Y a d u L l a h ə s ə n L i ekonometrikaya giriġ DƏrslik

(1) 
Maliyyə  stabilliyinin  əsas  göstəricisi  olan  inflyasiyaya  xüsusi  əhəmiyyət 
verilir. Əgər maliyyə risklərinin təhlilinin ənənəvi sxeminə nəzər yetirsək görərik 
ki,  iqtisadi  subyektlər  qiymətlərin  səviyyəsinin  əvvəlki  ilə  nəzərən    dəyişməsinə 
(inflyasiyaya)  həssas  olurlar.  Burada  təkcə  maliyyə  sisteminin  elementi  olan 
istehlak  qiymətlərinin  nöqtəvi  qiyməti  deyil,  onun  dinamikliyi  və  dəyişkənliyini 
ifadə edən interval xarakteristikası da nəzərə alınır.  
Modelin  realizasiyası  və  dlınmıĢ  nəticələrin  təhlili:  Real  ümumi  daxili 
məhsulun artımının(RÜDMART)  
(1)
  reqresiya  asılılığının  1996-2003-cü  illərdəki 
şəkli aşağıdakı kimi alınmışdır: 
 
Dependent Variable: LOG(RUDMART) 
Method: Least Squares 
Date: 08/23/05   Time: 16:44 
Sample(adcusted): 1996 2003 
Included observations: 6 
Excluded observations: 2 after adcusting endpoints 
Variable 
Coefficient 
Std. Error 
t-Statistic 
Prob.   
C 
10.57053 
0.666692 
15.85518 
0.0040 
INFLYASIYA+INFLY
ASIYA^2 
0.149953 
0.039752 
3.772191 
0.0636 
INFLYASIYA 
-4.643323 
1.215912 
-3.818798 
0.0622 
LOG(INFLYASIYA) 
8.265371 
2.372693 
3.483541 
0.0734 
R-squared 
0.987853     Mean dependent var 
7.169201 
Adcusted R-squared 
0.969633     S.D. dependent var 
1.023876 
S.E. of regression 
0.178423     Akaike info criterion 
-0.374602 

 
 
 
185 
Sum squared resid 
0.063669     Schwarz criterion 
-0.513429 
Log likelihood 
5.123806     F-statistic 
54.21703 
Durbin-Watson stat 
1.899156     Prob(F-statistic) 
0.018165 
 
LOG(RUDMART) = 10.57052792 + 0.1499534516*(INFLYASIYA+INFLYASIYA^2) – 
 -4.643322862*INFLYASIYA + 8.265371252*LOG(INFLYASIYA)                              
(2)
 
 
 (2)
  reqresiya  tənliyinin  parametrlərinin  t-statistikası  göstərir  ki,  sabit 
əmsaldan  başqa,  digər  əmsallar  95%  əhəmiyyətlilik  səviyyəsi  ilə  etibarlı  deyil, 
lakin  90%  əhəmiyyətlilik  səviyyəsinə  malikdirlər.  Belə  ki,  sabit  parametr  üçün 
tapılmış qiymətdən kənarlaşma ehtimalı 0,4%, ikinci əmsal üçün bu rəqəm 6,36%, 
üçüncü parametr üçün 6,22%, dördüncü əmsal üçün isə 7,34%-dir. Darbin-Uotson 
statistikasının  2-yə  yaxın  olması  (1,899)  qalıqların  avtokorelasiyaçının  mövcud 
olmadığını  göstərir  ki,  bu  da  arzuolunan  haldır.  Başqa  sözlə,  model  proqnoz 
məqsədləri üçün də əhəmiyyətlidir. Ümumiyyətlə, 
(2)
 tədqiq edilən illərdə ÜDM-
in  real  həcminin  dəyişməsini  98,8%  ilə  aproksimasiya  edir. 
(2)
  modelindən 
aşağıdakı  nəticələr  çıxarmaq  olar.  İqtisadi  artım  inflyasiya  əlaqələri  prosesi  iki 
rejimdə mövcuddur. 
(2)
  funksiyasının  ekstremumunun  tədqiqi  göstərir  ki,  asılılığın  iki  stasionar 
nöqtəsi  vardır:  13,7-minimum  nöqtəsi  və  2,9  maksimum  nöqtəsi.  Əgər 
inflyasiyanın  faktiki  qiyməti  bu  iki  nöqtə  arasında  olarsa,  onda  bu  rejimdə 
iqtisadiyyat monetar siyasətdən əlavə təkan alır və inflyasiya real ÜDM-in artımına 
müsbət təsir edir. Əgər inflyasiyanın faktiki qiyməti 2,9-13,7 intervalından çıxarsa, 
onda  iqtisadiyyat başqa rejimə düşür. Bu zaman monetar siyasətdə dəyişikliklərin 
edilməsi zərurəti yaranır, çünki inflyasiya real ÜDM-in artım tempini aşağı salır. 
 
