KIPR RESPUBLIKASINING IQTISODIY O‘SISHIGA TA’SIR QILUVCHI MAKROIQTISODIY OMILLARNING EMPERIK TADQIQOTI

J

ournаl of Аnаlyticаl Synergy аnd

Scientific

Horizon ISSN: 3060-5261 Impact faktor: 9.9

Volume 1, Issue 3, Series B 2025

69

KIPR RESPUBLIKASINING IQTISODIY O‘SISHIGA

TA’SIR QILUVCHI MAKROIQTISODIY OMILLARNING

EMPERIK TADQIQOTI

Hamroyeva Sabina Ismoil qizi

Toshkent davlat iqtisodiyot universiteti Menejment fakulteti

MO-58 guruh talabasi

sabinahamroyeva936@gmail.com

+998993774999

Annotatsiya:

Ushbu tadqiqotning maqsadi Kipr mamlakatining iqtisodiy

taraqqiyotiga ta’sir etuvchi makroiqtisodiy omillarning uzoq muddatli aloqasini

emperik tadqiqotini o’tkazishdan iborat. Biz ushbu maqsadga erishish uchun

miqdoriy yondashuvdan foydalandik. Xususan, emperik tadqiqotlardan ekonometrik

modellashtirishdan keng foydalanildi. Ya’ni, vaqtli qatorlarda OLS (ordinary least

squared) modelidan samarali ravishda foydalanildi. Modellarimizda qamrab olingan

barcha mustaqil omillar bog‘liq o’zgaruvchining ijobiy yoki salbiy o‘zgarishiga

daxldor ekanliklari aniqlandi.

Kalit so‘zlar:

Aholi jon boshiga YaIM, inflatsiya, ishsizlik, tug‘ilish darajasi,

FDI, eksport, oltin-valyuta zahiralari iqtisodiy tarqqiyot, OLS model,Gaus Markov

shartlari, regressiya, korrelatsiya, prognoz.

Aholi jon boshiga YaIM bogְ‘liq o‘zgaruvchi sifatida olinishiga sabab Jahon

banki metodikasiga ko‘ra mamlakatning rivojlanganlik darajasini ko‘rsatuvchi

indikator sanaladi. Qolgan mustaqil o‘zgaruvchilarimiz ham YaIM ga o‘z ta’sirini

o‘tkazoladigan makroiqtisodiy indikatorlar bo‘lib ular biz qo‘ygan tadqiqotda

bog‘liq o‘zgaruvchi sifatida aholi jon boshiga to‘g‘ri keladigan YaIM

(GDPpercepita) olingan bo’lsa, mustaqil o‘zgaruvchilar sifatida esa inflatsiya

(inflation),

to‘g‘ridan-to‘g‘ri

xorijiy

investitisiyalar

(FDI),

ishsizlik

(unemployement), eksport (export), valyuta kurslari gipotezlarni isbotlash uchun

tanlab olingan.

J

ournаl of Аnаlyticаl Synergy аnd

Scientific

Horizon ISSN: 3060-5261 Impact faktor: 9.9

Volume 1, Issue 3, Series B 2025

70

Ushbu tadqiqot uchun zarur bo‘lgan 1981-2023 yillar orasidagi

barcha indikatorlar Jahon banki (worldbank.org) saytidan olingan.

1-jadval: Bog

‘

liq va o

‘

zgaruvchining 1991-2023-yillarda

berilgan statistic ko

‘

rsatkichlar

1-jadvaldagi ma’lumotlarga e’tibor qaratadigan bo’lsak, GDP percapital doimiy

ravishda o‘zgarib turgan. Eng ko‘p miqdori esa 2021-yilga tog‘ri kelib

10,35474352

$ni tashkil etgan. 2009 va 2014 yillardagi ko‘rsatkichlar birmuncha kamayganini

ham ko‘rishimiz mumkin. Bunga sabab sifatida mos ravishda jahon moliyaviy

inqirozi va Yevropadagi migratsiya inqirozini keltirib o‘tishimiz mumkin. Xuddi

shuningdek o‘sha yillarda eksport hajmi ham oldingi yilgidan kam bo‘lgani

ko‘rishimiz mumkin. Bunga ham sabab sifatida o‘sha ta’sirlani keltirib o‘tishimiz

J

ournаl of Аnаlyticаl Synergy аnd

Scientific

Horizon ISSN: 3060-5261 Impact faktor: 9.9

Volume 1, Issue 3, Series B 2025

71

mumkin. Inflatsiya darajasi ham Kiprda birmuncha barqaror bo‘lgan

bo‘lib 0-2.5 % oralig‘ida qayd etilgan. Faqatgina so‘nggi 2-3

yillikdagina ozroq oshganini kuzatishimiz mumkin. Ishsizlik

darajasi ham boshqa mamlakatlarga

qaraganda anchagina past bo‘lib, bu ko‘rsatkich so’nggi yillarda yanada pasayib

bormoqda.

