Туйназаров абдуғаффор абдубоқИ ЎҒли ягона ижтимоий тўлов ва суғурта бадаллари ставкаларини оптималлаштириш

4.5-жадвал
Таҳлил учун танлаб олинган кўрсаткичларнинг миқдор тақсимоти ва тасвирий статистикаси

Кўрсаткичлар	Пенсия жамғармаси даромадлари, млн. сўм	ЯИТ, млн. сўм	Суғурта бадаллари, млн. сўм	Корхоналар товар айланмасидан бадаллар, млн. сўм
Ўртача	3894095	2316532	814840,4	418720,7
Ўртача хатолик	221212,2	120030,8	55982,09	30196,85
Медиана	3691755	2218279	778754,9	364292,8
Мода	0	0	0	0
Стандарт четланиш	989291,1	536794,2	250359,5	135044,4
Дисперсия танланма	9,79E+11	2,88E+11	6,27E+10	1,82E+10
Эксцесс	-0,15555	0,064957	-0,77291	0,664554
Асимметриклик	0,779187	0,723358	0,438957	1,187816
Интервал	3440992	1953410	835825,4	452908,1
Минимум	2579499	1559048	458828,4	281057,5
Максимум	6020491	3512457	1294654	733965,6
Сумма	77881908	46330634	16296808	8374414
Кузатув даври	20	20	20	20
Ишончлилик даражаси95%	463002,5	251227,4	117171,9	63202,74

Манба: Пенсия Жамғармаси ҳисобот маълумотлари асосида муаллиф
томонидан тайёрланди


Ушбу тасвирий статистика маълумотларидан кўринадики, таҳлил учун кузатув даври 20 га тенг


4.6-жадвал
Корреляцион матрица

	Пенсия жамғармаси даромадлари	ЯИТ	Суғурта бадаллари	Корхоналар товар айланмасидан бадаллар
Пенсия жамғармаси даромадлари	1
ЯИТ	0,993623	1
Суғурта бадаллари	0,982321	0,964072	1
Корхоналар товар айланмасидан бадаллар	0,88628	0,863969	0,821967	1

Манба: муаллиф ишланмалари асосида тузилди
Ушбу корреляцион матрица маълумотларидан кўринадики, таҳлил учун танланган кўрсаткичларимиз орасида юқори позитив корреляцион боғланиш мавжуд. Шунингдек, компаниянинг шахсий суғурта мукофотининг суғурта мукофотига таъсирчанлик даражаси сезиларли даражада эканлигини ва бахтсиз ҳодисалардан суғурталаш билан эса кучли позитив корреляцион боғлиқлик мавжудлигини кўришимиз мумкин.
Тадқиқот ишимизда Пенсия жамғармасининг маълумотлари асосида жамғарма даромадларига ЯИТ, Суғурта бадаллари ва Корхоналар товар айланмасидансуғурта бадали кўрсаткичларининг таъсирини ўрганиш мақсадида кўп омилли регрессион таҳлил амалга оширамиз.
Бунда Пенсия жамғармасининг 2014-2018 йил чораклик маълумотлари (n=20) қамраб олинган.
Фараз қиламиз, Пенсия жамғармаси даромадлари ЯИТ, суғурта бадаллари ва корхоналар товар айланмасидан бадаллар кўрсаткичларига боғлиқ. Ушбу кўрсаткичларни мос равишда ПЖД,ЯИТ, СБ ва КТАБдеб белгилаш киритамиз.
Яъни,
(4.1.)
Кўрсаткичлар қуйидаги кўп омилли регрессион тенглама орқали текширилди:
Y=а₀+а₁X1+а₂X2+а₃X3 + U(4.2)
бунда,
y – Пенсия жамғармаси даромадлари (ПЖД);
x1 – Ягона ижтимоий тўлов (ЯИТ);
x2 – суғурта бадаллари(СБ);
x3 – корхоналар товар айланмасидан бадаллар (КТАБ);
u – тасодифий хатолик.

Яъни базавий моделимиз қуйидагича кўринишга эга бўлади:

ПЖД = а₀ + а₁хЯИТ + а₂хСБ +а₃хКТАБ+ u (4.3.)
а_0,а_1,а_2,а₃ – регрессия параметрларини билдиради.
Эконометрик таҳлилда регрессион таҳлилнинг аҳамияти юқори бўлиб, регрессион таҳлил ёрдамида, яъни энг кичик квадратлар усулини қўллаган ҳолда регрессия параметрларини топиб оламиз ва регрессия моделини қуриш имкониятига эга бўламиз. Буни биз оддий Excel дастуридан фойдаланган ҳолда амалга оширишимиз мумкин бўлади.
4.7-жадвал
Регрессия статистикаси

R – танланма корреляция коэффициенти	0,999845
R-квадрат, дитерминация коэффициенти	0,999689
R-квадрат, нормал тақсимот	0,999631
Стандарт хатолик	19008,72
Кузатув даври	20

Манба: муаллиф ишланмалари асосида тузилди
Ушбу регрессия статистикаси маълумотларидан кўринадики, таҳлил учун танланма тўғри амалга оширилган ва ўзгарувчилар орасида юқори позитив корреляцион боғлиқлик мавжуд. Хусусан, R – танланма корреляция коэффициенти 0,99 га тенг ва дитерминация корреляция коэффициенти 0,99га тенг бўлмоқда. Таҳлил учун кузатув даври 20га тенг эканлиги ҳам таҳлилимиз натижаларининг ишончлилигининг ошишига хизмат қилади.
Регрессион таҳлилнинг кейинги босқичида дисперсион таҳлил натижаларини келтирамиз,
4.8-жадвал
Дисперсион таҳлил натижалари

