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

  (
3
)-ün ekonometrik qiymətləndirilməsindən aşağıdakı nəticələr alınmışdır: 
Dependent Variable: LOG(UDMDTEMP) 
Method: Least Squares 
Date: 04/30/06   Time: 19:17 
Sample(adjusted): 1999 2005 
Included observations: 7 after adjusting endpoints 
Variable 
Coefficient 
Std. Error 
t-Statistic 
Prob.   
C 
-419.5938 
35.64152 
-11.77261 
0.0071 
INF 
-0.076460 
0.020283 
-3.769655 
0.0637 

 
 
 
210 
D(VSSE(-1)) 
-0.012686 
0.002025 
-6.265537 
0.0245 
LOG(BX-BG) 
0.428613 
0.041115 
10.42474 
0.0091 
T 
0.208841 
0.017707 
11.79423 
0.0071 
R-squared 
0.993948     Mean dependent var 
2.878288 
Adjusted R-squared 
0.981844     S.D. dependent var 
0.474346 
S.E. of regression 
0.063916     Akaike info criterion 
-2.486698 
Sum squared resid 
0.008170     Schwarz criterion 
-2.525333 
Log likelihood 
13.70344     F-statistic 
82.11672 
Durbin-Watson stat 
1.992094     Prob(F-statistic) 
0.012067 
 
LOG(UDMDTEMP) = -419.5937639 - 0.07645963425*INF - 0.0126863012*D(VSSE(-1)) + 
+0.4286134473*LOG(BX-BG) + 0.2088408519*T                               (
4
) 
 
  (
4
)-ün  cədvəldə  göstərilən  statistik  xarakteristikaları  göstərir  ki,  model 
adekvatdır.  Modeldən  görünür  ki,  maliyyə  və  vergi  sisteminin  stabilliyinin 
pozulması  ümumi  daxili  məhsulun  artım  tempinə  mənfi,  büdcə  kəsiri  və  zaman 
faktoru isə  müsbət  təsir edir.  Belə ki, inflyasiyanın 1  faiz  artması  ÜDM-in  artım 
tempini baza səviyyəsindən 7.6 faiz aşağı salır.   
  Vergi  sisteminin  stabilliyi  əmsalının  1  vahid  dəyişməsi  növbəti  ildə  1.3  faiz 
aşağı  salır.  Büdcə  kəsirinin  artması  multiplikativ  effekt  verərək  ÜDM-in  baza 
səviyyəsini  kifayət  qədər  yüksək  artırır.  Zaman  faktoru  isə  ildə  20  faiz  artım 
yaradır.  ÜDM-in  artım  tempinə  İnflyasiya  elə  həmin  ildə,  vergi  sisteminin 
stabilliyinin  dəyişməsi  növbəti  ildə  təsir  edərək  aşağı  salır.  Bu  yuxarıda  qeyd 
edilən nəzəri aspektə uyğundur. Büdcə kəsirinin ÜDM-in artımını stimullaşdırması 
Keynisin multiplikator nəzəriyyəsinə müvafiqdir.  
  Zaman  amilinin  ÜDM-in  artımını  sürətləndirməsi  daha  çox  beynəlxalq  neft 
kontraktlarından neft gəlirlərinin artması ilə əlaqədardır. 
  Yuxarıda  qeyd  edildiyi  kimi  monetar  və  fiskal  siyasətlər  qarşılıqlı  təsirə 
malikdirlər.  Bu  əlaqələri  öyrənmək  üçün  onları  xarakterizə  edən  göstəricilərin 
arasında aşağıdakı reqressiya tənliyini qiymətləndirək: 
LOG(VY) = C(1) + C(2)*LOG(IQI)                                (
5
) 
 (
5
) reqressiya tənliyinin qiymətləndirilməsinin nəticəsi aşağıdakı kimi alınmışdır: 
 

 
 
 
211 
Dependent Variable: LOG(VY) 
Method: Least Squares 
Sample: 1996 2005 
Included observations: 10 
Variable 
Coefficient 
Std. Error 
t-Statistic 
Prob.   
C 
-5.787877 
0.983790 
-5.883241 
0.0004 
LOG(IQI) 
0.773746 
0.211934 
3.650881 
0.0065 
R-squared 
0.624923     Mean dependent var 
-2.196542 
Adjusted R-squared 
0.578038     S.D. dependent var 
0.068504 
S.E. of regression 
0.044499     Akaike info criterion 
-3.209839 
Sum squared resid 
0.015841     Schwarz criterion 
-3.149322 
Log likelihood 
18.04920     F-statistic 
13.32893 
Durbin-Watson stat 
1.172117     Prob(F-statistic) 
0.006486 
White Heteroskedasticity Test: 
F-statistic 
0.097238     Probability 
0.908544 
Obs*R-squared 
0.270314     Probability 
0.873579 
 
 
LOG(VY) = -5.787876644 + 0.7737456229*LOG(IQI)                                         (
6
) 
 