Ushbu gipoteza testini o‘tkazish uchun quyidagi o‘zgaruvchilarni tanlangan:

- bog‘liq o‘zgaruvchi sifatida aholi jon boshiga yalpi ichki mahsulot (GDP per

capital) tanlandi;

- Inflatsiya (Inflation), to‘g‘ridan-to‘g‘ri xorijiy investitsiya (FDI), Ishsizlik

(Unemployment), Eksport (Export), Valyuta kursi(Exchange rate) va Sanoat

(Industry) larni mustaqil o‘zgaruvchilar sifatida tanlab oldik.

2-rasm. Gipotezani tekshirish

1

1

Mualliflar tomonidan shakllantirilgan

Industry

H6

Exchange rate

H5

Export

H4

Unemployment

H3

FDI

H2

Inflation

H1

GDP per capital

J

ournаl of Аnаlyticаl Synergy аnd

Scientific

Horizon ISSN: 3060-5261 Impact faktor: 9.9

Volume 1, Issue 3, Series B 2025

72

Bizning gipotezamiz quyidagicha:

𝐻

1

0

: Aholi jon boshiga yalpi ichki mahsulot

(

GDP per capital)

va inflatsiya (Inflation) o‘rtasida hech qanday bog‘liqlik yo‘q;

𝐻

1

1

: Aholi jon boshiga yalpi ichki mahsulot

(

GDP per capital)

va inflatsiya (Inflation) o‘rtasida bog‘liqlik mavjud;

𝐻

2

0

: Aholi jon boshiga yalpi ichki mahsulot

(

GDP per capital) va to‘g‘ridan-

to‘g‘ri xorijiy investitisyalar (FDI) o‘rtasida hech qanday bog‘liqlik yo‘q

𝐻

2

1

: Aholi jon boshiga yalpi ichki mahsulot

(

GDP per capital) va to‘g‘ridan-

to‘g‘ri xorijiy investitisyalar (FDI) o‘rtasida bog‘liqlik mavjud

𝐻

3

0

: Aholi jon boshiga yalpi ichki mahsulot

(

GDP per capital) va ishsizlik

(Unemployment) o‘rtasida hech qanday bog‘liqlik yo‘q

𝐻

3

1

: Aholi jon boshiga yalpi ichki mahsulot

(

GDP per capital) va ishsizlik

(Unemployment) o‘rtasida bog‘liqlik mavjud

𝐻

4

0

: Aholi jon boshiga yalpi ichki mahsulot

(

GDP per capital) va eksport

(Export)

o‘rtasida hech qanday bog‘liqlik yo‘q

𝐻

4

1

: Aholi jon boshiga yalpi ichki mahsulot

(

GDP per capital) va eksport

(Export)

o‘rtasida bog‘liqlik mavjud.

𝐻

5

0

: Aholi jon boshiga yalpi ichki mahsulot

(

GDP per capital) va valyuta

kursi(Exchange rate) o‘rtasida hech qanday bog‘liqlik yo‘q

𝐻

5

1

: Aholi jon boshiga yalpi ichki mahsulot

(

GDP per capital) va valyuta

kursi(Exchange rate) o‘rtasida bog‘liqlik mavjud.

𝐻

6

0

: Aholi jon boshiga yalpi ichki mahsulot

(

GDP per capital) va

sanoat(Industry) o‘rtasida hech qanday bog‘liqlik yo‘q

𝐻

6

1

: Aholi jon boshiga yalpi ichki mahsulot

(

GDP per capital) va

sanoat(Industry) o‘rtasida bog‘liqlik mavjud.