ƏDƏBIYYAT 
1  Yılmaz  K.,  Akçay  J.,  Alper  E.  Enflasyon  ve  Büyüme  Dinamikleri.  TUSİAT-
T/2002-12/341,  gelişmekde  olan  ülke  deneyimleri  işığında  Türkiye  analizi,  2002, 
108 s. 
2.  Gokal  V.,  Hanif  S.  Relationship  between  inflation  and  economic  growth. 

 
 
 
186 
Working  Paper  No.  2004/04.    Economics  Department  Reserve  Bank  of  Fici  , 
December 2004, 51.p. 
http://www.reservebank.gov.fc/docs/2004_04_wp.pdf 
3.  Инфляция. 
http://www.bolshe.ru/unit/110/books/2516/s/ 
4.   Ghosh  A, Philips  S. Inflation, Disinflation, and  Growth, IMF Working  Paper, 
1998, 44 p.  
www.imf.org/external/pubs/ft/wp/wp9868.pdf
 
5.  De Gregorio C. Inflation, Growth and Central Banks: Theory and Evidence, 
The World Bank Policy Research Department Macroeconomics and Growth 
Division, February 1996, 54 p. 
http://wdsbeta.worldbank.org/external/default/WDSContentServer/IW3P/IB/
1996/02/01/000009265_3961019185641/additional/109509322_20041117141021
.pdf
 
6.  Khan M. S. Inflation, Financial Deepening, and Economic Growth. IMF  2002, 
Paper  for  Banco  de  Mexico  Conference  on  Macroeconomic  Stability,  Financial 
Markets and Economic Development, 27 p. 
http://www.banxico.org.mx/gPublicaciones/Seminarios/esp/dgie/estamacrome
r/Inflation.pdf
 
7.    Khan  M.  S.,  Senhadci  A.  S.  Threshold  Effects  in  the  Relationship  between 
Inflation and Growth, IMF, 2001, Staff Papers Vol. 48 No.1, 21 p. 
http://www.imf.org/External/Pubs/FT/staffp/2001/01a/pdf/khan.pdf
 
8.  Gillman M., Nakov A. A Revised Tobin Effect From Inflation: Relative Input 
Price and Capital Ratio Realignments, US and UK, 1959 – 1999. 1999, Vol. 18, 19 
p, 
www.ceu.hu/econ/economic/tobin_ceuwp.pdf
. 
 
                                                      AMEA-nın “Məruzələr” jurnalinda dərc olunub, 
                                                  LXI cild, №3, 2005 (Fexri Həsənovla həmmüəllif) 

 
 
