Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, iyul
www.e-itt.uz
346
МАҲСУЛОТ ТАННАРХИГА ТАЪСИР ЭТУВЧИ ИЧКИ ВА ТАШҚИ ОМИЛЛАРНИ
ЭКОНОМЕТРИК МОДЕЛЛАШТИРИШ ВА ПРОГНОЗЛАШ
Марданов Музаффар Холбоевич
Тошкент давлат иқтисодиёт университети
ORCID - 0009-0006-5221-5144
Аннотация.
Ушбу мақолада маҳсулот таннархига таъсир этувчи ички ва ташқи
омилларнинг иқтисодий аҳамияти ва уларнинг таъсирини баҳолаш учун иқтисодий
моделлаштириш ва прогнозлаш методлари таҳлил қилинган. Шунингдек, мақолада
иқтисодий моделлаштириш ва прогнозлашнинг амалий қўлланилиши ва уларнинг ишлаб
чиқариш корхоналари фаолиятига таъсири ҳам ёритилган. Изланишлар натижалари
бўйича илмий таклиф ва амалий тавсиялар берилган.
Калит сўзлар:
маҳсулот таннархи, иқтисодий моделлаштириш, прогнозлаш, ички
омиллар, ташқи омиллар, регрессия таҳлили,
рақобатбардошлик, иқтисодий таҳлил,
стратегик режалаштириш.
ЭКОНОМЕТРИЧЕСКОЕ МОДЕЛИРОВАНИЕ И ПРОГНОЗИРОВАНИЕ ВНУТРЕННИХ И
ВНЕШНИХ ФАКТОРОВ, ВЛИЯЮЩИХ НА СЕБЕСТОИМОСТЬ ПРОДУКЦИИ
Марданов Музаффар Холбоевич
Ташкентский государственный экономический университет
Аннотация
.
В данной статье анализируется экономическое значение внутренних и
внешних факторов, влияющих на себестоимость продукции, а также методы
эконометрического моделирования и прогнозирования для оценки их воздействия. Кроме
того, в статье рассматривается практическое применение эконометрического
моделирования и прогнозирования и их влияние на деятельность производственных
предприятий. По результатам исследований даны научные предложения и практические
рекомендации.
Ключевые слова:
себестоимость продукции, экономическое моделирование,
прогнозирование, внутренние факторы, внешние факторы, регрессионный анализ,
конкурентоспособность, экономический анализ, стратегическое планирование.
ECONOMETRIC MODELING AND FORECASTING OF INTERNAL AND
EXTERNAL FACTORS AFFECTING PRODUCT COST
Mardanov Muzaffar Kholboevich
Tashkent State University of Economics
Annotation.
This article analyzes the economic significance of internal and external factors
affecting product cost, as well as methods of econometric modeling and forecasting to assess their
impact. Additionally, the article covers the practical application of econometric modeling and
forecasting and their impact on the activities of manufacturing enterprises. Scientific proposals and
practical recommendations are provided based on the research results.
Key words:
product cost, economic modeling, forecasting, internal factors, external factors,
regression analysis, competitiveness, economic analysis, strategic planning.
UO
‘
K: 657.47.011.1
VII SON - IYUL, 2024
346-354
Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, iyul
www.e-itt.uz
347
Кириш.
Мамлакатимиз миллий иқтисодиётида ишлаб чиқариш корхоналари муҳим
аҳамиятга эга. Корхоналар иқтисодий фаолияти натижасида маълум бир турдаги
маҳсулот ёки маҳсулотларни ишлаб чиқариб, сотиш орқали иқтисодий фойда оладилар.
Корхона маҳсулот ишлаб чиқариб сотишга бўлган жараёнларда маҳсулот таннархи
шаклланиб боради. Узоқ муддатли даврда корхонанинг асосий стратегик мақсадларидан
бири –
бу маҳсулот таннархини пасайтиришдир.
Шунинг учун корхоналарда маҳсулот таннархига таъсир этувчи ички ва ташқи
омилларни аниқлаш асосида кўп омилли эконометрик модел тузиш ва мазкур модел
асосида маҳсулот таннархига таъсир этувчи омилларни қисқа муддатли даврга прогноз
қилиш муҳим аҳамиятга эга. Кўп омилли эконометрик моделларнинг бошқа турдаги
моделлардан асосий фарқли жиҳати шундаки, бу ерда барча омилларнинг натижавий
омилга биргаликдаги таъсирини ҳисобга олади.
Адабиётлар шарҳи.
Бир қатор мутахассислар ва тадқиқотчилар маҳсулот таннархига таъсир этувчи
ички ва ташқи омилларнинг эконометрик моделлаштириш борасида ўз ишларини олиб
борганлар ва ўз тадқиқотларида турли ёндашувларни таклиф қилганлар.
Жон Мейнард Кейнс ўзининг “Общая теория занятости, процента и денег” (1936)
асарида бозор конъюнктураси ва давлат сиёсати каби ташқи омилларнинг иқтисодий
фаолиятга таъсирини муҳокама қилади
(Keyns, 2013).