𝐻

0

– bu bizni nol gipotezamiz va

𝐻

1 – bu bizni muqobil gipotezamiz (1)

J

ournаl of Аnаlyticаl Synergy аnd

Scientific

Horizon ISSN: 3060-5261 Impact faktor: 9.9

Volume 1, Issue 3, Series B 2025

73

Shuningdek,

tahlil

qilish

uchun

Kiprning

iqtisodiy

rivojlanishiga ta’sir etuvchi omillarni empirik o‘rganish davomida

1981-2023 yillardagi ma’lumotlardan foydalanib biz ko‘p omilli

ekonometrik model va tenglamalarni ishlab chiqdik. Ekonometrik

tenglamalarni ishlash uchun vaqt qatorlarini iqtisodiy rivojlanishga ta’sir qilivchi

omillar bilan o‘zaro bog‘liqligini o‘rgandik.

Kipr uchun quyidagi modellarni oldik: Chiziqli model

GDPpercapital=

𝛽

0+

𝛽

1Inflatiom+

𝛽

2FDI+

𝛽

3Unemployment+

𝛽

4Export+

𝛽

5Exchange rate+

𝛽

6Industry

(2)

Bu yerda:

β0: konstanta (o‘zragmas)

𝜀

𝑖

: tasodifiy xatolik

Statsionarlik testi.

Augmented Dickey-Fuller (ADF) testi statsionarlikni tekshirish uchun

ishlatiladi. Bu testni afzalik jihat nafaqat statistik ma’lumotimizni statsionalikka

aniq tekshirish imkonini beribgina qolmasdan, uni agar statsional bo’lmasa

differensiyalash (farqlash) matematik usuli orqali statsionalikka aylatirish imkonini

beradi.

ADF testi tenglama sifatida ifodalanishi mumkin.

𝑌𝑡

= β1= + β1

𝑡

+ δY

𝑡

−1+

𝑎

𝑖

∑

𝑖

+ Y

𝑡

−1 +ε

𝑖

(4)

Gipoteza testi:

𝐻

1

0

: δ = 0 (birlik ildizni o‘z ichiga oladi, ma’lumotlar statsionar emas)

𝐻

1

1

: δ < 0 (birlik ildizni o‘z ichiga olmaydi, ma’lumotlar statsional).

Bundan tashqari, model yordamida prognoz qilishdan avval, Gauss-Markovning

shartlari

asosida

shakllantirgan

modelimizni

baholaymiz.

Jumladan,

modelimizni markaziy chegara nazariyasining kuzatuvlar soni bo‘yicha talabini

qanoatlantirishga tekshirish, heteroskadastiklik, avtokorrelyatsiya, qoldiqlarning

normal taqsimoti kabilarni GaussMarkovning shartlarida baholaymiz.

J

ournаl of Аnаlyticаl Synergy аnd

Scientific

Horizon ISSN: 3060-5261 Impact faktor: 9.9

Volume 1, Issue 3, Series B 2025

74

1-rasm: Bog

‘

liq va mustaqil o

‘

zgaruvchilarning grafik usulida

statsionallikka tekshirish natijalari

2

1-rasmda keltirilgan statsionallikka tekshirishning grafik usul natijalari shuni

ko‘rsatadiki, “GDP per capital” bog‘liq o‘zgaruvchisi statsionar emas, sababi

statsionallikning talabiga ko‘ra statistik ma’lumotning o‘rtachasi o‘zgaruvchan,

ya’ni vaqt o‘tishi bilan o‘rtacha doimiy o‘zgarib borgan. Shuning uchun xulosa

qilish mumkinki ushbu o‘zgaruvchining ma’lumotlari statsionar emas.

2

Mualliflarning Stata dasturidan olgan ma`lumotlari asosida shakllantirilgan.

J

ournаl of Аnаlyticаl Synergy аnd

Scientific

Horizon ISSN: 3060-5261 Impact faktor: 9.9

Volume 1, Issue 3, Series B 2025

75

Shu bilan birga, mustaqil o‘zgaruvchi bo‘lgan “eksport” (export)

va “valyuta kursi” (exchange rate) o‘zgaruvchilar ham o‘rtachasi va

dispersiyasi o‘zgaruvchan bo‘lganligi sababli ularni ham statsionar

emas deyishimiz mumkin bo‘ladi. Shunindek, “inflatsiya”