 
187 
  
3.4. Ġstehlak qiymətlərinin dəyiĢməsinin (inflyasiyanın) qısamüddətli 
modelləri 
 
GiriĢ:    İstehlak  qiymətləri  indeksi,  yəni  cari  dövrdəki  istehlak  malları  və 
xidmətlərin  qiymətlərinin  səviyyəsinin  müqayisə  olunan  dövrdəki  (baza  dövri) 
qiymətlərinin  səviyyəsinə  nisbəti  ilə  ifadə  olunur.  İstehlak  qiymətləri  indeksini 
(İQİ) 100%-ə vurulması İQİ-nin artım tempini, ondan 100%-in çıxılması isə əlavə 
artım tempini (inflyasiyanı) göstərir. İQİ-nin başlıca təyinatı istehlak mallarının və 
xidmətlərin  qiymət  dinamikasını  müəyyənləşdirməkdən  ibarətdir.  İQİ  Laspeyres 
düsturu ilə hesablanır[
1, səh.331
]. Azərbaycanda İQİ-nin hesablanmasında əhalinin 
istehlakının milli xüsusiyyətləri nəzərə alınmaqla 585 mal və xidmət qrupları üzrə 
toplanmış qiymət və tariflərdən istifadə edilir. 
 
Azərbaycanda  İstehlak  qiymətlərinin  dəyişməsinə  (artmasına)  bir  sıra 
obyektiv və subyektiv səbəblər təsir edir. Onları aşağıdakı kimi qruplaşdıra bilərik: 
1)
 
Neft gəlirlərinin artımı; 
2)
 
Əhalinin pul gəlirlərinin və ya əmək haqqının artması; 
3)
 
Dövlət büdcəsinin kəsirlə maliyyələşdirilməsi (xərclərin gəlirlərdən çox 
olması); 
4)
 
İnhisarçılıq və müşahidə olunmayan iqtisadiyyat; 
5)
 
Gömrük vergi və rüsumları; 
6)
 
Tədiyyə balansının İdxal və ixracın dəyişməsi; 
7)
 
Manatın xarici valyutalara nəzərən dəyərinin artması; 
8)
 
Denominasiya; 
9)
 
Regionlarda infrastrukturun inkişaf səviyyəsi; 
10)
 
Pul kütləsinin artımının məhsul həcminin artımını üstələməsi; 
11)
 
Qiymətli kağızlar bazarının tam formalaşmamağı; 
12)
 
Valyuta bazarına müdaxilə; 
13)
 
İqtisadiyyatın inkişafının diversifikasiya (rəngarəngliyi) səviyyəsi; 
14)
 
Dolayı (əlavə dəyər vergisi, aksizlər və s.) vergilər. 

 
 
 
188 
15)
 
Vergi yükü; 
16)
 
Kredit faizləri; 
17)
 