Роберт Солоу ўзининг иқтисодий ўсиш моделларида маҳсулот таннархига таъсир
этувчи ички омиллар, хусусан, капитал ва меҳнат сарфлари ҳақида гапиради
(Solow,
1956).
Питер Кендалл ва Роберт Пректер ўз тадқиқотларида бозор конъюнктураси ва
ташқи омилларнинг иқтисодий моделлаштиришга таъсири ҳақида сўз юритади
(Kendall,
Prekter, 2005).
Мазкур адабиётлар маҳсулот таннархига таъсир этувчи ички ва ташқи омилларнинг
эконометрик моделлаштиришдаги афзалликларини тўлиқ ёритиб, компаниялар учун
амалий тавсиялар ва кўрсатмалар манбаи бўлиб хизмат қилади.
Тaдқиқoт мeтoдoлoгияси.
Мақолада тизимли ёндашув, таҳлил ва синтез, қиёсий таҳлил, гуруҳлаш, индукция
ва дедукция, мантиқий хулосалаш, статистик маълумотларни таққослаш, математик
моделлаштириш ва бошқа усуллар қўлланилган.
Таҳлил ва натижалар муҳокамаси.
Мазкур мақолада маҳсулот таннархига таъсир этувчи ички ва ташқи омилларнинг
эконометрик моделлаштириш масалаларини тадқиқ қилдик. Кўп омилли эконометрик
модел тузиш учун натижавий ва таъсир этувчи омилларни ажратиб олишимиз зарур.
Тадқиқотнинг мақсадидан келиб чиққан ҳолда
натижавий омил бўлиб, корхонада ишлаб
чиқарилаётган маҳсулотлар таннархи, сўм, (Y), таъсир этувчи омиллар эса –
иш ҳақи ва
ижтимоий таъминотга ажратмалар сўм, (Х1), моддий харажатлар, сўм, (Х2), асосий
воситалар ва номоддий активларнинг эскириши, сўм, (Х3), солиқлар ва суғурта
тўловлари, сўм, (Х4) ҳамда кредитлар ва қарзлар, сўм (Х5) ҳисобланади.
Кўп омилли эконометрик моделнинг ахборот базаси бўлиб, Ўзбекистон
Республикаси давлат статистика агентлиги, “GLOBAL KOMSCO DAEWOO” МЧЖ хорижий
корхонаси маълумотлари ҳисобланади. Дастлаб омиллар бўйича тавсифий статистика
ўтказамиз.
Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, iyul
www.e-itt.uz
348
“GLOBAL KOMSCO DAEWOO” МЧЖ хорижий корхонасининг ишлаб чиқарилаётган
маҳсулотлар таннархи
(
Y
)
кўрсаткичига таъсир этувчи омиллар бўйича ҳисобланган
тавсифий статистика натижалари қуйидаги 1
-
жадвалда келтирилган.
1-
жадвал
Омиллар ўртасида ҳисобланган тавсифий статистика натижалари
Y
X1
X2
X3
X4
X5
Mean
81636536
6587.417
87205.80
7788.250
3268.683
125420.8
Median
82334383
7035.600
96033.50
7902.800
2906.400
122680.4
Maximum
1.22E+08
9598.500
110285.1
9032.500
6250.400
164336.0
Minimum
46325411
2954.300
53946.50
5326.400
1598.300
102364.0
Std. Dev.
25981982
2307.830
22059.91
1140.902
1514.377
14673.92
Skewness
0.160389
-0.246579
-0.529133
-0.758429
0.996883
1.376061
Kurtosis
1.781991
1.649484
1.569254
2.743939
2.910006
5.546211
Jarque-Bera
0.793222
1.033549
1.583482
1.183212
1.991603
7.028681
Probability
0.672596
0.596441
0.453055
0.553438
0.369427
0.029767
Sum
9.80E+08
79049.00
1046470.
93459.00
39224.20
1505050.
Sum Sq. Dev.
7.43E+15
58586865
5.35E+09
14318232
25226700
2.37E+09
Observations
2
12
12
12
12
12
Жадвал маълумотларидан ҳар бир омилнинг ўртача қиймати (
mean
),
медианаси
(
median
), максимал ва минимал қийматлари (
maximum
,
minimum
) қийматларини кўриш
мумкин. Бундан ташқари ҳар бир омилнинг стандарт четланиши (
std
.
dev
. (
Standart
Devation
) -
стандарт четланиш коэффициенти ҳар бир ўзгарувчиларнинг ўртача
қийматдан қанчалик четланганлигини кўрсатади) қийматлари келтирилган.