  (
6
)  modeli  göstərir  ki,  istehlak  qiymətləri  indeksinin  bir  faiz  artması  vergi 
yükünü  təxminən  0.8  faiz  artırır.  Bu  hal  ədəbiyyatlarda  “inflyasiya  vergisi”  kimi 
qiymətləndirilir. 
Qeyd  edək  ki,  Azərbaycanda  milli  valyutanın  (manatın)  ABŞ  dollarına 
nəzərən  bahalaşması  (revalvasiya)  və    istehlak  mallarının  qiymətlərinin  isə 
qalxması  (inflyasiya)  müşahidə  olunur.  Bu  prosesin  baş  verməsinin  bir  sıra 
səbəbləri vardır.  
Əvvəla, ölkəyə daxil olan neft gəlirlərinin artması valyuta bazarında dollar 
təklifini  artırmış  manatın  bahalaşması  üçün  münbit  şərait    yaratmışdır.  Monetar 
siyasət  baxımından  manatın  bahalaşmasının  qarşısının  alınması  üçün  Milli  Bank 
tənzimlənən  valyuta  siyasəti  apararaq  valyuta  bazarına  müdaxilə  edərək  xarici 
valyutanın  bir  qismini  alaraq  manatın  emissiyasını  həyata  keçirirdi.  Nəticədə 
dövriyyədə  manatın  kütləsi  artaraq    inflyasiya  baş  verirdi.  Lakin  2005-ci  ilin 
fevralından bu siyasətdən qismən əl çəkilərək üzən-tənzimlənən siyasətə üstünlük 

 
 
 
212 
verilmişdir.  Son  aylarda  müdaxilənin  həcmi  valyuta  bazarının    cəmi  1.5  faizini 
təşkil  etmişdir.  Başqa  sözlə  valyuta  bazarında  təklif  oluna  xarici  valyutanın  1.5 
faizi Milli Bank tərəfindən alınmışdır.  
Bununla  belə  nəzərdə  tutmaq  lazımdır  ki,  neft  gəlirlərinin  artan  təzyiqi 
qarşısında bu siyasət davamlı xarakter almaya bilər. 
 
ƏDƏBIYYAT 
1.
 
1. Балацкий Е. «Стабильность налоговой системы как фактор 
экономического роста», Общество и экономика, №2, 2005, ст.100-119.  
2.
 
Azərbaycanın statistik göstəriciləri, ARDSK, Bakı, 2005. 
3.
 
Кристофер Доугерти «Введение в эконометрику», М.,ИНФРА-М,  
2004, 432с. 
4.
 
 EViews-4 User’s guide. 
                                                  “Azərbaycanın vergi xəbərləri” jurnalında 
                                                                     dərc olunub, №05, 2006  
                                                (A.F.Musayevlə həmmüəllif)

 
 
 
213 
3.6. Vergi daxilolmalarının ona təsir edən göstəricilərdən 
asılılığının ekonometrik modelləĢdiriləməsi 
 
Vergilər  üzrə  daxilolmalar  Azərbaycanda  dövlət  büdcəsinin  gəlirlərin  80%-
dən çoxunu təşkil edir. Hazırda mövcud olan 9 vergi növündən dördu: gəlir vergisi, 
müəssisə  və  təşkilatların  mənfəət  vergisi,  əlavə  dəyər  vergisi  və  aksislər  əsas 
vergilərdir.  
Aşağıdakı  cədvəldə  vergi  daxilolmalarının  həcmi  və  ona  təsir  edə  biləcək 
göstəricilərin 1996-2003-cü illərdəki qiymətlərinin dinamikası verilmişdir.  
Cədvəl 1. 
Vergi daxilolmalar və ona təsir edən göstəricilər, milyard manatla 
 
1996 
1997 
1998 
1999 
2000 
2001 
2002 
2003 
Vergi 
daxilolmaları 
1645,4 
2095,8 
1701,9 
1938,4 
2552,0 
2898,0 
3400,0 
4116,9 
Ümumi Daxili 
Məhsul 
13663,2 
15791,4 
17203,1 
18875,4 
23509,5 
26619,8 
30312,3 
35053,4 
Ümumi buraxılış 
26525,3 
31027,9 
33685,9 
34874,5 
41186,2 
41842,5 
49762,9 
59588,8 
Pərakəndə əmtəə 
dövriyyəsi 
7339,0 
8485,6 
9238,8 
9448,1 
10599,4 
11877,4 
13442,3 
15310,0 
Topdansatış 
əmtəə dövriyyəsi 
1783,4 
2469,3 
5358,5 
5425,0 
6015,6 
6365,1 
6920,4 
8630,5 
Əhalinin pul 
gəlirləri 
9525,7 
12367,1 
14423,8 
16134,4 
17556,8 
19381,8 
21220,3 
24207,9 
Müəssisə və 
təşkilatların 
mənfəəti 
2508,4 
1409,6 
1729,2 
1117,5 
2699,7 
3134,0 
4581,0 
5709,7 
 
 
Yuzarıda  verilmiş  cədvəldəki  müvafiq  statistik  rəqəmlərlə  vergi 
daxilolmalarının  (VD)  ona  təsir  edən  göstəricilərdən  asılılığını  ekonometrik 
modellərinə  baxaq.  Ekonometrik  modellərin  qiymətləndirilməsinin  nəticələri 
müvafiq sahədə təhlil və proqnozlaşdırmaq üçün əhəmiyyət kəsb edə bilər.  
Əvvəlcə aşağıdakı xətti reqressiya modelinə baxaq.  
`
PED
c
MTM
c
EPG
c
c
VD