Milli bankın kommersiya banklarına qoyduğu məcburi ehtiyat norması.  
Yuxarıda  göstərdiyimiz  obyektiv  və  subyektiv  səbəblərin  istehlak  qiymətləri 
indeksinin  dəyişməsinə  təsirinin  müsbət  və  ya  mənfi  tərəfləri  ola  bilər.  Məsələn, 
istehlak  məhsullarının  (xüsusi  ilə  ərzaq)  cari  dövr  üçün  idxalının  artımı 
inflyasiyanı  aşağı  salan  amildir.  Ancaq,  uzun  müddətli  dövrdə  bu  inflyasiyanı 
artıran  amilə  çevrilir.  Əhalinin  pul  gəlirlərinin  və  ya  əmək  haqlarının  artımı  qısa 
müddətli  dövrdə  inflyasiyanı  artırır,  uzunmüddətli  dövr  də  ilə  azaldan  amildir. 
Eləcə də cari dövrdə obyektiv səbəb, uzun müddətli dövrdə subyektiv səbəb olur. 
Məsələn,    cari  dövrdə  neftin  qiymətlərinin  kəskin  artması  ilə  neft  gəlirlərinin 
artması  (deməli,  xərclərin  artmasına  gətirib  çıxarmaqla)  inflyasiyanın 
yaranmasında obyektiv amil kimi çıxış edirsə, uzunmüddətli dövrdə subyektiv amil 
olur.  Ayrı-ayrı  amillərin  istehlak  qiymətlərinin  səviyyəsinə  təsirləri  də  müxtəlif 
olur. İlk növbədə həmin amillərin nəticə göstəricisi olan inflyasiyaya təsir güclərini 
müəyyənləşdirmək  lazımdır.  Eləcə  də  hazırkı  dövrdə  inflyasiyanın  yaranmasında 
və  onun  qarşısının  alınmasında  monetar  və  qeyri-mometar  amillərin  rolunu 
aydınlaşdırmaq  zəruridir.  Hər  bir  amilin  inflyasiyanın  yaranmasında  rolunun 
müəyyənləşdirilməsi  anti-inflyasiya  tədbirlərinin  konkret  istiqamətlərinin 
müəyyənləşdirilməsinə  kömək  edir.  Məhz  bundan  sonra  makroiqtisadiyyatın 
monetar  və  fiskal  siyasətləri  və  onların  qarşılıqlı  əlaqələrinin  yarıdılmasının 
köməyi  ilə  effektiv  şəkildə  arzu  olunan  nəticəni  almaq  mümkündür.  Qurulmuş 
modellərin  xarakterindən  (qısamüddətli  və  uzunmüddətli)  asılı  olaraq  aparılmış 
təhlillərin nəticələrindən çıxan təkliflər də qısa və uzun müddətli xarakterə malik 
olur. 
Ümumiyyətlə  nəzərə  alsaq  ki,  2012-2014-cü  ilə  qədər  ölkəyə  neft  gəlirlərinin 
güclü  axını  baş  verəcəkdir  və  bu  amil  inflyasiyanın  zəruri  səviyyədə  saxlanması 
problemlərini daha da aktuallaşdıracaqdır. Ona görə də qısa və uzun müddətli dövr 
üçün  monetar  və  fiskal  siyasət  və  tədbirləri  əhatə  edən  “İnflyasiyanın  qarşısının 
alınması  üzrə  Dövlət  Proqramı”nın  hazırlanması  məqsədəuyğundur.  Proqramın 

 
 
 
189 
hazırlanması  və  yerinə  yetirilməsində  Milli  Bank,  Maliyyə  Nazirliyi  və  digər 
dövlət  qurumlarının  iştirakı  ilə  bərabər  beynəlxalq  maliyyə  qurumlarının 
tövsiyələrindən də istifadə edilməlidir. 
Ġstehlak qiymətlərinin mal qruplarından asılılığı: İstehlak malları və xidmətləri 
daha  ümumi  şəkildə  1)  ərzaq  malları,  2)  qeyri-ərzaq  malları  və  3)  xidmətlərə 
ayırmaq olar. İQİ-nin formalaşmasında ərzaq mallarının qiymət indeksi (ƏM_Qİ), 
qeyri-ərzaq mallarının qiymət indeksi (QƏM_Qİ) və xidmətlərin qiymət indeksləri  
(X_Qİ)  müəyyən  paylara  malikdirlər.  Ona  görə  də  həmin  indekslərin 
dəyişmələrinin də İQİ-nin dəyişməsinə təsiri də müxtəlif olur. Digər tərəfdən 2006-
cı ilin yanvarın 1-dən ölkədə manatın denominasiyası həyata keçirilməsi ( 1 yeni 
manat – AZN = 5000 köhnə manat – AZM) ilə əlaqədar qiymətlərin zəruri olaraq 
yuvarlaşdırılması zamanı texniki olaraq qiymətləri artırır. 
 
İQİ-nin  yuxarıda  göstərilən  amillərdən  asılılığını  xarakterizə  edən 
aşağıdakı funksiyaya baxaq: 
 
İQİ = ƏM_Qİ
c(1) 
* 
QƏM_Qİ
c(2) 
*
 X_Qİ
c(3) 
* 
e
c(4)*denominasiya  
          (
1
) 
Burada,  c(1),  c(2),  c(3),  c(4)  əmsallar  və  ya  parametrlərdir.  c(1),  c(2),  c(3) 
parametrləri  nəticə  göstəricisi  olan  İQİ-nin  uyğun  olaraq    ƏM_Qİ,
 
QƏM_Qİ  və 
X_Qİ amillərinə nəzərən elastiklik əmsallarıdır[
2, səh.159
]. 
 
e
c(4)*denominasiya  
  vuruğu 
denominasiyanın  İQİ-yə  təsirini  xarakterizə  edir.  c(4)  parametri  yarım  elastiklik         
əmsalıdır[
3. səh.112-118
]. 
 