“GLOBAL KOMSCO DAEWOO” МЧЖ хорижий корхонасида ишлаб чиқарилаётган
маҳсулотлар таннархи
(ln
Y
)
кўрсаткичига
таъсир этувчи омиллар
бўйича тузиладиган
кўп омилли эконометрик моделга омилларни танлаш учун, омиллар ўртасида
корреляцион таҳлил ўтказамиз. Омиллар ўртасида хусусий ва жуфт корреляция
коэффициентларини ҳисоблаймиз. Омиллар ўртасида хусусий ва жуфт корреляция
коэффициентлари матрицаси қуйидаги 2
-
жадвалда келтирилган.
2-
жадвал
Омиллар ўртасида ҳисобланган корреляцион матрица
Covariance Analysis: Ordinary
Date: 07/24/24 Time: 11:49
Sample: 2018S1 2023S2
Included observations: 12
Correlation
t-Statistic
Probability
Y
X1
X2
X3
X4
X5
Y
1.000000
X1
0.963346
1.000000
11.35589
-----
0.0000
-----
X2
0.719561
0.573668
1.000000
2.922906
2.214778
-----
0.0334
0.0511
-----
X3
0.576269
0.690015
0.036305
1.000000
2.229795
3.014695
0.114882
-----
0.0499
0.0130
0.9108
-----
X4
-0.622796
-0.252779
0.389663
-0.613601
1.000000
-2.691277
-0.826189
1.337978
-2.457367
-----
0.0438
0.4280
0.2105
0.0338
-----
X5
-0.797387
-0.313474
-0.198408
-0.033881
0.130947
1.000000
-3.084983
-1.043907
-0.640147
-0.107202
0.417687
-----
0.0079
0.3211
0.5365
0.9167
0.6850
-----
Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, iyul
www.e-itt.uz
349
2-
жадвалдан кўриш мумкинки, хусусий корреляция коэффициентлари
-
бу
натижавий омил (
Y
)
ва унга
таъсир этувчи омиллар (
X
i
) ўртасидаги боғланишлар
зичлигини кўрсатади. Демак, хусусий корреляция коэффициентлари натижавий омил –
“GLOBAL KOMSCO DAEWOO” МЧЖ хорижий корхонасида ишлаб чиқарилаётган
маҳсулотлар таннархи
(
Y
)
ва таъсир этувчи омиллар ўртасида
турли хил боғланишлар
мавжудлигини кўрсатмоқда.
“GLOBAL KOMSCO DAEWOO” МЧЖ хорижий корхонасида ишлаб чиқарилаётган
маҳсулотлар таннархи
(
Y
)
ва иш ҳақи ва ижтимоий таъминотга ажратмалар
(
X
1
) ўртасида
боғланиш зичлиги 0,9633 га тенг. Бу эса ушбу икки омил ўртасида зич, тўғри боғланиш
мавжудлигини кўрсатмоқда. “GLOBAL KOMSCO DAEWOO” МЧЖ хорижий корхонасида
ишлаб чиқарилаётган маҳсулотлар таннархи
(
Y
)
ва моддий харажатлар
(
X
2
)
ўртасида
боғланиш
зичлиги 0,7196 га тенг. Ушбу ҳолат мазкур икки омил ўртасида кучли, тўғри
боғланиш мавжудлигини кўрсатмоқда. “GLOBAL KOMSCO DAEWOO” МЧЖ хорижий
корхонасида ишлаб чиқарилаётган маҳсулотлар таннархи
(
Y
)
ва асосий воситалар ва
номоддий активларнинг эскириши
(
X
3
)
ўртасида ўртача, тўғри боғланиш мавжуд экан,
яъни улар орасида
хусусий корреляция коэффициенти
0,5763
га тенг. “GLOBAL KOMSCO
DAEWOO” МЧЖ хорижий корхонасида ишлаб чиқарилаётган маҳсулотлар таннархи
(
Y
)
ва
солиқлар ва суғурта тўловлари
(
X
4
) ўртасида ўртача, тескари
боғланиш мавжуд, чунки
ҳисобланган хусусий корреляция коэффициенти
-
0,6228 га тенг. “GLOBAL KOMSCO
DAEWOO” МЧЖ хорижий корхонасида ишлаб чиқарилаётган маҳсулотлар таннархи
(
Y
)
ва
кредитлар ва қарзлар
(
X
5
) ўртасида кучли, тескари
боғланиш мавжуд, чунки ҳисобланган
хусусий корреляция коэффициенти
-
0,7974 га тенг.
2-
жадвалда ҳисобланган маълумотлар бўйича таъсир этувчи омиллар ўртасида
жуфт корреляция коэффициентлари ҳам келтирилган. Ушбу коэффициентлар орқали
омиллар ўртасида мультиколлинеарлик аниқланади. Агар таъсир этувчи омиллар (
X
i
,
X
j
)
ўртасида жуфт корреляция коэффициентининг ҳисобланган қиймати 0,7 дан катта бўлса,
омиллар ўртасида мультиколлинеарлик мавжуд дейилади. Омиллар ўртасида хусусий ва
жуфт корреляция коэффициентлари матрицаси ҳисобланган 2
-
жадвалдан кўриш
мумкинки, “GLOBAL KOMSCO DAEWOO” МЧЖ хорижий корхонасида ишлаб чиқарилаётган
маҳсулотлар таннархи
(
Y
)
таъсир этувчи омиллар ўртасида жуфт корреляция
коэффициентининг ҳисобланган қиймати 0,7 дан катта эмас экан. Бу эса ўз навбатида
танланган барча омилларни кўп омилли эконометрик моделга киритиш шартига мос
келади.
