарилиб
бораётган тўғри чизиққа ўхшайди (2-чизма)
Бу эса ташқи савдо айланмаси ва божхона
тўловлари миқдори орасида чизиқли боғла-
ниш мавжуд деган гипотезани илгари су-
ришга асос бўлади.
Тўплам бирликлари гуруҳларига аж-
ратилган бўлса ва омил белги билан на-
тижавий белги ўртасида тўғри чизиқли
боғланиш мавжуд бўлса боғланиш зичли-
ги корреляция коэффициенти орқали хи-
собанади. Корреляция коэффициентини
қуйидаги формулалар[2] билан ҳисоблаш
мумкин.
(1)
ёки
(2)
S
x
S
y -
ўртача кватратик оғишларни аниқ-
лаш учун дисперсиядан квадрат илдиз чикар-
ганига тенг:
(3)
Корреляция коэффициентини биринчи
бўлиб Англиялик олимлар Гольтон ва
Пирсонлар таклиф қилишган. Кор-реляция
коэффициенти –1 дан + 1 гача оралиқда бў-
лади. Агар корреляция коэффициенти ман-
фий ишора чиқса, боғла-ниш тескари, мусбат
бўлса тўғри чизиқли боғланиш мавжудлиги
тан олинади. Айнан шу хусусият билан бу
кўрсаткич бошқа кўрсаткичлардан фарқ қи-
лади ва бу унинг бошқалардан устунлигидир.
Корреляция коэффициенти бирга яқинлашиб
борган сари боғланиш кучи ошиб бораверади
ва аксинча.
Боғланиш зичлигини характер-
ловчи кўрсаткичларга сифат жиҳатдан баҳо
бериш учун статистикада Чеддок шкалалари
ишлатилади[3].
0
50
100
150
200
250
300
25
30
35
40
45
50
x
y
27,068
172,17
29,889
200,90
33,158
232,10
34,444
231,83
37,299
246,53
37,554
236,99
37,755
233,40
37,909
256,43
38,348
261,89
39,137
259,36
40,370
253,62
46,298
278,87
СТАТИСТИКА
Иқтисодиёт ва таълим / 2020 №
6
237
Чеддок шкалалари
Боғланиш зичлиги
0,1-0,3
0,3-0,5
0,5-0,7
0,7-0,9
0,9-0,99
Боғланиш кучи
бўш
ўртамиёна
сезиларли
юқори
жуда ҳам
юқори
Маълумки, омил белги билан нати-
жавий белги ўртасидаги боғланиш зичлиги
бирга тенг бўла олмайди. Агар бирга тенг
бўлса, улар ўртасида корреляцион боғланиш
эмас, балки функционал боғланиш мавжуд-
дир. Агар нолга тенг бўлса, улар ўртасида
боғлиқлик умуман йўқ.
Чеддок шкалаларидан кўриниб туриб-
дики, боғлиқликнинг қийматлари 0,7 ошган
тақдирда омил белги билан натижавий белги
ўртасида алоқа юқори, 0,9 бўлганда эса жуда
ҳам юқори.
Юқорида келтирилган формулаларга
(1 ва 2) асосланиб 1-жадвалда келтирилган
кўрсаткичнинг корреляция коэффициентини
аниқлайсиз. Бунинг учун қуйидагича жадвал
тузилади.
2-жадвал
Ташқи савдо айланмаси ва божхона тўлови қийматларининг ойлар бўйича
тақсимотини корреляцион формулага келтириш жадвали
Олинган ҳисоб-китоблар шуни кўрсата-
дики ташқи савдо айланмаси билан божхона
тўловлари орасида мусбат корреляцион боғ-
лиқлик мавжуд. Чеддок шкаласи бўйича боғ-
лиқлик жуда ҳам юқори ҳисобланади.
Корреляцион боғланишни текширишда
кўзланадиган иккинчи вазифа бир ҳодиса-
нинг ўзгаришига қараб, иккинчи ҳодиса қан-
ча миқдорда ўзгаришини аниқлашдан ибо-
рат. Афсуски, корреляцион таҳлил усули –
корреляция коэффициентлари бу ҳақида
фикр юритиш имконини бермайди. Регрес-
сион таҳлил деб номланувчи бошқа усул маз-
кур мақсад учун хизмат қилади.
Регрессион таҳлил амалий масалаларни
ечишда муҳим аҳамият касб этади. У натижа-
вий белгига таъсир этувчи белгиларнинг са-
марадорлигини амалий жиҳатдан етарли да-
ражада аниқлик билан баҳолаш имконини
беради. Шу билан бирга регрессион таҳлил
ёрдамида иқтисодий ҳодисаларнинг келажак
даврлар учун истиқбол миқдорларини баҳо-
лаш ва уларнинг эҳтимол чегараларини
аниқлаш мумкин.