(
1
)-in hər tərəfini loqorifmləsək aşağıdakını alarıq. 
LOG(İQİ) = C(1)*LOG(ƏM_Qİ) + C(2)*LOG(QƏM_Qİ) + 
                                               + C(3)*LOG(X_Qİ) + C(4)* DENOMİNASİYA                     (
2
) 
 
(
2
)-  reqressiya  tənliyini  Azərbaycanın  müvafiq  göstəricilərinin  1997-2006-cı 
illəri  əhatə  edən  aylıq  rəqəmləri 
[4,5
]  əsasında  EVews  sistemində  ekonometrik 
qiymətləndirək.  Qiymətləndirilmənin  nəticələri  aşağıdakı  cədvəldə  verilmişdir 
(bax: Cədvəl 
1
.). 
Cədvəl 
1
. 
Dependent Variable: LOG(CPI_95_M12) 
Method: Least Squares 
Sample(adjusted): 1997:12 2006:07 

 
 
 
190 
Included observations: 104 after adjusting endpoints 
Convergence achieved after 16 iterations 
Backcast: 1997:11 
Variable 
Coefficient 
Std. Error 
t-Statistic 
Prob.   
LOG(FOOD_PI_95_M12) 
0.650739 
0.009866 
65.96062 
0.0000 
LOG(NFOOD_PI_95_M12) 
0.197801 
0.025548 
7.742248 
0.0000 
LOG(SERVICE_PI_95_M12) 
0.134395 
0.018529 
7.253208 
0.0000 
DUMMY 
0.015112 
0.001349 
11.20226 
0.0000 
AR(1) 
0.956028 
0.031146 
30.69500 
0.0000 
MA(1) 
0.353011 
0.099619 
3.543615 
0.0006 
R-squared 
0.999779     Mean dependent var 
4.680097 
Adjusted R-squared 
0.999768     S.D. dependent var 
0.090622 
S.E. of regression 
0.001380     Akaike info criterion 
-10.27697 
Sum squared resid 
0.000187     Schwarz criterion 
-10.12441 
Log likelihood 
540.4024     Durbin-Watson stat 
1.854404 
Inverted AR Roots 
       .96 
Inverted MA Roots 
      -.35 
White Heteroskedasticity Test: 
F-statistic 
1.230051     Probability 
0.271741 
Obs*R-squared 
15.69033     Probability 
0.266257 
 
                      LOG(ĠQĠ) = 0.6507385684*LOG(ƏM_QĠ) +  
                                        + 0.1978012062*LOG(QƏM_QĠ) +  
                                        + 0.1343952062*LOG(X_QĠ) + 
                                        + 0.0151117241* DENOMĠNASĠYA            (
3
) 
 
       Tapılmış  parametrlərin  statistik  xarakteristikaları  və  ümumilikdə  modelin 
adekvatlığının  yoxlanması  testlərinin  nəticələri  göstərir  ki,  (
3
)  modeli  kifayyət 
qədər  adekvatdır.  İQİ-nin  (
3
)  modeli  ilə  tapılmış    qiyməti  (Fitted)  ilə  faktiki 
qiyməti (Aktual) 99.9779 faiz (R-squared = 0.999779) üst-üstə düşür  və ona görə 
də  onların  qiymətləri  arasındakı  fərq  (Residual)  xeyli  kiçik  ədədlə  xarakterizə 
olunur (bax: Qrafik 
1
.) 
Məlumdur  ki,  ekonometrik  modelləşdirmənin  ən  zəruri  tələbi  qalıqların 
(Residual)  Qaus-Markov  şərtlərini  ödəməsi  və  Normal    qanunla  paylanmasıdır[2, 
səh.78-81].  Dispersiyalarının  sabit  ədədə  bərabər  olması  (2-ci  şərt)  və  qalıqların 
bir–birindən  asılı  olmayaraq  paylanması  (avtokorelyasiyanın  olmamağı)    (3-cü 
şərt) və ən mühüm Qaus-Markov şərtləridir.  
Qrafik 
1
. 