Шунингдек, 2
-
жадвалда корреляция коэффициентларининг ишончлиги ва
эҳтимоллигини аниқлаш бўйича коэффициентлар ҳисобланган (ҳисоблаган корреляция
коэффициентларининг тагида жойлашган қаторлардаги қийматлар). Ҳар бир
корреляция коэффициентининг пастки қисмида унинг Стьюдентнинг
t
-
мезони
ҳисобланган қиймати ва эҳтимоллиги (
prob
.) келтирилган. Омиллар ўртасида
ҳисобланган эҳтимоллик 0,05 дан катта бўлмаслик шарти қўйилади. Масалан, “GLOBAL
KOMSCO DAEWOO” МЧЖ хорижий корхонасида ишлаб чиқарилаётган маҳсулотлар
таннархи
(
Y
)
ва иш ҳақи ва ижтимоий таъминотга ажратмалар
(
X
1
) ўртасида хусусий
корреляция коэффициенти
9633
,
0
1
ln
,
ln
=
X
Y
r
,
3559
,
11
=
t
ва
0000
,
0
prob.
=
га тенг. Бу эса
мазкур икки омил ўртасида зич боғланиш мавжудлигини, хусусий корреляция
коэффициенти ишончли эканлиги ва 95 фоиз аниқликда икки омил ўртасида мусбат зич
боғланиш мавжудлигини кўрсатади.
Демак, омиллар ўртасида мультиколлинеарлик ҳамда натижавий омил қаторида
гетероскедастлик мавжуд эмаслигини ҳисобга олган ҳолда “GLOBAL KOMSCO DAEWOO”
МЧЖ хорижий корхонасида ишлаб чиқарилаётган маҳсулотлар таннархи
(
Y
)
ва унга
таъсир этувчи омиллар (
X
i
) бўйича кўп омилли эконометрик модель тузамиз. Мазкур кўп
омилли эконометрик модель қуйидаги кўринишга эга:
+
+
+
+
+
=
n
n
x
x
x
y
...
2
2
1
1
0
,
(1)
Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, iyul
www.e-itt.uz
350
бу ерда:
y
–
натижавий омил,
i
x
–
таъсир этувчи омиллар,
–
тасодифий хато.
Кўп омилли эконометрик моделдаги (1) номаълум
n
,...,
,
,
2
1
0
параметрлар
қийматларини аниқлашда “энг кичик квадратлар усули” дан фойдаландик. Натижалар
қуйидаги 5
-
жадвалда келтирилган.
3-
жадвал
Ҳисобланган
кўп омилли эконометрик модел параметрлари
Dependent Variable: LNY
Method: Least Squares
Date: 07/24/24 Time: 11:53
Sample: 2018S1 2023S2
Includedobservations: 12
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
ln
X
1
15678,60
1233,109
12,71469
0.0000***
ln
X
2
-407,8142
97,49764
-4,18281
0.0058***
ln
X
3
-5488,398
2184,409
-2,51253
0.0457***
ln
X
4
3632,950
1264,502
2,873028
0.0283***
ln
X
5
61,22241
17,05846
3,588976
0.0174***
C
37110282
17255441
2,150642
0.0750**
R-squared
0.986527
Mean dependent var
81636536
Adjusted R-squared
0.975300
S.D. dependent var
25981982
S.E. of regression
4083382.
Akaike info criterion
33.58960
Sum squared resid
1.00E+14
Schwarz criterion
33.83206
Loglikelihood
-195.5376
Hannan-Quinn criter.