4
3
2
1
   
 
     
(1)
 
burada,  EPG  –  əhalinin  pul  gəlirləri;  MTM  –  müəssisə  və  təşkilatların  mənfəəti; 
PED  –  pərakəndə  əmtəə  dövriyyəsini  göstərir.  c
1
, c
2
, c
3
  və  c
4
  –  parametrlərdir  və 
uyğun göstəricilərin vergi daxilolmaları həcminə təsirini xarakterizə edir.  
(
1
)-  in  Eviews  sistemi  ilə  qiymətləndirilməsindən  alınan  nəticə  aşağıdakı 
kimidir. 

 
 
 
214 
78377
.
2
,
00228
,
0
)
(
Pr
,
67991
.
36
,
938618
.
0
,
964925
.
0
2
47278
,
0
040993
,
0
09953
,
0
4852
,
963
)
303
,
0
(
)
181193
,
1
(
)
400256
,
0
(
)
8601
,
0
(
)
187870
,
0
(
)
218199
,
0
(
)
587
,
0
(
)
589919
,
0
(
)
168718
,
0
(
)
3759
,
0
(
)
99535
,
0
(
)
9867
,
967
(
:
:
:
.















DW
F
ob
F
R
R
PED
MPM
EPG
DV
adj
prob
t
S
S
   
(2)
 
burada,  mötərizə  işarəsi  altında  yazılmış  ədədlər  uyğun  parametrlərin  standart 
səhvləri, t – styudent statistikası və p – qiymətidir. R
2
 – determinasiya əmsalı, DW 
– Darbir-Vatson statistiksı, F – Fişer funksiyası, Prob(F) – F statistikası üçün P – 
qiymətdir.   
(
2
) – xətti modelinin parametrlərinin standart səhvləri, t- statistikaları və p – 
qiymətləri göstərir ki, parametrlərin ən kiçik kvadratlar üsulu ƏKKÜ ilə tapılmış 
qiymətləri statistik əhəmiyyətli deyil. 
Məsələn,  MTM  –  göstəricisinin  standart  səhvi  0,218199-a  bərabərdir.  t- 
statistikası,  
187870
.
0
218199
.
0
040993
.
0


t
 
ədədinə bərabərdir. 
t-  statistikası  ilə  H
0
:C
3
=0  hipotezinin  alternativ  H
1
:C
3
0

  hipotezinə  qarşı 
dayanıqlılığının  yoxlanması  həyata  keçirilə  bilər.  Tutaq  ki,  H
0
  –  hipotezi  doğru 
olur, yəni C
3
  əmsalı  üçün  tapılmış  0,040993  ədəd  doğru  deyil  və  həqiqətdə  onun 
qiyməti sıfıra bərabərdir, onda 
 
)
(
ˆ
3
ˆ
3
k
n
t
S
c
t
c



 
2,5  %-li,  yəni 
025
.
0
2


  əhəmiyyətlilik  səviyyəsinə,  (n-k)  sərbəst  dərəcəli  t– 
paylanmasının  nöqtəsini  verək  bizim  misalda  n-k=8-4=4  sərbəst  dərəcədə 
styudentin 
)
(
2
k
n
t


 paylanmasının cədvəl qiyməti t
0,0025
(4)=2,776 olur. [
1
, səh.78-
79 və səh.556]. 
Yəni, 
95
.
0
)}
4
(
)
4
(
{
025
.
0
025
.
0




t
t
t
P
 

 
 
 
215 
Əgər 
 
4
025
,
0
t
t

 olarsa 5%-li əhəmiyyətlilk səviyyəsində biz 
0
H
 hipotezini 
rədd edirik (və alternativ 
1
H
 hipotezini qəbul edirik). Əks halda biz 
0
H
 hipotezini 
rədd edə bilmərik (və 
0
H
 hipotezi qəbul olunur). 
3
3
0
ˆ
:
C
C
H

  hipotezi  ikitərəfli  alternativ 
3
3
0
ˆ
:
C
C
H

  hipotezinə  qarşı 

  inamlılıq 
səviyyəsində  testləşdirilməsi  zamanı  sıfır  hipotezi  (
0
H
  hipotezi) 


k
n
t
t


2
/

 
olduqda  rədd  edilir. Uyğun  olaraq 
0
H
  hipotezinin  birtərəfli  alternativ 
3
3
1
ˆ
:
C
C
H

 
hipotezinə  qarşı  testləşdirmə  zamanı 


k
n
t
t



  olduqda  sıfır  hipotezi    (
0
H
 
hipotezi)  rədd  edilir.  Burada, 


k
n
t


  işarələməsi  (n-k)  sərbəst  dərəcəli 
Styudentin paylanmasının 


%
100

li nöqtəsini göstərir.  
 