 
 
 
191 
 
-.012
-.008
-.004
.000
.004
4.5
4.6
4.7
4.8
4.9
98
99
00
01
02
03
04
05
06
Residual
Actual
Fitted
 
 
 
 
Cədvəl 
1
-dən göründüyü kimi Darbin-Vatson statatistikasının qiymətinin 2-
yə  yaxın olması  (Durbin-Watson  stat  = 1.854404  )  1-ci  tərtib avtokorelyasiyanın 
mövcud olmamağını göstərir. Qeyd edək ki, ilkin təhlil zamanı qalıqların 1-ci tərtib 
avtokorelyasiyaya  malik  olası  aşkar  edilmişdir  və  o  AR(1)  vasitəsi  ilə  aradan 
qaldırılmışdır. Qalıqların orta kəmiyyətinin 1-ci tərtibdən dəyişməsi (
sürüıkən orta
) 
isə    MA(1)  vasitəsi  ilə    aradan  qaldırılmışdır.  İstər  AR(1),  istərsə  də  MA(1)-in 
modelə  daxil  edilməsi  qalıqların  dispersiyasının  dəyişməsini  (Heteroskedasticlik) 
aradan  qaldıraraq  sabitləşməsinə  səbəb  olmuş  və  homoskedastiklik  yaranmışdır 
(White Heteroskedasticity Test:). 
  Beləliklə (
3
) modeli göstərir ki, ərzaq məhsullarının qiymət indeksinin (ƏM_Qİ) 
ay ərzində bir faiz artması istehlak qiymətləri indeksinin (İQİ)  0.6507385684 faiz 
artmasına,     qeyri-ərzaq  məhsullarının  qiymət  indeksinin  (QƏM_Qİ)  ay  ərzində 
bir  faiz  artması  İQİ-nin  0.1978012062  faiz  artmasına,  xidmətlərin  qiymət 
indeksinin  (X_Qİ)  ay  ərzində  bir  faiz  artması  isə    İQİ-nın  0.1343952062  faiz  
artmasına səbəb olur. Ümumiyyətlə isə manatın denominasiyası istehlak qiymətləri 
indeksinin  təxminən  1.5  faiz  artmasına  səbəb  olmuşdur.  Göründüyü  kimi 
qiymətlərin artımına ən güclü təsir edən faktor ərzaq məhsullarının qiymətlərinin 
artmasıdır(təxminən  65  faiz).  Ona  görə  də  anti-inflyasiya  tədbirləri  ilk  növbədə 
ərzaq məhsullarının qiymətlərinin artımının qarşısının alınmasına yönəldilməlidir. 

 
 
 
192 
Ərzaq məhsullarının qiymətlərinin artımının təhlili:   Birinci 
modeldə 
öyrəndik ki, ölkədə qiymətlərin səviyyəsinin qalxmasında ərzaq məhsulları 65 faiz, 
qeyri  ərzaq  məhsulları  20  faiz,  xidmətlərin  isə  14  faiz  rola  malik  olmuşdur. 
Ümumiyyətlə  isə  təkcə  manatın  denominasiyası  1.5  faiz  texniki  inflyasiya 
yaratmışdır. Başqa sözlə əgər 2006-cı il yanvarın 1-dən manatın denominasiyasının 
həyata  keçirilməsəydi  onda,  cari  ilin  yanvar-sentyabr  aylarında  qiymətlərin 
səviyyəsi hazırda olan 7.7 faiz deyil 5.2 faiz (7.7 faiz – 1.5 faiz) olacaqdır.   
 