33.49984
F-statistic
87.86915
Durbin-Watson stat
2.711064
Prob (F-statistic)
0.000016
Изоҳ:
*** -
0.05 фоиз аниқликда, **
-
0.1 фоиз аниқликда
Ҳисобланган
3-
жадвал маълумотларидан фойдаланиб, “GLOBAL KOMSCO DAEWOO”
МЧЖ хорижий корхонасида ишлаб чиқарилаётган маҳсулотлар таннархи
(
Y
)
бўйича
ҳисобланган кўп омилли эконометрик моделни аналитик кўринишда ифодалаймиз:
5
4
3
2
1
2224
,
61
95
,
3632
398
,
5488
8142
,
407
6
,
15678
0
,
37110282
ˆ
ln
X
X
X
X
X
Y
+
+
+
−
−
+
=
(2)
Ҳисобланган
кўп омилли эконометрик модель шуни кўрсатадики, корхонада иш
ҳақи ва ижтимоий таъминотга ажратмалар
(
Х
1
)
ўртача бир сўмга ортса, корхонада ишлаб
чиқарилаётган маҳсулотлар таннархи
(
Y
)
ўртача 15678,6 сўмга ортар экан. Корхонада
моддий харажатлар
(
Х
2
) ўртача бир сўмга ортса, корхонада ишлаб чиқарилаётган
маҳсулотлар таннархи
(
Y
) ўртача 407,8142 сўмга камаяр экан. Корхонада асосий
воситалар ва номоддий активларнинг эскириши
(
X
3
)
ўртача бир
сўмга ортиши,
корхонада ишлаб чиқарилаётган маҳсулотлар таннархини
(
Y
) ўртача 5488,398 сўмга
камайишига олиб келар экан. Корхонада солиқлар ва суғурта тўловларининг (
X
4
)
ўртача
бир сўмга ортиши,
корхонада ишлаб чиқарилаётган маҳсулотлар таннархини
(
Y
) ўртача
3632,95 сўмга ортишига олиб келар экан. Корхонада кредитлар ва қарзлар
(
X
5
) ўртача бир
сўмга ортса, корхонада ишлаб чиқарилаётган маҳсулотлар таннархи
(
Y
) ўртача 61,2224
сўмга ортишига олиб келиши мумкин экан.
“GLOBAL KOMSCO DAEWOO” МЧЖ хорижий корхонасида ишлаб чиқарилаётган
маҳсулотлар таннархи
(
Y
)
бўйича тузилган кўп омилли эконометрик модель (2) сифатини
текширишда
детерминация
коэффициентидан
фойдаланамиз.
Детерминация
коэффициенти натижавий омил неча фоизга моделга киритилган омиллардан ташкил
топишини кўрсатади. Ҳисобланган детерминация коэффициенти (
R
2
-
R
-squared
(3-
жадвал)) 0,9865 га тенг. “GLOBAL KOMSCO DAEWOO” МЧЖ хорижий корхонасида ишлаб
Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, iyul
www.e-itt.uz
351
чиқарилаётган маҳсулотлар таннархининг
(
Y
)
98,65 фоизи ҳисобланган (2) кўп омилли
эконометрик моделга киритилган омиллардан ташкил топишини кўрсатмоқда. Қолган
1,35 фоизи
(100,0-
98,65) эса ҳисобга олинмаган омиллар таъсири эканлигини
кўрсатмоқда.
“GLOBAL KOMSCO DAEWOO” МЧЖ хорижий корхонасида ишлаб чиқарилаётган
маҳсулотлар таннархи
(
Y
)
бўйича тузилган (2) кўп омилли эконометрик моделнинг
статистик аҳамиятлигини текшириш учун Фишернинг
F
-
мезони жадвал қийматини
топамиз. Бунинг учун озодлик даражалари
m
k
=
1
ва
1
2
−
−
=
m
n
k
ҳамда
аҳамиятлик
даражаси бўйича қийматларни ҳисоблаймиз. Аҳамиятлик даражаси
05
,
0
=
ва озодлик
даражалари
5
1
=
k
ва
6
1
5
12
2
=
−
−
=
k
дан келиб чиқиб,
F
-
мезоннинг жадвал қиймати
91
,
2
жадвал
=
F
га тенг.
F
-
мезоннинг ҳисобланган қиймати
F
ҳисоб
=63,8102
ва жадвал қиймати
F
жадвал
=4,39 га тенг эканлигидан келиб чиқиб ва
F
ҳисоб
>
F
жадвал
шарти бажарилганлиги учун
(2) кўп омилли эконометрик моделни статистик аҳамиятли дейиш мумкин ҳамда ундан
“GLOBAL KOMSCO DAEWOO” МЧЖ хорижий корхонасида ишлаб чиқарилаётган
маҳсулотлар таннархини
(
Y
)
келгуси даврларга прогнозлашда фойдаланиш мумкин.
Ҳисобланган кўп омилли эконометрика моделдаги (2) параметрларнинг
ишончлилигини Стьюдент
t
-
мезони орқали текширамиз.
t
-
мезоннинг жадвал қийматини
танланган
ишончлилик
эҳтимоли
(
)
ва
озодлик
даражаси
(
1
d.f.
−
−
=
m
n
) шартлар асосида топамиз. Бу ерда
n
-
кузатувлар сони,
m
-
омиллар сони.
Ишончлилик эҳтимоли
05
,
0
=
ва озодлик даражаси
6
1
5
12
d.f.
=
−
−
=
бўлганда,
t
-
мезонинг жадвал қиймати
4460
,
2
жадвал
=
t
га тенг.
Кўп омилли эконометрик моделга киритилган барча омиллар бўйича
t
-
мезоннинг ҳисобланган қийматлари
05
,
0
=
ва
1
,
0
=
аниқликда жадвал қийматидан
катта эканлигини кўриш мумкин (3
-
жадвал). Бу эса
барча омилларни ишончли эканлигини
билдиради ва мазкур омилларга кўп омилли эконометрик моделда иштирок этишига имкон
беради.