(inflation), “ishsizlik” (unemployement), “sanoat” (indusrty) o‘zgaruvchilari ham

dispersiyasi o‘zgaruvchanligi oqibatida statsionar holatda emas. Lekin faqatgina

“to‘g‘ridan to‘g‘ri xorijiy investitsiya hajmi” (FDI) 2009-yilgacha statsionar holatni

qayd etilgan. Ammo 2010-yildan 2020-yilga qadar o‘zgarganini ko‘rishimiz

mumkin

2-jadval: Bog

‘

liq va mustaqil o

‘

zgaruvchilarning Dikkey-Fyuller testida

statsionallikka tekshirishning natijalari

2-jadvalda Kiprning yalpi ichki mahsuloti Dikki-Fuller testidan o'tganligi

ko'rishimiz. Olingan Z (t) test qiymati "-9.813" bo‘lib, bu salbiy va uchta kritik

qiymatdan pastligi aniqlandi. 1 foiz, 5 foiz va 10 foiz darajalari uchun kritik

qiymatlar mos ravishda -3.641, -2.955 va -2.611 edi. Statistik test qiymati kritik

qiymatlardan past bo‘lganligi sababli, bu Dikki-Fuller testining mezon talabini

qondiradigan kuchli statsionarlik mavjudligini ko‘rsatadi. Diferensiya amalga

oshirilmasdan bu natijaga erishildi. Bundan tashqari, pqiymati 0,0001 qiymati

statsionarning mavjud ekanligini ko‘rsatadi.

J

ournаl of Аnаlyticаl Synergy аnd

Scientific

Horizon ISSN: 3060-5261 Impact faktor: 9.9

Volume 1, Issue 3, Series B 2025

76

Xuddi

shuningdek,

mustaqil

o‘zgaruvchilar

bo‘yicha

o‘tkazilgan Dikki-Fuller testining natijasi, har bir o‘zgaruvchining

statistik qiymati boshqa kritik qiymatlardan kichikroq (1%, 5%.

10% kritik qiymat) va kuchli statsionarlarning ham mavjudligini

ko‘rsatdi. Inflatsiya, eksport, ishsizlik, valyuta-kursi va sanoat diferensiyalashdan

so‘ng erishildi. .

Bundan tashqari, har bir mustaqil o‘zgaruvchining p-qiymatlari 0,005 dan kichik

va

mustahkam statsionar mavjudligini ko‘rsatadi. Tadqiqotimizning keyingi

maqsadi Germaniyada aholi jon boshiga to‘g‘ri keladigan

YaIMga berilgan omillarning ta’sirini o‘rganish uchun regressiya va

korrelyatsiya modelini yaratishdan iborat.

J

ournаl of Аnаlyticаl Synergy аnd

Scientific

Horizon ISSN: 3060-5261 Impact faktor: 9.9

Volume 1, Issue 3, Series B 2025

77

2-rasm. Bog

‘

liq va mustaqil omillarning korrelatsiya grafigi

2-rasm va 3-jadvalda omillar o‘rtasidagi korrelatsiya tahlili

keltirilgan bo‘lib, agar

korrelatsiya koefisient ishorasi “+” bo’lsa omillar o‘rtasida

to‘g‘ri bog‘liqlik, ishora “-” bo‘lsa teskari bog‘liqlik, 0 bo‘lsa bog‘lanish mavjud

emasligini anglatadi. (Karl Pearson, 1896)

3

. Valyuta-kursi va eksport mustaqil

omillari o‘rtasida yuqori darajadagi (0.863) to‘g‘ri bog‘liqlik mavjudligi aniqlandi.

Keyingi bog‘liqlik bog‘liq o‘zgaruvchi bo‘lgan aholi jon boshiga YaIM va mustaqil

o‘zgaruvchi FDI (to‘g‘ridan to‘g‘ri investitsiya hajmi) o‘rtasida kuchsiz darajadagi

(0.233) to‘g‘ri bog‘liqlik mavjud ekanligni ko‘rishimiz mumkin. Navbatdagi

bog‘lanish ishsizlik darajasi va bog‘liq o‘zgaruvchi o‘rtasidagi kuchli darajadagi (-

0.679) teskari bog‘lanish ekanligini ko‘rib turibmiz. Ekport va ishsizlik o‘rtasida

ham yuqori darajadagi (-0.706) teskari bog‘liqlik mavjudligi aniqlandi. Lekin, oltin-

valyuta zahirasi va tug‘ilish darajasi o‘rtasida hech qanday bog‘lanish mavjudligi

aniqlanmadi. Shuningdek FDI hamda eksport o‘rtasida ham hech qanday bog‘liqlik

mavjud emas (2-rasm, 3-jadval).