Göründüyü kimi ərzaq məhsullarının qiymətlərinin qalxması ölkədə istehlak 
qiymətlərinin  qalxmasında  müstəsna  rola  malikdir.  Bu  faktı  nəzərə  alaraq  ərzaq 
məhsullarının  qiymətlərinin  qalxmasının  qarşısının  alınmasına  yönələn  tədbirlərə 
xüsusi diqqət yetirilməlidir. Görüləcək tədbirlərin istiqamətlərini konkretləşdirmək 
məqsədi  ilə  ərzaq  məhsullarının  qiymətlərinin  səviyyəsinə  təsir  edən  amilləri  və 
onların  təsir  etmə  güclərini  müəyyənləşdirək.  Bunun  üçün  ərzaq  məhsullarının 
qiymət  indeksinin  ona  təsir  edən  amillərdən  asılılığının  ekonometrik  modelini 
quraq. 
 
Qurulmuş modelin statistik xarakteristikaları cədvəl 
2
-də verilmişdir. 
Cədvəl 
2
. 
Dependent Variable: LOG(IQI_ƏRZAQ) 
Method: Least Squares 
Sample(adjusted): 1997:01 2006:07 
Included observations: 115 after adjusting endpoints 
Convergence achieved after 23 iterations 
Backcast: 1996:12 
Variable 
Coefficient 
Std. Error 
t-Statistic 
Prob.   
LOG(EMEK_H) 
0.083587 
0.038885 
2.149613 
0.0338 
LOG(IQI_ERZAQ_95_A_12(-1)) 
0.722994 
0.095550 
7.566621 
0.0000 
LOG(AGRICUL_OUTPUT) 
-0.006096 
0.002713 
-2.246955 
0.0267 
T 
0.001863 
0.000584 
3.188443 
0.0019 
AR(1) 
0.679767 
0.081117 
8.380077 
0.0000 
AR(12) 
0.253733 
0.068758 
3.690228 
0.0004 
MA(1) 
-0.255661 
0.136077 
-1.878796 
0.0630 
R-squared 
0.988386     Mean dependent var 
0.012604 
Adjusted R-squared 
0.987741     S.D. dependent var 
0.115396 
S.E. of regression 
0.012777     Akaike info criterion 
-5.823440 
Sum squared resid 
0.017631     Schwarz criterion 
-5.656358 
Log likelihood 
341.8478     Durbin-Watson stat 
2.023086 
Inverted AR Roots 
       .98 
   .85+.42i     .85 -.42i 
   .50 -.75i 
 
   .50+.75i 
   .05 -.88i     .05+.88i 
  -.40 -.76i 
 
  -.40+.76i    -.73+.44i   -.73 -.44i 
      -.85 

 
 
 
193 
Inverted MA Roots 
       .26 
White Heteroskedasticity Test: 
F-statistic 
0.311161     Probability 
0.960342 
Obs*R-squared 
2.638678     Probability 
0.954950 
White Heteroskedasticity Test: 
F-statistic 
0.488512     Probability 
0.934512 
Obs*R-squared 
7.361571     Probability 
0.919874 
 
 
 
                     
LOG(IQI_ERZAQ) = 0.08358678198*LOG(EMEK_H) +  
                                                      + 0.7229938096*LOG(IQI_ERZAQ(-1)) –  
    – 0.006096413986*LOG(KT_M) +  
    +  0.001862939497*T                                              (
4
) 
 
  Burada,  IQI_ERZAQ  -  ərzaq  məhsullarının  qiymət  indeksi;  IQI_ERZAQ(-1)  - 
ərzaq  məhsullarının  əvvəlki  aydakı  qiymət  indeksi;  EMEK_H  –  ölkədəki  aylıq 
əmək haqqı; KT_M – isə kənd təsərrüfatı məhsullarının istehsal həcmini göstərir. 
  Cədvəl 
2
-də  verilmiş  statistik  xarakteristikaların  təhlili  göstərmişdir  ki,  (
4
) 
modeli adaekvatdır. Başqa sözlə onun nəticələri kifayət qədər reallığı əks etdirir.   
 