“GLOBAL KOMSCO DAEWOO” МЧЖ хорижий корхонасида ишлаб чиқарилаётган
маҳсулотлар таннархи
бўйича тузилган
кўп омилли эконометрик модель
(2) бўйича
натижавий омил (
ln
Y
) қолдиқларида автокорреляция мавжудлигини текшириш учун
Дарбин
-
Уотсон (
DW
) мезонидан фойдаланамиз. Ҳисобланган
DW
қиймати жадвалдаги
DW
L
ва
DW
U
билан таққосланади. Агар
DW
ҳисоб
<
DW
L
дан кичик бўлса, натижавий омил
қолдиқларида автокорреляция мавжуд дейилади.
DW
ҳисоб
>
DW
U
дан катта бўлса, натижавий
омил қолдиқларида автокорреляция мавжуд эмас дейилади. Дарбин
-
Уотсон мезонининг
пастки чегараси қиймати
DW
L
=0,56 га тенг ва юқори чегараси қиймати
DW
U
=2,21 га тенг.
DW
ҳисоб
=2,7111
га тенг. Демак,
DW
ҳисоб
>
DW
U
бўлгани учун натижавий омил (“GLOBAL
KOMSCO DAEWOO” МЧЖ хорижий корхонасида ишлаб чиқарилаётган маҳсулотлар
таннархи (
Y
))
қолдиқларида
автокорреляция мавжуд эмас экан.
Натижавий омил қолдиқларида
автокорреляциянинг мавжуд эмаслиги ҳам юқорида
келтирилган (2) кўп омилли эконометрик моделдан прогнозда фойдаланиш
мумкинлигини кўрсатади.
“GLOBAL KOMSCO DAEWOO” МЧЖ хорижий корхонасида ишлаб чиқарилаётган
маҳсулотлар таннархи
бўйича ҳисобланган (2) кўп омилли эконометрик моделдан
келгуси даврларга натижавий кўрсаткични прогнозлашда МАРЕ (Mean absolute percent
error
–
фоизлардаги ўртача абсолют хатолик) коэффициенти ҳисобланади. Агар
ҳисобланган МАРЕ коэффициенти қиймати 15,0 фоиздан кичик бўлса, моделдан
натижавий омилни прогнозлашда фойдаланиш мумкин бўлади, акс ҳолда фойдаланиб
бўлмайди. Тадқиқ қилинаётган
(
“GLOBAL KOMSCO DAEWOO” МЧЖ хорижий корхонасида
ишлаб чиқарилаётган маҳсулотлар таннархи
(
Y
) бўйича МАРЕ коэффициентининг
қиймати 3,1633 фоизни ташкил этмоқда (1
-
расм).
Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, iyul
www.e-itt.uz
352
20,000,000
40,000,000
60,000,000
80,000,000
100,000,000
120,000,000
140,000,000
M1
M7
M1
M7
M1
M7
M1
M7
M1
M7
M1
M7
2018
2019
2020
2021
2022
2023
YF
± 2 S.E.
Forecast: YF
Actual: Y
Forecast sample: 2018S1 2023S2
Included observations: 12
Root Mean Squared Error 2887387.
Mean Absolute Error
2396949.
Mean Abs. Percent Error
3.163263
Theil Inequality Coefficient 0.016921
Bias Proportion
0.000000
Variance Proportion
0.003391
Covariance Proportion 0.996609
1-
расм. Ҳисобланган моделдан прогнозда фойдаланиш кўрсаткичлари
Бу эса 15,0 фоиздан кичик (MAPE=3,1633), яъни у 3,1633 фоизни ташкил этмоқда.
Шунинг учун ҳам (2) кўп омилли эконометрик моделдан “GLOBAL KOMSCO DAEWOO” МЧЖ
хорижий корхонасида ишлаб чиқарилаётган маҳсулотлар таннархини прогнозлашда
фойдаланиш мумкин деган
хулосага келиш мумкин.
Ушбу ҳолатлардан фойдаланиб (2) кўп омилли эконометрик модель ёрдамида
“GLOBAL KOMSCO DAEWOO” МЧЖ хорижий корхонасида ишлаб чиқарилаётган
маҳсулотлар таннархини келгуси даврларга прогноз ҳисобларини амалга оширамиз.
Бунинг учун аввало ҳар бир таъсир этувчи омил бўйича тренд модель тузамиз.