95
,
0
4
/
ˆ
025
,
0
ˆ
3
3
3



t
s
c
c
P
c
 
ifadəsindəki bərabərsizliyi 

3
C
ə nəzərən həll edsək 
 
 


95
,
0
4
ˆ
4
ˆ
3
3
ˆ
025
,
0
3
3
ˆ
025
,
0
3







c
c
s
t
c
c
s
t
c
P
 
alaraq, burada 
3
ˆ
3
c
S
c

 əmsalının standart səhvidir. Bu ifadəni başqa şəkildə desək,  
 
 


3
3
ˆ
025
,
0
3
ˆ
025
,
0
3
4
ˆ
,
4
ˆ
c
c
s
t
c
s
t
c




 
3
c
 
c
3
 əmsalı üçün 95%-li inamlı intervaldır. 
İnamlı  interval 
3
c
  parametrinin  həqiqi  qiymətini  verilmiş  ehtimalla  (indiki 
verilən  halda  95%)  örtür.  Uyğun  olaraq 
3
c
  parametri  üçün  ikitərəfli 




%
1
100

li inamlı interval aşağıdakı şəkildə olur. 






3
3
ˆ
2
/
3
ˆ
2
/
3
ˆ
,
ˆ
c
c
s
k
n
t
c
s
k
n
t
c








 
0
H
 hipotezin 
3
0
: c
H
 =0 olduqda daha sadə olur. Bu zaman  
3
ˆ
3
ˆ
c
s
c
t

 
olur.  Bu  qiymətlər  bütün  kompüter  paketlərində  reqressiyanın  nəticəsində 
göstərilir. 


k
n
t
t


025
,
0
  (n-in  böyük  qiymətəlri  üçün 


2
025
,
0


k
n
t
)  olarsa 
reqressiya  əmsalının  (bizim  misalda 
3
c
  əmsalının)  müvafiq  əhəmiyyətlilik 
səviyyəsində  sıfırdan  fərqli  olması  haqqında  nəticə  sıxara  bilərik.  t  -  nin  kiçik 
qiyməti  izahedici  MTM  -  in  göstəricisinin  (dəyişənin)  asılı  olmayan  VD 

 
 
 
216 
göstəricisinə  (dəyişəninə)  etibarlı  standart  əlaqəsinin  olmamasını  göstərir.  Bizim 
misalda 
3
c
  əmsalı  üçün  t  -  stasitikanın  qiyməti  (0,187870)  onun  cədvəl 
qiymətindən  (2,776)  kiçik  olduğu  üçün  sıfır  hipotezi 


0
:
3
0

C
H
  rədd  edilmir. 
Başqa sözlə MTM-i VD-yə təsiri qiymətləndirilmiş 
(2)
  xətti  reqressiya  modelində 
əhəmiyyətli  deyil.  Eyni  qayda  ilə  yoxlamalar  aparsaq  göstərərik  ki,  digər 
göstəricilər üçün tapılmış əmsalların qiymətləri də əhəmiyyətli deyil. 
Kompüter  paketlərində  t-statistikanın  ikitərəfli    P  -  qiyməti  də  verilir.  Daha 
doğrusu t·(n-k) qanunu üzrə paylanan izahedici göstəricinin (dəyişənin) qiymətinin 
mütləq  kəmiyyətinin 
3
ˆ
3
ˆ
c
s
c
t

-dən  böyük  olması  ehtimalı  göstərilir.  Model  (
2
)-də 
c
3
  əmsalı  üçün  p-qiymət  0,8601-dir.  Yəni  t-statistikanın  verilmiş  əhəmiyyətlilik 
səviyyəsində  (kompüter  paketlərində  bir  qayda  olaraq  5%  götürülür)  cədvəl 
qiyməti  (kritik  qiymət)  86,01%  ehtimalla 
3
ˆ
3
ˆ
c
s
c
  kəmiyyətindən  (0,187870-dən) 
böyükdür.  Bu  isə  H
0
  hipotezini  rədd  oluna  bilinməməsi  deməkdir.  (
2
)-modelinin 
izahedici dəyişənlərinin P qiymətlərindən aydın görmək olar ki, digər göstəricilər 
üçün  də  tapılmış  əmsalların  qiymətləri  əhəmiyyətli  və  tutarlı  deyil,  yəni  həqiqi 
qiymətindən  kənarlaşma  vardır. 
(2)
  modelinin  adekvat  alınmamasının  bir  sıra 
səbəbləri vardır. Birincisi modelin strukturunda müəyyən dəyişikliklərin aparılması 
zəruridir.  Belə  ki,  ekonometrik  modelləşdirmənin  şərtlərinə  görə  (Qauss-Markov 
şərtləri) izahedici  dəyişənlər (bizim modeldə EPG, MTM, PED) kollinearlıq təşkil 
etməməlidirlər.  Başqa  sözlə  bir-birindən  asılı  olmamalıdırlar.  Baxılan  reqressiya 
tənliyində  isə  əhalinin  pul  gəlirlərinin  (EPG)  və  müəssisə  və  təşkilatların 
mənfəətlərinin (MTM) pərakəndə əmtəə dövriyyəsindən asılı olması nəzəri olaraq 
izah ediləndir. Modelin əmsallarının əhəmiyyətli olmamasının və qarışıq olmasının 
digər  bir  səbəbi  reqressiya  tənliyində  vergi  daxilolmalarının  (VD)  digər 
göstəricilərdən  xətti  şəkildə  asılılığının  axtarılması  da  ola  bilər.  Qeyd  edək  ki, 
izahedici dəyişənlərin ayrı-ayrılıqda təsirini xarakterizə edən əmsallar qarışıq olsa 
da,  daha  doğrusu  əhəmiyyətli  deyillərsə  də  onların  hər  birinin  bütünlükdə  vergi 