Qrafik 
2
-də  ərzaq  məhsullarının  1996-cı  ilin  yanvar  ayından  2006-cı  ilin 
avqust  aylarını  əhatə  edən  dövrdə  faktiki  qiymətləri  ilə  qurulmuş  (
4
)  modeli 
vasitəsi  ilə  alınmış  qiymətlərinin  və  onlar  arasındakı  kənarlaşmanın  dinamikası 
göstərilmişdir. Göründüyü kimi modeldən alınan qiymətlərin faktiki qiymətlərdən 
kənarlaşmaları kifayət qədər kiçikdir. 
Birinci  modelin  qurulmasının  izahında  qeyd  etmişdik  ki,  qalıq  və  ya 
kənarlaşmaların  (bizim  modeldə  ərzaq  məhsullarının  qiymət  indeksinin  faktiki 
qiymətləri ilə qurulmuş modeldən alınan qiymətlər arasındakı fərq) normal qanunla 
paylanmaya malik olmalıdır. Ək halda modelin nəticələri aldadıcı xarakter daşıya 
bilər  və  reallığı  əks  etdirməz.  ərzaq  məhsullarının  qiymət  indeksinin  faktiki 
qiymətləri  ilə  (
4
)  modelindən  alınmış  qiymətləri  arasındakı  fərqin  (qalıq  və  ya 
kənarlaşmaların)  paylanma  qanununun  dioqram 
2
-dəki  təsviri  və  onun  statistik 
xarakteristikaları  göstərir qalıqlar normal qanunla paylanır. 
Qrafik 
2
. 

 
 
 
194 
-.08
-.04
.00
.04
.08
-.2
-.1
.0
.1
.2
.3
.4
97
98
99
00
01
02
03
04
05
06
Residual
Actual
Fitted
 
 
 
 
Qurulmuş  modelin  təhlili  göstərir  ki,  cari  aydakı  ərzaq  məhsullarının 
qiymətlərinin səviyyəsinin qalxmasına ən güclü təsir edən amil ərzaq məhsullarının 
əvvəlki aydakı  qiymətlərinin qalxması təsir edir. Belə ki, əgər əvvəlki ayda ərzaq 
məhsullarının  qiymətləri  10  faiz  qalxmışdırsa  onda  digər  təsir  edici  amillər  sabit 
qalsa belə növbəti ayda ərzaq məhsullarının qiymətləri 7.2 faiz qalxacaqdır. Ərzaq 
məhsullarının  qiymətlərinin  səviyyəsinin  qalxmasına  ikinci  ən  güclü  təsir  edən 
amil ölkədəki əmək haqqı səviyyəsinin artımıdır. Belə ki, cari ayda əmək haqqının 
10  faiz  artımı  ərzaq  məhsullarının  qiymət  səviyyəsini  elə  həmin  ayda  0.7  faiz 
artmasına  gətirib  çıxarır.  Ərzaq  məhsullarının  istehsalının  həcminin  artımı  ərzaq 
məhsullarının  qiymətlərinin  aşağı  düşməsinə  səbəb  olursa  da  təsiri  aşağı 
səviyyədədir.  Belə  ki,  ərzaq  məhsullarının  istehsalının  həcminin  10  faiz  artımı 
ərzaq məhsullarının qiymətlərinin səviyyəsini 0.06 faiz aşağı salır. Düşünmək olar 
ki,  ərzaq  məhsullarının  idxalı  yerli  istehsalın  həcminin  artımının    ərzaq 
məhsullarının  qiymətlərinin  səviyyəsinə  güclü  təsir  etməsini  kompensasiya  edir. 
Modeldə nəzərə almadığımız lakin zaman ənənəsi ilə müntəzəm dəyişən amillərin 
ərzaq  məhsullarının  qiymətlərinin  səviyyəsini  hər  ayda  orta  hesabla  0.002  faiz 

 
 
 
195 
artırır.  Yəni,  il  ərzində  təkcə  bu  amilin  hesabına  0.024  faiz    ərzaq  məhsullarının 
qiymətləri artır.