Ўзбeкистон рeспубликаси

4.10-жадвал
Корреиятси.ванинг аусусий ҳоэфТисиентлари матрицаси

Ко ърсаткич	Й	х;	хз	хз	х	<5
Й	л
з,	0,59	1
хз	0,48	-0,136	1
ʼ,.. т	0,39	0,019	0,003	1
з	-0,36	0,090	-0,14	-0,14	1
<5	0,31	0,098	0,16	0,48	0,082	1

^Корреляциянинг ^{хусусий ва жуфт коэффисиентларини таққослангани-} мизда бóшқа омилламинг рентабеллик даражаси ва ўрганилаётган омиллар орасидаги боғ1анишга таъсири этарлича аҳамиятли: корреляциянинг хусусий коэффисиентлари жуфт коэффисиентларидан анча пастлигини кўриш мумкин. Бу корреляцион моделга кирувчи омиллар рентабелликка нафақат бевосита, балки билвосита ҳам таъсир кўрсатишидан дарак беради. Шунинг учун ча1ғитувчи омиллар таъсиридан тозалагач, бироз чамбарчас боғланиш ҳосил бў1ди. Агар тескар йўналишдан таъсир этувчи омиллар таъсиридан ҳам тозаласак, жуда чамбарчас боғ1аниш ҳосилбўлди.
Бу сабаблар орқали нафақат корреляция коэффисиенти миқдори ўзгаради, балки, боғ1аниш йўналиши ҳам, умумий кўринишда тўғри бў1иши мумкин, аслида тескари томонга ўзгариб кетган бў1иши мумкин ёки аксинча. Буни қуйидагича тушуниш мумкин: корреляциянинг жуфт коэффисиентлари ҳисобланаётганда натижавий ва омилли кўрсаткич1арнинг ўзаро боғ1аниши ўргани1аётганда, уламинг бошқа омиллар билан ҳам ўзаро аро таъсирлари ҳисобга олинади. Масалан, агар меҳнат унумдорлигининг ўсиш суръати иинга тўловни ошириш суръатидан ошиб кетса, меҳнатга ҳақ тў1аш даражаси ошганда рентабеллик ҳам ошади. Шунинг учун, умумий ҳолда рентабеллик даражаси ва меҳнатга

ҳақ тў1аш даражаси ўртасидаги боғланиш тўғри бў1ади. Агар меҳнат унумдорлиги ва бошқа омилларни ўзгартирмаган ҳолда меҳнатга ҳақ тў1аш даражасини оширсак, у ҳолда рентабеллик пасаяди, яъни корреляциянинг хусусий коэффисиенти минус белгиси билан чиқади.

Шундай қилиб, корреляциянинг хусусий ва жуфт коэффисиентлари ёрдамида ўргани1аётган ҳолатларнинг бевосита ва умумий ҳол- лардаги боғ1анишлари ҳақида тасаввурга эга бў1иш мумкин. Омилларнинг ўзаро таъсирини характерлайдиган корреляция коэффисиентлари ҳам муҳим аҳамиятга эга. Таъкид1аб ўти1ганидек, корреляцион моделга бир-биридан мустақил бў1ган омиллар танлаб олинади. Агар иккита омилли кўрсаткичнинг корреляция коэффисиенти 0,85 дан юқори бўлса, уламинг биттасини моделдан чиқариб ташлаш керак. Корреляция коэффисиентлари матрицасини ўрганиш натижасида ушбу моделга киритилган омиллар бир-бирлари билан зич боғ1анмаган деган хулосага келиш мумкин.
Боғ1анишни чамбарчаслигини ўрганишда корреляция коэффисиентлари танлаш ҳажмига боғлиқ ҳолда тасодифийлигига эътибор қаратиш зарур. Маъ1умки, кузатувлар сони камайиши билан корреляция коэффисиенти ишончлилиги тушиб кетади ёки кузатувлар сони ортиши билан ко ляция коэффисиенти ишончлилиги ошади.

Корреляция коэффисиенти аҳамияти Стюдент мезони бўйича текширилади

^{р 0,59} = 5,72 (15)

0,103

бу ерда, м_р — корреляция коэффисиентининг ўрта квадратик хатолиги бў1иб, у қуйидаги формула бўйича аниқланади
_ 1 — р ² _ 1 — 0,59 ²
_{р ни Û40 — 1} = 0,103 (16)

Агар т нинг ҳисобланган қиймати жадвалдаги қийматдан катта бў1са, у ҳолда корреляция коэффисиенти катталиги маънога эга деган хулоса чиқади. т нинг жадвалдаги қиймати Стюдент мезони қиймати жадвалидан топилади. Бунда эркинлик даражаси сони

(р = н — 1) ва ишончли эҳтимоллик даражаси (иқтисодий ҳисоб- китобларда, одатда, 0,05 ёки 0,001) ҳисобга олинади. Бизнинг мисолда эркинлик даражаси сони н —1= 40 —1= 39 га тенг. Ишончли эҳтимоллик даражаси эса П —— 0,05с = 2,02 га тенг. Модомики, т ҳақиқий барча ҳолда ı жадвалдан катта экан, натижавий ва омилли кўрсаткичлар орасидаги боғ1аниш ишончли,
корреляция коэффисиенти катталиги эса маънога эга экан (-жадвал).