 
 
 
217 
daxilolmalarına  təsiri  mövcuddur.  Bunu  determinasiya  əmsalının  (R
2
)  və  F-
kriteriyasının  qiymətlərindən  görmək  olar.  Belə  ki,  determinasiya  əmsalının 
qiyməti  (0,964925)  göstərir  ki,  baxılan  izahedici  (asılı  olmayan)  göstəricilərin 
dəyişməsi vergi daxilolmalarının ildən-ilə dəyişməsini təxminən 96,5% izah edir. 
F-statistika  reqressiya  tənliyinin  keyfiyyətini  yoxlayır.  F-statistika  Fişer 
paylanmasına malikdir və onun vasitəsi ilə H
0 
: c
2
=c
3
=c
4
=0 hipotezi yoxlanılır. H
0
 
hipotezi  seçilmiş  izahedici  dəyişənlərin  nəticə  göstəricisinə  təsirinin  olmadığını 
göstərir. 
1
1
2
2





k
k
n
R
R
F
 

 F(k-1, n-k) 
F

F
c
  olarsa  H
0
  hipotezi  rədd  edilir.  Burada  F
c
=F

(k-1,  n-k), 

-  əhəmiyyətlilik 
səviyyəsi, n-sınaqların sayı, k-dəyişənlərin sayı (sərbəst hədd daxil olmaqla), (n-k) 
isə sərbəstlik dərəcəsidir. (
2
) modeli üçün F=36,67991 və F
c
=F
0,05 
(3, 4)=6,59. 
Beləliklə, F

F
c 
olduğu üçün dəyişənlərin əmsallarının sıfır olması rədd edilir. Yəni 
həmin  dəyişənlər  nəticə  göstəricilərinə  təsir  göstərilir.  Bu  nəticəni  vergi 
qanunvericiliyinin  müddəalarından  aydın  görmək  olar.  F-statistikanın  qiymətinin 
verilmiş  əhəmiyyətlilik  səviyyəsində  Fişer  paylanmasının  kritik  (F
c
)  qiymətindən 
böyük olmaması  ehtimalı  (Prob=0,00228,  F-statistika üçün)  xeyli  kiçik  0,228  %-
dir. Yəni EPG, MTM, PED 
 izahedici  dəyişənlərinin  birlikdə  nəticə  göstəricisi 
olan VD-yə təsiri böyükdür.  
Bütün  bunlarla  yanaşı  yuxarıda  qeyd  edildiyi  kimi 
(2)
  modeli  göstəricilərin 
ayrı-ayrılıqda  vergi  daxilolmalarına  təsirinin  öyrənilməsi  nöqteyi-nəzərindən 
əhəmiyyətli deyil. Ona görə də aşağıdakı reqressiya modelinə qiymətləndirək. 
VD=c
1
+c
2
·EPG+c
3
·MTM                               
 
 
(3)
 
VD =    112,1932 + 0,096974·EPG + 0,278607·MTM                            
(4)
 
                  s
.s.       (340,8633)           (0,029197) 
        (0,087798) 
                    t.             (0,329144)           (3,321381) 
        (3,17328) 
                   Prob 
(0,7554)                (0,0210) 
         (0,0247) 
R
2
=0,95269; 
2
adj
R
=0,933766;  F=50,34298;  Prob(F)=0,000487;  DW=3,0347 
(
4
) modelinin parametrlərinin statistik xarakteristikalarının qiymtləri göstərir 
ki,  sərbəst  hədd  üçü  tapılmış  qiymətdən  başqa  digər  dəyişənlər  üçün  (EPG  və 
MTM) tapılmış əmsallar statistik əhəmiyyətlidir. 

 
 
 
218 
(
4
)  modelinin  nəticəsi  göstərir  ki,  müəssisə  və  təşkilatların  mənfəətlərinin 
(MTM)  sabit  qalması  şərti  ilə  əhalinin  pul  gəlirlərinin  1  milyard  manat  artmavsı 
vergi  daxilolmalarının  həcmini  təxminən  97  milyon  manat  artırır.  Əhalinin  pul 
gəlirlərinin  (EPG)  sabit  qalması  şərti  ilə  isə  müəssisə  və  təşkilatların 
mənfəətlərinin  (MTM)  1  milyard  manat  artması  vergi  daxilolmalarının  həcmini 
təxminən 279 milyon manat artırmış olur. 
Vergi  daxilolmalarının  (VD)  uyğun  olaraq  EPG  və  MTM-yə  görə  elastiklik 
əmsalları, 
02
.
1
36
.
1448
79
.
15321
096974
.
0
2