Тўғри чизиқли боғланишни ифодалай-
диган бир омилли регрессия тенгламасини
қуйидагича ёзиш мумкин:
СТАТИСТИКА
СТАТИСТИКА
Иқтисодиёт ва таълим / 2020 №
6
238
Yx
= а
0
+ а
1
х (4)
Бу ерда: а
0
– озод хад; а
1
–регрессия
тенгламасининг коэффиценти. Регрессия
тенгламасида Х-омил белги олдидаги а
1
коэффициент иқтисодий таҳлил учун катта
аҳамиятга эга. У регрессия коэффициенти деб
номланади ва Х-омилнинг самарадорлигини
кўрсатади: омил бир бирликка ошганда нати-
жа ўртача қанча миқдорга ошиши (ёки паса-
йиши)ни ифодалайди. а
0
ва а
1
ларни тенглама
параметрлари ҳам дейишади. Бу параметр-
ларни аниқлаш учун, кичик квадратлар усу-
лидан фойдаланиб, қуйидаги тенгламалар
тизимини ечиш зарур[4].
n a0 + a1 е
x
= е
Y
(5)
a0 е
x
+ а
1
е
x
2 = е
yx
Юқорида келтирилган формулаларга (4
ва 5) асосланиб 1-жадвалда келтирилган кўр-
саткичнинг регрессия тенгламаси ва унинг
коэффициентини аниқлайсиз. Бунинг учун
қуйидагича жадвал тузилади.
3-жадвал
Ташқи савдо айланмаси ва божхона тўлови қийматларининг ойлар бўйича
тақсимотини регрессия тенгламасига келтириш жадвали
Нормал чизиқли тенгламалар тизими-
нинг коэффициентларини 3-жадвал маълу-
мотлари ёрдамида аниқлаш мумкин. Тенгла-
малар тизимига жадвалдаги маълумотларни
қўйиб чиқамиз:
12а
0
+
439,229а
1
=
2864,09
439,229а
0
+16351,44а
1
= 106317,7
Ҳар бир тенгламанинг ҳадларини а
0
коэффицентининг олдидаги сонларга бўлсак
қуйидагиларга эга бўламиз:
а
0
+
36,60а
1
=
238,67
а
0
+37,23а
1
= 242,06
Иккинчи тенгламадан биринчисини
айирсак, у ҳолда қуйидагилар келиб чиқади:
0,63а
1
= 3,38 бу ердан а
1=
= 5,41
а
1
параметр қийматини биринчи тенг-
ламага қўйиб, а
0
нинг қийматини ҳисоблай-
миз:
а
0
+
36,6 *5,41
=
238,67 бу ердан
а
0
= 238,67-197,95=40,72
а
0
=40,72
Тенгламадаги а
0
ва а
1
параметрларини
қуйидаги формулалар билан ҳам аниқлаш
мумкин:
2
a
0 =
=
= 40,72 (6)
a
1 =
=
= 5,41 (7)
y
x
2
yx
x
n
x
2
(
x
)
2
2864,09
*16351,44 - 106317,7 * 439,229
x
2
yx
x
12*16351,44 - 439,229
2
2
(
x
)
2
n
yx -
y
x
n
x
2
- (
x)
2
12*106317,7 - 439,229*2864,09
x
12*16351,44 - 439,229
2
- (
x)
2
СТАТИСТИКА
Иқтисодиёт ва таълим / 2020 №
6
239
Шундай қилиб, корреляцион боғланиш
регрессиясининг тўғри чизиқли тенгламаси
қуйидаги кўринишни олади:
Yx
= 40,72 + 5,41х
Ушбу тенглама ёрдамида У нинг барча
қийматларини аниқлаймиз:
Yx
1 = 40,72 + 5,41*27,07 = 187,16 млн.сўм
Yx
2 = 40,72 + 5,41*29,89 = 202,42 млн.сўм
Yx
3 = 40,72 + 5,41*34,44= 227,06 млн.сўм
Демак, а
1
регрессия коэффициенти на-
тижавий белги (У) билан омил белги (Х)
ўртасидаги боғланишни белгилаб беради. Бу
эса омил белги бир бирликка ортганда нати-
жавий белги неча бирликка ошади деган са-
волга жавоб беради. Олинган натижалардан
кўриниб турибдики, ташқи савдо айланмаси-
нинг 1 млн. АҚШ долларга ортиши божхона
тўловларини 5,41 млн сўмга ошишига олиб
келади.