Дисперсион таҳлил		Фишер мезони бўйича жадвал қиймати=3,24
	df	SS	MS	F – хисоб қиймати	F – қиймат
Регрессия омиллари сони	3	1,86E+13	6,2E+12	17149,03833	2,91E-28
Регрессия қолдиғи	16	5,78E+09	3,61E+08
Жами:	19	1,86E+13

Манба: муаллиф ишланмалари асосида тузилди
4.9-жадвал
Регрессия таҳлили натижалари

	Коэффициентлар	Стандарт хатолик	t-статистика		P- қиймат
Y- кесишмаси, ўзгармас	57256,18	25257,54	2,266894		0,037610466
ЯИТ	0,982463	0,034707	28,30707		4,27425E-15
СБ	1,443158	0,065793	21,93467		2,29406E-13
КТАБ	0,919445	0,064346	14,289		1,57912E-10
	Стьюдент мезонига асосан критик қиймат=2,12

Манба: муаллиф ишланмалари асосида тузилди
4.9-жадвал маълумотлари таҳлилидан кўришимиз мумкинки, Р–қиймат ўзгарувчиларнинг статистик аҳамиятлилигини баҳоловчи асосий кўрсаткич ҳисобланади. Бизнинг таҳлил учун танланган барча кўрсаткичларимиз юқори 1%лик статистик аҳамиятли эканлигидан, регрессия таҳлили натижаларига асосан моделимизни қуришимиз мумкин, унинг кўриниши қуйидагича бўлади,
ПЖД =57256,18 + 0,98хЯИТ+ 1,44хСБ + 0,91хКТАБ(4.4.)
4.4–регрессия модели асосида хулоса қиладиган бўлсак, Пенсия жамғармаси даромадларининг шаклланишида танлаб олинган барча кўрсаткичларимиз тўғри пропорционал эканлигини кўришимиз мумкин. Бунга кўра, Пенсия жамғармасининг даромадлари шакллантирилишида суғурта бадаллари юқори таъсирга эга бўлиб, суғурта бадалларининг 1 бирликка ошиши жами даромадларни 1,44 бирликка ошишига олиб келишини, ЯИТнинг бир бирликка ошиши эса жамғарма даромадларининг 0,98 бирликка ошишини билдиради. Шунингдек, жамғарма даромадларининг шаклланишида корхоналарнинг товар айланмасидан бадаллар ҳам юқори позитив таъсирга эга бўлиб, унинг 1 млн. сўмга ошиши жамғарма даромадларини 0,91 млн. сўмга ошишига олиб келишини билдиради. Бу ҳолатни Пенсия жамғармасининг 2019 йил 1 январдан ЯИТ ва мажбурий суғурта бадалларини оптималлаштирилиши натижасида аҳолининг иш ҳақи базасининг ошишини ҳисобга оладиган бўлсак, ЯИТ миқдорининг ошиши натижасида жамғарма даромадларининг етарли даражада ошишига эришиш мумкинлиги билан изоҳлашимиз мумкин бўлади.
V БОБ. ХУЛОСА

5.1. Тадқиқот саволига тегишли натижаларнинг қисқача ифодаси

Тадқиқот ишимизда юқорида билдирилган олим ҳамда мутахассисларнинг фикр, мулоҳаза ва олиб борилган тадқиқотларимиз натижасида хулоса ўрнида айтишимиз мумкинки, Республикамиз аҳолисининг ёш таркибида ёшлар катта салмоққа эга бўлишига қарамасдан кексаларнинг салмоғи барқарор даражада сақланиб қолмоқда. Мустақиллик йилларида аҳолининг ўртача умр кўриш даражаси тобора яхшиланиб, ўсиш тенденциясига эга бўлмоқда. Шу муносабат билан мамлакатимизда амалга оширилаётган ислоҳотлардан кўзланган асосий мақсад аҳоли даромадлари ҳамда фаровонлигини оширишга қаратилмоқда.
Мамлакатимизда Пенсия жамғармаси даромадларини барқарорлаштиришда олиб бораётган ислоҳотларда муҳим масала хўжалик юритувчи субъектлар томонидан тўланадиган мажбурий ягона ижтимоий тўловва аҳолининг Пенсия жамғармасига ихтиёрий суғурта бадаллари ставкаларини такомиллаштириш ҳисобланади.
Пенсия жамғармаларининг ривожланиши ва мустаҳкамланиши ижтимоий-демографик омиллар - аҳолининг ўсиш суръати, туғилиш ва ўлим даражаси кўрсаткичлари, таълим ва соғлиқни сақлаш соҳаларининг, шунингдек иқтисодиётнинг ривожланиш даражаси билан узвий боғлиқдир.
Хусусан, мамлакатимиздаги аҳолининг демографик таркибий тузилмаси ўзига хос бўлиб, унга кўра, дунёнинг барча ривожланган мамлакатларида кексалар сонининг аҳоли умумий сонидаги салмоғи ортиб бораётган бир пайтда, Ўзбекистонда бу кўрсаткичнинг ўсиш суръатлари бу мамлакатларникидан анча паст ҳисобланади ва Пенсия жамғармаси даромадларини шакллантириш нуқтаи-назаридан ўзига хос бўлган қулай вазиятни юзага келтиради. Шунингдек, аҳоли даромадларининг тармоқлар ва минтақалар бўйича табақаланиши, мамлакатимиз иқтисодий ривожланиши суръатларининг янада жадаллашуви муносабати билан Пенсия жамғармаси даромадларини шакллантиришнинг таркибий тузилмасида ўз аксини топади.