VD
EPG
c
E
VD
EPG
 
36
.
0
36
.
1448
4
.
1906
278607
.
0
3





VD
MTM
c
E
VD
M
T
M
 
kimi  olacaqdır.  Burada 
VD
, 
EPG
  və 
MTM
uyğun  göstəricilərin  1996-2003-cü 
illərdəki  orta  qiymətləridir.  Buradan  görünür  ki,  əhalinin  pul  gəlirlərinin  orta 
hesabla 1% artması vergi daxilolmalarının orta hesabla 1,02% artmasının, müəssisə 
və təşkilatların  mənfəətlərinin  orta hesabla  1%  artması  isə vergi daxilolmalarının 
orta hesabla 0,36% artmasına səbəb olmuşdur. 
F-statistikanın  qiyməti  (F=50,34298)  və  onun  üçün  verilmiş  Prob(F)-in 
qiymətinin  (Prob(F)=0,000487)  sıfırdan  xeyli  kiçik  olması  göstərir  ki,  c
2
  və  c
3
 
əmsallarının  eyni  zamanda  sıfra  bərabər  olmasını  göstərən  H
0
  hipotezin  inamla 
rədd  etmək  olar.  R
2
=0,95269  olması  onu  göstərir  ki,  VD-nin  göstərilən  illərdə 
qiymətinin dəyişməsini 95,269 % həmin illərdəki  EPG və  MTM-in qiymətlərinin 
dəyişməsi ilə izah edilə bilər. (
4
) modeli üçün determinasiya əmsalının qiymətinin 
(
2
)-yə  nəzərən  bir  qədər  kiçik  alınmasına  baxmayaraq  modelin  digər  statistik 
xarakteristikaları  xeyli  yaxşılaşmışdır.  Qyed  edək  ki,  (
4
)  modelindən  alınmış 
nəticələr  xətti  reqressiya  tənliyi  üçün  ilkin  şərtlər  rolunu  oynayan  Qauss-Markov 
şərtlərinin  pozulması  ilə  aldadıcı  xarakter  ala  bilər.  Ona  görə  də  ilk  növbədə 
qalıqların  (səhvlərin)  dispersiyasının  sabit  ədədə  bərabər  olmasını  yoxlamaq 
lazımdır.  Heteroskedastiklik  halında  səhvlər  korrelirovanlıq  təşkil  etmirlər  (asılı 
olmurlar), lakin sabit dispersiyaya da malik olmurlar. Klassik olaraq səhvlər sabit 

 
 
 
219 
dispersiyaya  malik  olduqda  homoskedastiklik  adlanır.  Qeyd  edək  ki, 
heteroskedastiklik  halında  ƏKKÜ  ilə  əmsalların  qiymətləndirilməsi  qarışıq  olur. 
Məsələn,  əgər  təhlil  edilən  obyekt  yumşaq  deyilsə  bircins  olmazsa, 
heteroskedastiklik halına tez-tez rast gəlmək olar. Belə ki, müəssisə və təşkilatların 
ödədiyi  vergilərin  həcmi  hansısa  bir  amildən  (tutaq  ki,  müəssisənin  gəlirinin 
səviyyəsindən)  asılılığı  tədqiq  edilərsə,  onda  görmək  olar  ki,  böyük  müəssisələr 
üçün  vergilərin  dəyişməsi  (vergi  diferensiasiyası)  kiçik  müəssisələrə  nisbətən 
yuxarı  olacaq.  Bu  isə  səhvlərin  dispersiyasının  sabitliyi  şərtinin  pozulmasına 
gətirib  çıxara  bilər.  Ekonometrik  modelləşdirmədə  heteraskedastikliyin  aradan 
qaldırılması və yoxlanması üçün bir neçə statistik testlər vardır [
1
, səh.169-183] 
Əksər  testlər  tənlikdə  struktur  məhdudiyyyətlər  olduqda  heteroskedastiklik 
halının  olmasının  yoxlanılmasına  yönəldilib.  Ancaq  Uayt  (White)  testi  istisna 
təşkil  edir.  Bütün  testlərdə 
2
2
2
2
1
0
...
:
n
H





  hipotezinin  alternativ  H
1
:H
0
-  deyil 
hipotezinə  qarşı  yoxlanılır.  Uayt  (White)  testinin  üstün  cəhəti  onun  universal 
olmasıdır.  Lakin  H
0
  hipotezi  rədd  edildikdə  heteroskedastikliyin  funksional  şəkli 
haqda  heç  nə  demir.  (
4
)  reqressiya  modelində  heteroskedastiklik  üçün  aparılmış 
Uayt (White) testinin nəticəsi aşağıdakı kimi olmuşdur. 
Cədvəl 2. 
White Heteroskedasticity Test 
F-statistic 
0.765947 
Probability 
0.611727 
obs*R-squared 
4.042077 
Probability 
0.400341 
 
Cədvəldəki  P  (  Probability  )-  qiyməti  göstərir  ki,  H
0
  hipotezi  rədd  edilmir  və 
deməli heteroskedastiklik yoxdur. 
(
4
)  modelində  qalıqların  avtokorrelyasiyasının  mövcud  olub-olmamasını 
xarakterizə  edən  Darbin-Vatson  (Darbin-Watson)  statistikasının  qiyməti  2-dən 
xeyli  fərqləndiyi  üçün  avtokorrelyasiya  mövcuddur.  Qeyd  edək  ki, 
avtokorrelyasiyanın  mövcudluğu  arzu  edilən  hal  deyil  və  modelin  proqnoz  üçün 
yararsız olduğunu göstərir. 