3

Karl Person 1896. "Mathematical Contributions to the Theory of Evolution" "Philosophical Transactions of the

Royal Society" journal

J

ournаl of Аnаlyticаl Synergy аnd

Scientific

Horizon ISSN: 3060-5261 Impact faktor: 9.9

Volume 1, Issue 3, Series B 2025

78

3-jadval. Bog

‘

liq va mustaqil omillarning Peirvays

korrelatsiya (Pairwise correlations)

Tadqiqotda biz "oddiy eng kichik kvadratlar" modelidan

foydalandik. 4-jadavaldagi ma’lumotlardan foydalangan holda ko‘p

omilli regressiya modelini tuzib chiqamiz.

GDPpercapita=5749.4 - 506.7Inflation – 1.73FDI + 1.51Export+

3.33Totalreseves +

𝛆𝒊

4-jadval. Chiziqli regressiya (Linear regression, OLS model)

4-jadvalda

keltirilgan

ma'lumotlarning

regression

tahlilida

mustaqil

o‘zgaruvchilarning bog‘liq o‘zgaruvchi aholi jon boshiga YaIMga nisbatan ta’siri

keltirilgan. Unga ko‘ra infilatsiya darjasining 1% ga oshishi Unemployment ya’ni

ishsizlik darajasini 536 $ ga kamaytirishini aniqlashimiz mumkin. .

T-qiymatlari va p-qiymatlari “student” testini ifodalab har bir koeffitsientning

statistik ahamiyatini ko‘rsatadi.*** p<0,01, ** p<0,05, * p<0,1 yozuvi statistik

ahamiyatga egalik darajasini bildiradi. Bu yerda *** juda yuqori ahamiyatga ega

ekanligini bildiradi (p<0,01), ** yuqori darajadagi muhimlikni bildiradi (p<0,05), *

o‘rtacha ahamiyatga ega (p<0,1) degan natijani beradi.

Bulardan tashqari modelninig mosligini aniqlovchi yana bir nechta

ko‘rsatkichlar mavjud: R-kvadrat (determentsiya koefitsienti) qiymati 0,975 ni

tashkil etadi, bu GDPpercapita bog‘liq o‘zgaruvchida sodir bo‘lgan

o‘zgarishning

J

ournаl of Аnаlyticаl Synergy аnd

Scientific

Horizon ISSN: 3060-5261 Impact faktor: 9.9

Volume 1, Issue 3, Series B 2025

79

97.5 % ni biz modelimizda tanlab olgan omillarga ko‘ra sodir

bo‘ladi. F-testi

modelning umumiy ahamiyatini tekshiradi. Bunday holda, p-

qiymati 0,000 ni tashkil etadi, bu butun modelning statistik

ahamiyatga ega ekanligini ko‘rsatadi.

Umuman olganda regressiya tahlillari shuni ko‘rsatmoqdaki, inflatsiya, FDI,

eksport va oltin-valyuta zahirlarining bog‘liq o‘zgaruvchilarga ta’siri statistik

jihatdan ahamiyatli.Lekin ishsizlik va tug‘ilish darajasining ta’siri statistik ahamiyat

kasb etmaydi.

Ekonometrik model ishlab chiqilgandan so‘ng, keyingi bosqich prognoz

qilishdan oldin uning ishonchliligini tekshirish uchun diagnostika tahlilini

o‘tkazishdir. Ushbu tahlil modelining bu sohada keng qo‘llaniladigan Gauss Markov

shartlariga muvofiqligini baholashni o‘z ichiga oladi. Dastlabki shart shuni

ko‘rsatadiki, bizning kuzatuvlarimiz kamida 24 dan yuqori bo‘lishi kerak. Bizning

kuzatuvlarimiz 42 yillik bo‘lganligi sababli Gauss Markovning birinchi shartini

qanoatlantiradi.

5-jadval Tasviriy statistika natijasi

Gauss Markovning ikkinchi shartiga ko‘ra modelning emperik qiymati

modelning nazariy qiymatiga teng yoki yaqin bo‘lishi kerak.

5-jadval keltirilgan tasviriy statikalar biz tuzgan modeldagi bilan haqiqatdagisini

taqqoslamasi sanaladi. Ko’rib turganimizdek o‘rtacha qiymat ikklasida ham bir xil

J

ournаl of Аnаlyticаl Synergy аnd

Scientific

Horizon ISSN: 3060-5261 Impact faktor: 9.9

Volume 1, Issue 3, Series B 2025

80

chiqqan, ammo maksimal va minimal qiymatlar bir-biridan ancha

uzoq chiqqanini ko‘rishimiz mumkin va bu shartdan ham

muvaffaqiyatli o‘tgan.

6-jadval. Breusch-Pagan testi natijasi

chi2(1)

Prob > chi2

GDPpercapital

0.05

0.8256

Gauss Markovning 3-shartiga ko‘ra qoldiq modelga bog‘lanmagan bo‘lishi

kerak. Agar bog‘langan taqdirda u holat geteroskedastik holati deyiladi. Buni

tekshirishning 3 xil usuli mavjud bo‘lib bular test usuli, korrelyatsiya jadvali va

grafik usullaridir. Biz modelimizni 3-shartga baholash uchun Breusch-Pagan va

White testlaridan foydalandik. Ushbu holatni baholash uchun biz ikkita test

o‘tkazamiz: White test va Breusch-Pagan testi.Biz o'tkazadigan dastlabki sinov bu

bizning modelimizni baholash uchun Breusch

Pagan testidir. Taqdim etilgan natijalarga asoslanib, testning p-qiymati 0, 05

ni tashkil etadi. Bu test mezoniga ko‘ra homosedastik holatni ko‘rsatadi. Shuning

uchun biz nol gipotezani qabul qilamiz, bu qoldiqlarda heteroskedastlik yo‘qligini

ko‘rsatadi.

Shunday qilib, tuzilgan modelning qoldiqlari homosedastik tebranishlarni

ko‘rsatadi. Biz keyingi bosqichda white noise testi orqali modelimizni yordamida

modelimizni tekshiramiz. Ushbu sinov, ilgari aytib o‘tilgan Breusch-Pagan testi

kabi, 0,05 dan oshadigan p qiymatini talab qiladi.

7-jadval. White test natijasi (Cameron & Trivedi’s decomposition of

IM-test)

7-Jadvalda

keltirilgan natijalarga ko‘ra, White testining p-qiymati

eteroskedastiklik

J

ournаl of Аnаlyticаl Synergy аnd

Scientific

Horizon ISSN: 3060-5261 Impact faktor: 9.9

Volume 1, Issue 3, Series B 2025

81

uchun 0,05 dan ko‘p bo‘lib, qoldiqlarda heteroskedastikaning

dalillari mavjudligi

aniqlanmadi va bu testdan ham muvaffaqiyatli o‘ta oldi.

8-jadval. Breusch-Godfrey avtokorellatsiya testi

8-jadvaldan xulosa qilishimiz mumkinki, Breusch-Godfrey test natijasiga ko‘ra

qoldiqlarimiz orasida avtokorrelyatsiya holatlari topilmadi. Chunki R-square

0.05 dan katta (0.068) bo'lib chiqdi Shu sababli, regressiya modelining qoldiqlarida

ketma-ket korrelyatsiya holati mavjud emasligini ko‘rsatdi.

9-jadval. Durbin-Watson testi

Durbin“Watson

d-

statistic

43

1.95727

Bizning modelimizda Durbin-Watson testini o‘tkazganimizda 1.95727 natijaga

erishdik. Odatda, agar Durbin-Watson statistikasi 2 ga qanchalik yaqin bo‘lsa,

avtokorelatsiya holati yo’qligini anglatadi. Demak, biz avtokorelatsiya yo‘q

degan xulosani bera olamiz.

J

ournаl of Аnаlyticаl Synergy аnd

Scientific

Horizon ISSN: 3060-5261 Impact faktor: 9.9

Volume 1, Issue 3, Series B 2025

82

Gauss Markovning beshinchi shartiga ko‘ra qoldiqlarni

normal taqsimoti bo‘yicha modelimizni testdan o’tkazamiz. Buning

uchun dastlab Shapiro-Wilk testidan foydalanamiz.

10-jadval. Shapiro wilk testi natijasi

Variable

Obs

W

V

z

Prob>z

qoldiq

43

0.9651

1.461

0.802

0.211

Shapiro-Uilkning normallik testi statistikasida z-ball bilan bog'liq bo‘lgan

ehtimollik (Prob>z) 0.211 ni tashkil etdi, ushbu natija p˃0.05 dan darajasidan

kamroq. Shuning uchun biz "qoldiq" o'zgaruvchisi uchun normallikning nol

gipotezasini rad qilamiz. (10-jadval).

5-rasmda qoldiqlarning normal taqsimot grafigini ko‘rib turibmiz. Uning

mohiyati shundan iboratki, ko‘k rangdagi ko‘rsatkichlar qanchalik egri chiziqning

ichida yotgan bo‘lsa, qoldiqlar, shunchalik darajada normal taqsimlangan bo‘ladi.

J

ournаl of Аnаlyticаl Synergy аnd

Scientific

Horizon ISSN: 3060-5261 Impact faktor: 9.9

Volume 1, Issue 3, Series B 2025

83

3-rasm. Qoldiqlarning normal taqsimoti grafigi.

Gauss

Markovning oxirgi shartiga ko‘ra mustaqil

o‘zgaruvchilar bir biriga ta’sir

ko‘rsatmasligi kerak. Agar mustaqil o‘zgaruvchilarning bir

biriga ta’siri bo‘lmasagina OLS (Ordinary least squared) modelini yaxshi deb

baholashimiz mumkin.

11-jadval. Mustaqil omillarning multikoleniarlikka

tekshirish natijalari. (Variance inflation factor )

Multikollinearlik (mustaqil o‘zgaruvchilarning bir biriga ta’sir) testida esa VIF

(variance inflation factor) barcha VIF qiymatlari 1,00 ga yaqin chiqdi. Qoida

bo‘yicha, bu ko‘rsatkich 10 dan baland bo‘lsa, mustaqil o‘zgaruvchilar o‘rtasida

multikollinearlik muammosi mavjud bo‘lar edi. Bizdagi ko‘rsatkich esa 10 dan

ancha kichik, demak, modelimizda multikollinearlik muammosi yo‘q. Ya’ni biron

bir mustaqil o‘zgaruvchining bog‘liq o‘zgaruvchiga bo’lgan tasiri boshqa bir

mustaqil o‘zgaruvchi ta’siri ostida yuzaga kelmagan degan xulosani bizga taqdim

qiladi.

Xulosa qilib aytganda,

Kipr davlati misolida iqtisodiy rivojlanish va tanlangan

iqtisodiy ko‘rsatkichlar o‘rtasidagi bog'liqlik bo‘yicha olib borilgan empirik

J

ournаl of Аnаlyticаl Synergy аnd

Scientific

Horizon ISSN: 3060-5261 Impact faktor: 9.9

Volume 1, Issue 3, Series B 2025

84

tadqiqotimizda Kipr iqtisodiyoti dinamikasi haqida qimmatli

ma‘lumotlarni taqdim eta oladi deyishimiz mumkin.

Ushbu tadqiqotdan olingan asosiy xulosalar va tavsiyalar

quyidagicha bo‘ladi.

Kiprdagi inflatsiyaning o‘sishi iqtisodiy taraqqiyotiga teskari ta’sir ko‘rsatishi

mumkin. Chunki narxlar oshishi natijasida ish beruvchilar xarajatlarni kamaytirish

maqsadida ish o‘rinlarini qisqartirishi mumkin va bu o‘z navbatida ishsizlikni

keltirib chiqaradi yoki inflatsiya oshishi natijasida mamlakatdagi foiz stavkalar ham

oshadi, natijada investorlarning ham mamlakatga bo‘lgan e’tibori kamayib ketishiga

olib kelsihiga mumkin.

Bu holatlarning barchasi mamlakatning iqtisodiy taraqqiyotiga rahna soluvchi

omillar sanaladi. Buning uchun mamlakat to‘g‘ri monetar siyosat yuritishi bilan

inflatsiya darajasi barqarorlashtirishi mumkin. Bundan tashqari mamlakatda eksport

va YaIM jonboshiga o‘rtasidagi to‘g‘ri bog‘lanish aniqlandi. Bunda eksport hajmini

oshirish bilan iqtisodiy rivojlanishga ijobiy hissa qo‘shish mumkin bo‘ladi. Ya’ni

mamlakatga valyuta oqimi kirib kelishi natijasida iqtisodiy farovonlikka erishish

mumkin. Buning uchun mamlakatda ekport uchun qulay shart-sharoitlar yaratilishi

va to‘siqlarning olib tashlanishi lozim bo‘ladi.

Mamlakatdagi oltin-valyuta zahirlarining oshishi ham iqtisodiy rivojanishga

ijobiy ta’siri mavjuddir. Chunki bu ko‘rsatkich mamlakatning tashqi qarzlari va

kreditlari uchun kafolat vazifasini o‘tashi mumkin yoki mamlakatning byudjet

taqchililligi yuzaga kelgan holda uni yopish uchun xizmat qilish orqali

mamlakatning iqtisodiy qudratini belgilab berishi mumkin. Buning uchun davlat

mamlakatdagi valyuta kursi barqarorligini saqlashi va qulay investitsion muhitni

tashkil etish orqali erishish mumkin. Ushbu tadqiqotda kutilmagan holatlarda biri

(FDI) ning oshishi GDP percapitaani oshirmasdan hattoki birmuncha kamaytiradi

degan statistik xulosani bergani bo’ldi. Bunga sabab sifatida FDI ning turli xil

sohalarga kiritilmayotganligi (diversifikatsiya) yoki kredit resurslarning notog‘ri

J

ournаl of Аnаlyticаl Synergy аnd

Scientific

Horizon ISSN: 3060-5261 Impact faktor: 9.9

Volume 1, Issue 3, Series B 2025

85

taqsimlanishi, ya’ni kamroq foyda olib keluvchi masalan

ko‘chmas mulk kabi sohalarga olib kirilayotganligi sabab bo‘lishi

mumkin. Buning uchun davlat FDI larning to‘g‘ri taqsimlanishi

nazorat qilish orqali GDP percapitaga ijobiy ta’sir keltirishini

ta’minlashi mumkin bo’ladi.

FOYDALANILGAN ADABIYOTLAR RO’YXATI:

1. Barro, R. J. (1997). Determinants of economic growth: a cross-country

empirical study. *NBER Working Paper*, 5698.

2. Sims, C. A. (1980). Macroeconomics and reality. *Econometrica, 48*(1), 1-

48.

3. Stock, J. H., & Watson, M. W. (2001). Vector autoregressions. *Journal of

Economic Perspectives, 15*(4), 101-115.

4. Blanchard, O., & Wolfers, J. (2000). The role of shocks and institutions in

the

rise of European unemployment: the aggregate evidence. *The Economic

Journal, 110*(462), C1-C33.

5. Bernard, A. B., & Jensen, J. B. (1995). Exporters, jobs, and wages in U.S.

manufacturing: 1976-1987. *Brookings Papers on Economic Activity:

Microeconomics, 1995*, 67-119.

6. Okun, A. M. (1962). Potential GDP: Its measurement and significance

Proceedings of the Business and Economic Statistics Section of the

AmericanStatistical Association, 98-104.

7. R. G. Bhattacharya & A. S. K. Saha, 2013. "The Impact of Foreign

Exchange

Reserves on Economic Growth" "International Journal of Economics and

Financial Issues" journal 4-5

8. Karl Person 1896. "Mathematical Contributions to the Theory of Evolution"

J

ournаl of Аnаlyticаl Synergy аnd

Scientific

Horizon ISSN: 3060-5261 Impact faktor: 9.9

Volume 1, Issue 3, Series B 2025

86

"Philosophical Transactions of the Royal Society" journal

9. Rukhiddin Zayniddinov. Gulbakhor Irgasheva. Nosir

Makhmudov. Burhan

Uluyol.An Empirical Investigation of the Relationship

Between Digital

Economy

and

Economic

Development

in

Uzbekistan.

https://www.researchgate.net/publication/380558003_An_Empirical_Investiga

tion_of_the_Relationship_Between_Digital_Economy_and_Economic_Devel

opment_in_Uzbekistan

10.Mukhammad Boltayev. Elnur Atajanov. Rukhiddin Zayniddinov. An

empirical study of the specific relationship between economic development and

economic indicators in the case of Denmark

https://www.researchgate.net/publication/379036256_An_empirical_study_of_

the_specific_relationship_between_economic_development_and_economic_

indicators_in_the_case_of_Denmark_the_research_is_in_Uzbek

11.Amirov Xurshid. Bafoyev Azizbek. Dilmurodov Bahodir. THE

RELATIONSHIP BETWEEN ECONOMIC DEVELOPMENT AND SELECTED

ECONOMIC INDICATORS IN CASE OF ITALY

https://www.researchgate.net/publication/376456012_THE_RELATIONSHIP

_BETWEEN_ECONOMIC_DEVELOPMENT_AND_SELECTED_ECONO

MI C_INDICATORS_IN_CASE_OF_ITALY