Тренд модель –
бу таъсир этувчи омилнинг вақтга боғлиқ функциясидир ҳамда у умумий
ҳолда қуйидаги кўринишга
эга:
+
+
=
t
X
i
1
0
(3)
Корхонада иш ҳақи ва ижтимоий таъминотга ажратмалар
(
Х
1
)
бўйича тренд модель
қуйидаги кўринишга эга:
t
X
+
=
9874
,
628
998
,
2498
1
(4)
9827
,
0
2
=
R
,
1197
,
281
хисоб
=
F
,
7666
,
16
хисоб
=
t
Корхонада моддий харажатлар
(
Х
2
)
бўйича тренд модель қуйидаги кўринишга эга:
t
X
+
=
4147
,
3420
1045
,
64973
2
(5)
5590
,
0
2
=
R
,
5461
,
4
хисоб
=
F
,
1322
,
2
хисоб
=
t
Корхонада асосий воситалар ва номоддий активларнинг эскириши
(ln
Х
3
)
бўйича
тренд модель қуйидаги кўринишга эга:
t
X
+
=
7573
,
193
8273
,
6528
3
(6)
6123
,
0
2
=
R
,
9985
,
5
хисоб
=
F
,
4492
,
2
хисоб
=
t
Корхонада солиқлар ва суғурта тўловлари
(
Х
4
)
бўйича тренд модель қуйидаги
кўринишга эга:
t
X
−
=
7175
,
94
3469
,
3884
4
(7)
6255
,
0
2
=
R
,
5358
,
10
хисоб
=
F
,
7319
,
2
хисоб
−
=
t
Корхонада кредитлар ва қарзлар
(
Х
5
)
бўйича тренд модель қуйидаги кўринишга эга:
t
X
−
=
29374
,
1233
24
,
133437
5
(8)
6030
,
0
2
=
R
,
0111
,
11
хисоб
=
F
,
0056
,
2
хисоб
−
=
t
Таъсир этувчи омиллар ва вақт омили ўртасида тузилган тренд моделлар таҳлили
шуни кўрсатадики (4) –
(8) тренд моделлардаги барча ҳисобланган коэффициентларнинг
статистик аҳамиятлилиги,
параметрларининг ишончлилиги аниқланди. Демак, (4) –
(8)
Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, iyul
www.e-itt.uz
353
тренд моделларини ҳисоблаймиз ва уларнинг ҳисобланган қийматларини (2) кўп омилли
эконометрик моделга қўйиб, аввало таъсир этувчи омилларнинг (
X
j
) прогноз
қийматларини, кейин эса натижавий омилни (
Y
) прогноз ҳисоб
-
китобларини амалга
оширамиз. “GLOBAL KOMSCO DAEWOO”
МЧЖ хорижий корхонасида ишлаб чиқарилаётган
маҳсулотлар таннархининг (2) кўп омилли эконометрик моделга киритилган
ўзгарувчиларининг прогноз давридаги қийматларига эга бўламиз (4
-
жадвал).
4-
жадвал
“GLOBAL KOMSCO DAEWOO” МЧЖ хорижий корхонасида ишлаб чиқарилаётган
маҳсулотлар таннархи
ва унга таъсир этувчи
кўрсаткичларнинг прогноз ҳисоб
-
китоблари қийматлари*
Йиллар
Маҳсулот
таннархи,
сўм, Y
Иш ҳақи ва
ижтимоий
таъминотга
ажратмалар,
сўм, Х1
Моддий
харажатлар,
сўм, Х2
Асосий
воситалар ва
номоддий
активларнинг
эскириши,
сўм,
X3
Солиқлар ва
суғурта
тўловлари,
сўм,
X4
Кредитлар
ва қарзлар,
сўм,
X5
2018.1 46325411,2
2954,3
89532
5326,4
6024,8
102364
2018.2 54184055,8
3681,9
91414
6433,1
6250,4
164336
2019.1 56214361,7
4152,9
59624
7236,5
1598,3
127321,6
2019.2 52543407,3
4455,6
64913
7282,3
1617,7
133008,4
2020.1 75632141,1
6326,1
56203
8632,7
2198,7
122345,3
2020.2 84330313,9
6197,7
53946,5
8867,5
2515,3
131654,7
2021.1 80338452,8
7832,4
110285,1
9032,5
2532,7
120354,4
2021.2 85421347,2
7745,1
104687
8966,1
2684,3
127315,6
2022.1 96528722,3
8032,7
100653
7324,6
3190,5
118324,6
2022.2 108110624,7
8705,9
109337
7568,7
3128,5
123015,4
2023.1 118234872,1
9365,9
103645
8236,9
3462,7
116426,1
2023.2 121774726,9
9598,5
102230
8551,7
4020,3
118583,9
2024,1 127030740,2
10675,8
109438,5
9047,7
2653,0
117404,4
2024,2 134014465,0
11304,8
112858,9
9241,4
2558,3
116171,1
2025,1 140998189,9
11933,8
116279,3
9435,2
2463,6
114937,8
2025,2 147981914,8
12562,8
119699,7
9628,9
2368,9
113704,5
Хулоса ва таклифлар.
Бунда олиб борилган тадқиқотимиз натижасида ишлаб чиқилган кўп омилли
эконометрик модел шуни кўрсатадики:
-
корхонада иш ҳақи ва ижтимоий таъминотга ажратмалар (Х1) ўртача бир сўмга
ортса, корхонада ишлаб чиқарилаётган маҳсулотлар таннархи (Y) ўртача 15678,6 сўмга
ортиши;
-
корхонада моддий харажатлар (Х2) ўртача бир сўмга ортса, корхонада ишлаб
чиқарилаётган маҳсулотлар таннархи (Y) ўртача 407,8142 сўмга камайиши;
-
корхонада асосий воситалар ва номоддий активларнинг эскириши (X3) ўртача бир
сўмга ортиши, корхонада ишлаб чиқарилаётган маҳсулотлар таннархини (Y) ўртача
5488,398 сўмга камайиши;
-
корхонада солиқлар ва суғурта тўловларининг (X4) ўртача бир сўмга ортиши,
корхонада ишлаб чиқарилаётган маҳсулотлар таннархини (Y) ўртача 3632,95 сўмга
ортиши;
-
корхонада кредитлар ва қарзлар (X5) ўртача бир сўмга ортса, корхонада ишлаб
чиқарилаётган маҳсулотлар таннархи (Y) ўртача 61,2224 сўмга ортиши аниқланди.
Хулоса қилиб айтганда, ушбу тадқиқот натижалари корхоналарга маҳсулот
таннархини оптималлаштириш бўйича самарали қарорлар қабул қилишда ёрдам беради.
Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, iyul
www.e-itt.uz
354
Ички ва ташқи омилларнинг таъсирини тушуниш орқали корхоналар ўз стратегик
режаларини аниқлаш ва самарадорлигини ошириш имкониятига эга бўладилар.
Адабиётлар / Литература/ Reference:
Абдувохидов А. А. и др. САНОАТ СИЁСАТИНИ АМАЛГА ОШИРИШНИНГ НАЗАРИЙ
ЖИҲАТЛАРИ //BARQARORLIK VA YETAKCHI TADQIQOTLAR ONLAYN ILMIY JURNALI. –
2022.
–
Т. 2. –
№. 5. –
С. 40
-45.
Кейнс, Джон М. (
2013)
Общая теория занятости, процента и денег
.
пер. с англ. —
М.:
ЗАО «Бизнеском»,
-
408 с. (Библиотека Генерального Директора. Вечная классика; том
IV
(LII)).
Кендалл, Питер ва Пректер, Роберт (2005) "Elliott Wave Principle: Key to Market
Behavior". New Classics Library; 10th edition (January 1, 2005).
Марданов М. Харажатлар ҳисоби ва маҳсулот таннархини калькуляция қилишда
рақамли технологиялардан фойдаланишнинг афзалликлари. Aktuar moliya va buxgalteriya
hisobi ilmiy jurnali 2024, 4(05), 262-273, Vol. 4 Issue 05 | pp. 262-273 | ISSN: 2181-1865.
Марданов М.Х. Саноат корхоналарида харажатлар ҳисоби ва таҳлилини халқаро
стандартлар асосида ташкил этиш масалалари. Международная научно
-
практическая
конференция на тему “Процессы цифровой трансформации в экономике, финансах и
управлении в условиях пандемии” в
рамках форума “Экономика в меняющемся мире”.
4-6
мая 2022 года. Российская Федерация (г.Казань).
Мухаметов, Абубакр Бобоевич, and Акмал Абдулазизович Абдувохидов. "ЎЗБЕКИСТОН
РЕСПУБЛИКАСИДА
ИШЛАБ
ЧИҚАРИШ
ХАРАЖАТЛАРИ
ҲИСОБИ."
Gospodarka
i
Innowacje. (2022): 88-96.
Солоу, Роберт (1956) “A Contribution
to the Theory of Economic Growth”.
The Quarterly
Journal of Economics, Vol. 70, No. 1 (Feb., 1956), pp. 65-94.
Хасанов
Б
.
А
.
ва
бошқ
.
Молиявий
таҳлил
.
Дарслик
.
–
Т.: “Iqtisodiyot”, 2019. 736 б
.
Хасанов Б.А., Алиқулов
А.И., Джуманова А.Б., Суюнов Ё.Б., Хасанова Р.Б. Амалий
бошқарув ҳисоби.Ўқув қўлланма.–Т.: Иқтисодиёт, 2020. –
288 б.
Хасанов Б.А., Марданов М.Х. Целлюлоза
-
қоғоз саноати корхоналарида ишлаб чиқариш
харажатлари таҳлили услубларини такомиллаштириш. «Рақамли
иқтисодиётни
ривожлантириш шароитида бухгалтерия ҳисоби, аудит, таҳлил ва назорат тизимларини
такомиллаштириш масалалари» мавзусидаги Республика онлайн илмий
-
амалий
конференсия материаллари тўплами (хорижий қатнашчилар иштирокида)
-
Т.: ТДИУ,
2021. -3
40 б.
Хасанов Б.А., Нурманов К.Т., Ҳасанова Р.Б. Замонавий бошқарув ҳисоби. Дарслик. –
Т.:, //
«Инновацион ривожланиш нашриёт
-
матбаа уйи», 2021 –
416 б.