 
 
 
220 
 


579793
,
1
,
000032
,
0
)
(
Pr
,
945755
,
0
,
953504
,
0
113498
,
0
89088
,
25
2
0000
.
0
)
9185
.
0
(
Pr









DW
st
F
ob
R
R
UDM
VD
adj
ob
 
 
Bu  model  göstərir  ki,  Ümumi  Daxili  Məhsulun  1  milyard  manat  artması 
vergi  daxilolmalarını  təxminən  113,5  milyon  manat  artırır.  Bu  nəticə  yüksək 
əhəmiyyətlilik səviyyəsinə malikdir.   
Modelin adekvatlığını artırmaqla onun təhlil və proqnoz üçün yararlı olması 
üçün digər reqressiya asılılıqlırana qiymətləndirək: 
    log(VD) = 6,829124 + 4,33E-0,5·ERG + 8,16E-0,5·MTM   
(5
) 
                  Prob                (0,0000)              (0,284)   
       (0,1139) 
 
R
2
=0,922 
2
adj
R
=0,89 
Prob(F-statistika)=0,001693  DW=2,79 
(5)
  yarım  loqarifmik  reqressiya  modelinin  statistik  xarakteristikaları  göstərir 
ki, modelin adekvatlıq səviyyəsi (
4
) modelinə nəzərən qalxmışdır. Doğrudur MTM 
üçün  alınmış  əmsalın  əhəmiyyətlilik  səviyyəsi  yüksək  olmasa  da  onu  təxminən 
90%-dən bir qədər az ehtimalla əhəmiyyətli hesab edə bilərik. DW–nin qiymətinin 
(
4
)  modelində  olduğuna  nəzərən  2-yə  bir  qədər  yaxınlaşması  onun  proqnoz  üçün 
əhəmiyyətinin artdığını göstərir.  
(5)
  modeli göstərir  ki, digər göstəricilərin  sabit  qalması  şərti  ilə  əhalinin  pul 
gəlirlərinin (EPG) bir milyard manat artması vergi daxilolmalarının (VD) həcmini 
4,33%  artırır.  Müəssisə  və  təşkilatların  mənfəətinin  1  trilyon  manat  artması  isə 
vergi  daxilolmalarını  8,16%  artırır.  Qeyd  edək  ki,  (
5
)  modelində  EPG  və  MTM 
göstəricilərinin  əmsalları  yarımelastiklik  əmsalları  adlandırılır.  Həmin  əmsalların 
sıfırdan xeyli kiçik qiymətlərində, məsələn 
log(VD)=c
2
·EPG 
EPG
c
e
VD


2
, EPG=1 olarsa 
2
1
2
c
e
VD
c



, (c
2  
-nin çox kiçik daha doğrusu sıfra yaxın qiymətində) 
yaza bilərik. Qeyd edək ki, Eviews paketində log natural loqarifm kimi götürülür. 
log(VD) = -0,813090 + 0,677756 ·log(ERG) + 0,260078·log(MTM)   
(6)
 
            
Prob 
               (0,6051)            (0,0157)   
             (0,0504) 
 
R
2
=0,9096 
2
adj
R
=0,8735  
Prob(F-statistika)=0,002455 
DW=3,003 

 
 
 
221 
(6)
  modelində  sabit  əmsaldan  başqa  digər  əmsalların  tapılmış  qiymətləri 
statistik əhəmiyyətlidir.  
(6)-
nın nəticəsi onu göstərir ki, 1% EPG artdıqda VD-i 0,677756%, MTM isə 
1% artdıqda VD 0,26% artır. 
7
.
1
,
000148
.
0
)
(
Pr
,
909917
.
0
,
922786
.
0
)
log(
959008
,
0
778045
,
1
)
log(
2
)
0001
.
0
(
)
1668
.
0
(
Pr









DW
st
F
ob
R
R
UDM
VD
adj
og
 
Bu model göstərir ki, ÜDM-1% artdıqda VD 0,959 % artır.  
Qeyd edək ki, ÜDM-in heç də hamısı vergilərə cəlb olunmur, məsələn, kənd 
təsərrüfatı demək olar ki, əksər vergilərdən azad olunmuş olur. Ona görə də ÜDM-
dən  kənd  təssərrüfatında  yaradılan  əlavə  dəyəri  çıxdıqdan  sonra  alınan  məhsulun 
(ÜDMKT) vergi daxilolmalarına təsirini öyrənmək məqsədə uyğun olardı: 
63531
,
1
000212
,
0
)
(
Pr
898597
,
0
913
,
0
)
log(
854855
,
0
57634
,
0
)
log(
2
)
0002
.
0
(
)
6045
.
0
(









