Page 236 - ИНВЕСТИЦИОН ЖОЗИБАДОРЛИКНИНГ НАЗАРИЙ, МЕТОДОЛОГИК ВА АМАЛИЙ ТАЛҚИНИ
P. 236
Ш.И. МУСТАфАКУЛОВ ИНВЕСТИЦИОН ЖОЗИБАДОРЛИКНИНГ ЎЗБЕКИСТОН ҲУДУДЛАРИНИНГ ИНВЕСТИЦИОН ