Ўзбeкистон рeспубликаси

4.7-жадвал БошИанғич маЪИумотларнинг статистик тавсифı кўрсаткичлари

Ўзгарув- чилар рақами	Ўртача ариф-метик қиймати	Ўртача квад- ратик оғи5ҳ	Вари- ация, %	Асим- метрия	Экс- сесс	Асим- метрия хатоси	Экс- сесс хатоси
Й	27,15	2,85	10,50	0,20	-1,16	0,37	0,73
х1	2,77	0,28	10,08	0,36	-0,81	0,37	0,73
х2	92,57	8,70	9,39	0,24	-0,69	0,37	0,73
х3	8,46	0,59	7,00	0,10	-0,52	0,37	0,73
х4	17,77	2,76	15,55	0,72	-0,0г	0,37	0,73
5	31,68	7,28	22,98	0,63	-0,13	0,37	0,73

4.7-жадвалда энг юқори вариация хс да (К = 22,98), лекин у 33 .ö ошиб кетмайди. Демак, бош1анғич маълумот бир турда экан ва уни кейинги ҳисоб учун қў11аш мумкин.

Вариациянинг эрıг юқори кўрсаткıчи асосида корреляцион таҳлил учун зарур бў1адиган маълумот1ар ҳажмини қуйидаги формуладан топиш мумкин.

У ²ʼ ² 22,98²
н
мъ СЪ

1,96ʼ

- 32,

бу ерда о — танланадиган маъ1умотламинг керакли ҳажми; У— вариация, %;
ı — эҳтимоллик даражаси П 0,05 да 1,96 га тенг бўладиган боғ1аниш ишоııчлилиги кўрсаткичи;
м — ҳисобламинг аниқлилик кўрсаткичи (иқтисодий кўрсаткич1арда хау ҳо1да5-8% гача рухсат берилади).
Демак, қабул қилинган танлов ҳажми (40 та корхона) корреляцион таҳлил ўтказиш учун этарли бў1ар экан.
Бошланғич маълумотларнинг меъёрий тақсимот қонунига бўйсуниши деганда ўргани1аётган маъ1умот1аминг асосий қисми ҳар бир кўрсаткич бўйича унинг ўртача қиймати атрофıда гуруҳланган бўлиши керак, жуда катта ва жуда кичик миқдордаги

объектлар эса иложи борича кароқ учраши кераклиги тушунилади. Меъёрий тақсимот графıги 4.1-расмда берилган.

4.1-расм. Маълумотларнинг меъёрий тақсимоти графиги.

Маъ1умотларни меъёрий тақсимотдан оғиш даражасини сонли ифодалаш учун асимметрия кўрсаткичи экссесса кўрсаткичи қў11ани1ади.

Асимметрия кўрсаткичи (А) ва унинг хатоси (м,) қуйидаги формула бўйича ҳисобланади:
А —— ^{З(•—)ʼ 6} (ло)
^{Экссесс кўрсаткичи (ф) ва унинг хатОСи ( ЗЗт}э) ^{қуйидаги формула} бўйича ҳисобланади:


Э —— (11)
Симметрик тақсимотда А=0. Нолдан фарқли бў1са маъ1умот1ар тақсимотида асимметрия мавжудлигини кўрсатади. Салбий асимметрия маълумот1аминг катта қийматга эгалигидан, ижобий асимметрия эса кичик қийматли маъ1умот1ар кўп учрашидан далолат беради.
Меъёрий тақсимотда экссесс кўрсаткичи €=0 бў1ади. Агар W0 бўлса, маълумот1ар ўртача қиймати атрофида зич жамланган, ўткир учли шаклланган бў1ади. Агар ü<0 бўлса, эгри тақсимот ясси учли шаклда бў1ади. Бироқ, А/мқ ва Э/м, муносабат 3 дан кичик бў1са асимметрия ҳамда экссесс унчалик аҳамият касб этмайди ва ўрганилаётган маълумот меъёрий тақсимот қонунларига мос келади.
Жадвалда А/мқ ВИ Э/ _э нинг исталган муносабатида 3 дан

ошмайди, демак, бош1анғич маъ1умот бу қонунга бўйсунади.

Омиффи ва натижавий кў рсаткиЧ _{лар ўртасидаги}
моделлаштириш ўргани1аётган боғ1анишни
боғфонишни
аниқроқ акс

cттирадиган мос тенгламани танлашга эътибор _{қаратади.}

^{Уни асослаш учун ҳам мавж}уд ^{боғ1анишни} _{ўрнатувчи}
усуллар: аналитик гуруҳлаш, чизиқли графıклар ва ҳ.к. қў1ланилади.
Агар барча омилли ко ърсаткиCлл1ар натижавий билан _{боғланишлар} тўғри чизиқли характерда бўлС£т, бу боғланишни _{ёзиш учун} ^{қуйидаги чизиқли функцияни қўл1аш м}ı»

Й —— а + б,х, + б,з ₂ ⁺ ...+ б х, ;
Натижавий ва омилли ко^{ърсаткиc}ҳ1ар _{орасидаги}

^{эгри чизиқли шаклида даражали функси}я ^ҳам

(12)

боғ1анишнинг

(13)

ёки логарифмик функция ҳам қў11ани1иши мумкин.
лг Й —— бп +б, лг х, + б }г2 _{2 + ...+ б,} лг з, ; ₍₁₄₎
^{Келтирилган моделламинг яхши} томонлари _{шундаки, уламинг}

тб,) кўрсаткичига иқтисодий ^тушун_ча

(изоҳ) бериш мумкин.

Чизиқли моделда б, коэффисиентлар
омилли кўрсаткичлар бирликда

^{ўзгарганда, абсолют ифодалаш}да _{даражали ва логарифмик}

кўрсаткич1ар фоизларга ўзгарганда натижавий

бирликда ўзгарган1игини кўрсатади.

кўрсаткич неча

Боғланиш шаклини асослаш қийÎн бўлган _{ҳолларда} эчиш учун ҳар хи1 моделлами ^қўöаш _{ва натижалами}
масалани
таққослаб

кўриш мумкин. Ҳақиқий боғланиш1ар _{турли моделларнинг мослигини} текшириш учун аппроксиматсий г ʼ_{ртача хатолиги ва} ^{детерıнинациянинг кўп} сонли ^{коэффис}иентла_ри ў1чаıнини кўрсатувчи Фишер мезонидан фойдаланамиз. Бу ^ҳақда _{кейинроқ тўхталамиз.}
Ўрганилаётган омиллар ва ^рентабеллик даражаси _{ўртасидаги}

боғланишни ўрганиш шуни
^{ко рсаı}дики, бизнинг мисолда кўриб

ўти1ган барча боғ1анишлар
то г чизиқли
характерга эга экан.

Шунинг учун уларни ифодалаш учун _{чизиқли функция қўллани1ди.}
^{Ко п омилли корриляцион тоҳлил} йззқ_{ласини ечиш ШEҲМ да}
^{«Статистика» пакетида} жойлашган намунли дастурлар бўйича ^{амалга оширилади. Аввало бошла1лғ}ич _{маълумот1ар матрицаси} (4.8-жадвал) тузиб олинади. Биринcл3ж устунда кузатувлар _тартиб рақами; иккинчи устунга натижавий _{кўрсаткичлар қиймати (),} кейингисига эса омилли кўрсаткич1ар _{қиймати (ми) ёзиб олинади.}

4.8-жадвал Корреляцион таҳлил учун бошланғич маълумотлар

Тåр	Й	х;	хз	х3	«
1	22,5	2,40	80,0	8,00	25,0	25,0
2	23,8	2,70	88,0	7,30	23,0	22,5
3	24,7	2,50	87,0	7,90	22,0	26,0
40	32,4	320	94,4	9,90	18,0	36,5

Бу маъ1умот1ар ШEҲМ га киритилади. Сўнгра улар асосида жуфт ва хусусий корреляция коэффıсиентлари матрицаси, кўп миқдорли регрессия тенгламаси, корреляция коэффисиентлари ишончлилиги ёрдамида баҳоланувчи кўрсаткичлар ҳамда боғ1аниш тенгламалари: Стюдент мезони (/), Фишер мезони ( , аппроксимациянинг ўртача хатолиги (?), корреляциянинг кўп миқдорли коэффисиентлари (фи) ва детерминациялар (Д) ҳисобланади.
Корреляциянинг жуфт ва хусусий коэффıсиентлари матрицасини ўрганиб, кўри1аётган ҳолатлар бир-бирлари билан чамбарчас боғ1иқ деган хулосага келиш мумкин. Жуфт корреляциялар коэффисиенти умумий ҳолда, натижавий кўрсаткичлар даражасини аниқловчи бошқа омиллар таъсирини ҳисобга олган ҳолда, икки кўрсаткич орасидаги боғланиш чамбарчаслигини характерлайди.
4.8-жадва1даги маъ1умотлар (бисинчи устун) шундан дарак берадики, барча омиллар рентабеллик даражасига сезиларли таъсир кўрсатар экан. Асосан рентабеллик материал унуми, жамғарма унуми, маҳсулот сифати ва меҳнат унумдорлигига чамбарчас боғлиқдир. Ушбу кўрсаткичлар ошиши билан рентабеллик ошади (тўғридан-тўғри боғ1аниш); маблағ айланишининг давомийлиги ошса, рентабеллик камаяди (айланма боғ1аниш).

4.9-жадвал Коррелвациянинг }уфт лтоэфл"ıсиентлари матрицаси

Кўрсаткич	Й	х;	хз	хз	хз	х
Ф	1
х,	0,75	1
хт	0,73	0,34	1
	0,74	0,29	0,40	1
х	-0,51	-0,33	-0,46	0,45	1
*с	0,72	0,40	0,22	0,36	0,37	1

Бироқ шуни таъкидлаш жоизки, корреляциянинг жуфт коэффисиентлари бошқа омилламинг натижага таъсири ҳолатида олинган. Уларнинг таъсиридан ажратиб, натижавий ва омилли кўрсаткичлар орасидаги боғ1анишни соф ҳолдаги сонли характеристикасини олиш учун корреляциянинг хусусий коэффисиентлари ҳисобланади (4.10-жадвал)