DW
st
F
ob
R
R
UDMKT
VD
adj
    
Bu model göstərir ki, 1% ÜDM (kənd təsərrüfatı daxil olmadan) artması VD-
ni 0,8548% artırır. 
Praktiki  məsələlərin  həllində  bəzən  iqtisadi  göstəricilərin  həcm 
göstəricilərindən  deyil,  artım  göstəricilərindən  istifadə  olunduqda  daha  yaxşı 
nəticələr əldə edilir. 
VDAT=f(ÜDMAT, EPGAT, PEDAT, TEDAT, MXUBAT, MTMAT)    
(7)
 
Burada,  veilmiş  işarələmələr  müvafiq  göstəricilərin  əvvəlki  ilə  nəzərən  artım 
templərini göstərir. Müvafiq göstəricilərin artım templəri cədvəl 
3
-də verilib. 
Cədvəl 3. 
 Göstəricilərin əvvəlki ilə nəzərən artım templəri 
 
1997 
1998 
1999 
2000 
2001 
2002 
2003 
VDAT 
0.274 
-0.188 
0.139 
0.317 
0.136 
0.173 
0.211 
ÜDMAT 
0.156 
0.089 
0.097 
0.25 
0.128 
0.139 
0.156 
TEDAT 
0.385 
1.17 
0.012 
0.109 
0.058 
0.087 
0.247 
PEDAT 
0.156 
0.089 
0.023 
0.122 
0.121 
0.132 
0.139 
MXUBAT 
0.17 
0.086 
0.035 
0.181 
0.016 
0.189 
0.197 
ƏPGAT 
0.298 
0.166 
0.119 
0.088 
0.104 
0.095 
0.141 
MTMAT 
-0.438 
0.227 
-0.354 
1.416 
0.161 
0.462 
0.246 

 
 
 
222 
 
(
7
)-i  xətti  reqressiya  modeli  şəklində  qiymtləndirilməsindən  aşağıdakı  nəticələr 
alınmışdır. 
 
M TM AT
413528
.
0
M XUBAT
0.322738
PEDAT
0.389656
·EPGAT
1,680414
 
-
 
·UDM AT
5,052824
 
 
0,32048
-
VDAT
)
1171
.
0
(
(0.5553)
)
6600
.
0
(
(0.1796)
)
0888
.
0
(
(0.1532)
Prob









    
(8) 
9857
.
0
2

R
   
9142
.
0
2

adj
R
  
20156
.
0
)
(
Pr


st
F
ob
 
4
.
2

DW
 
 
(8)
  modelində  göstəricilərin  əmsallarının  P-qiymətləri  göstərir  ki,  ayrı-ayrı 
göstəricilərin  artım  templərinin  vergi  daxilolmalarının  artım  templərinə  təsirini 
xarakterizə edən əmsalların tapılmış qiymətlərinin heç birisi əhəmiyyətli deyil və 
bir-birinə qarışmışdır. 
 
MTMAT
0.385118
-
·EPGAT
1,366507
 
-
 
·UDMAT
5,320612
 
 
0,327783
-
VDAT
)
0121
.
0
(
(0.0422)
)
0038
.
0
(
(0.0201)
Prob



      
(9)
 
9608
.
0
2

R
   
9216
.
0
2

adj
R
  
013
.
0
)
(
Pr


st
F
ob
 
045565
.
2

DW
. 
 
(
9
)  modelinin  statistik  xarakteristikaları  yaxşı  alınsa  da  ilkin  şərtlər  olan  Qauss-
Markov  şərtləri  pozulmuşdur.  Belə  ki,  əhalinin  pul  gəlirlərinin  və  müəssisə  və 
təşkilatların mənfəətlərinin artım templəri ümumi daxili məhsulun artım tempindən 
asılı olduğu üçün izahedici dəyişənlərin asılı olmamazlıq şərti pozulmuşdur. 
 
)
·log(UDMAT
0.99123
 
0,273563
log(VDAT)
)
0211
.
0
(
(0.6264)
Prob


    
 
(10)
 
7724
.
0
2

R
; 
715509
.
0
2

adj
R
; 
021121
.
0
)
(
Pr


st
F
ob
; 
674275
.
0

DW
 
 
(10)
  modelində  sabit  ədədin  statistik  əhəmiyyətli  alınmaması  göstərir  ki,  vergi 
daxilolmalarının artım tempinə ümumi daxili məhsulun artım tempindən başqa da 
təsir edən dəyişən amillər mövcuddur. Bununla belə UDMAT-nın əmsalı statistik 
əhəmiyyətlidir və onun iqtisadi interpretasiyası göstərir ki, ümumi daxili məhsulun 

 
 
 
223 
əvvəlki  ilə  nəzərən  artım  templərinin  1%  artması  vergi  daxilolmalarının  artım 
tempini əvvəlki ilə nəzərən təxminən 1% artırır. 
 
ƏDƏBIYYAT 
1. Я.Р.Магнус, П.К.Катышев, А.А.Пересецкий «Эконометрика» Начальный 
курс, учеб.-6-e изд. Петербург, M.:, Дело, 2004, 576 с
.
 

 
 
 
224