Кузатиш маълумотлари 3-жадвал бўйи-
ча аниқланган регрессия тўғри чизиғи тенг-
ламасини координаталар текислигида қуйи-
даги кўринишни олади:
Чизмадан кўриниб турибдики, эмпирик
ва назарий чизиқлар орасида фарқлар деярли
жуда кам. Бу эса эмпирик маълумотлар учун
умумий хулосаларни регрессия тўғри чизиғи
тенгламаси бўйича олиш мумкинлигини бил-
диради. Бунда кузатилиши мумкин бўлган
хатоликлар Чеддок шкаласи бўйича асослаб
берилади.
Эластиклик коэффициенти асосида
кўрсаткичлар
орасидаги
боғланишни
аниқлаш усули
[5]
.
Эластиклик коэффициен-
ти
бу:
х
-фактор белги 1 %га ўзгарганда
у
-на-
тижавий белги ўртача неча фоизга ўзгариши-
ни кўрсатади. У регрессия тенгламаси асоси-
да қуйидагича аниқланади:
y
x
x
y
E
x
(8)
бунда
x
y
x
-
у
регрессия тенгламасидан
х
бўйича олинган биринчи тартибли ҳосила.
Эластиклик коэффициенти ўзгарувчан
катталик, яъни
х
- фактор ўзгарувчига боғлиқ
ҳолда ўзгаради.
Масалан,
x
a
a
y
x
1
0
чизиқли боғ-
ланиш учун эластиклик формуласи қуйида-
гича:
x
a
a
x
a
E
1
0
1
(9)
Юқорида аниқланган регрессия тенгла-
маси, давлат бюджетига ундириладиган бож-
хона тўловларининг ташқи савдо айланмаси
қиймати катталикларига боғлиқлигини ифо-
далайди (
x
y
=5,407x+40,767
). Бунда эластик-
лик коэффициенти (9) формулага кўра:
x
x
E
407
,
5
767
,
40
407
,
5
(10)
(10) ифодага
х
нинг турли қийматла-
рини қўйиб, эластиклик коэффициентининг
турли қийматларини аниқлаймиз. Масалан,
x
=40 да, эластиклик коэффициенти
84
,
0
40
*
407
,
5
767
,
40
40
*
407
,
5
E
,
ёки
x
=50 да
87
,
0
50
*
407
,
5
767
,
40
50
*
407
,
5
E
в.ҳ.
СТАТИСТИКА
Иқтисодиёт ва таълим / 2020 №
6
240
Бу шуни англатадики, ташқи савдо
товар айланмаси 40 млн. АҚШ долларидан
40,4 млн. АҚШ долларига (яъни 1%га) ошса,
божхона тўловлари миқдори олдинги кўрсат-
кичига нисбатан ўртача 0,84%га ошади шу-
нингдек,
х
нинг 50 млн. АҚШ долларидан
50,5 млн. АҚШ долларигача ошиши,
у
нинг
олдинги кўрсаткичига нисбатан ўртача
0,87%га ошишини билдиради в.ҳ..
Хулоса ва таклифлар.
Хулоса шундан
иборатки, божхона статистикаси маълумот-
лар базасида иқтисодий кўрсаткичларни
юқорида келтирилган усуллар ёрдамида таҳ-
лил қилиш мамлакат иқтисодиётини баҳо-
лаш, жаҳон бозорида тутган ўрни, келгуси ис-
тиқбол режаларини белгилашда муҳим аҳа-
миятга эга ҳисобланади.
Манба ва адабиётлар рўйхати:
1.
Отаниёзов Б.Ж. Божхона статистикасида иқтисодий кўрсаткичлар орасидаги боғланишларни
аниқлашнинг айрим усуллари: Ўзбекистон Республикасида божхона тизиминининг ривожланиши ва истиқболлари -
Республика илмий-амалий конференцияси материаллар тўплами. – Т: 2013й.
2.
Справочник по прикладной статистике. В 2-х т. Т. 1: Пер. с англ. / Под ред. Э. Ллойда, У. Ледермана,
Ю. Н. Тюрина. — М.: Финансы и статистика, 1989. — 510 с. —
3.
Tolkyn Azatbek and Altay Ramazanov (2016). Assessment of foreign direct investment, export and economic growth
on the example of Kazakhstan. Investment Management and Financial Innovations, 13(4), 130-135. doi:
http://dx.doi.org/10.21511/imfi.13(4).2016.11
4.
Шодиев Х., Абдуллаев Ё, Тошматов З Статистика. (дарслик). Тошкент молия институти. - Т.: “Ибн Сино”,
2004, 354 бет.
5.
Хабибуллаев И., Жамалдинова А. “Основы эконометрики” – Учебник, Ташкентский финансовый институт. -
-Т: 2018й. - С. 338
СТАТИСТИКА
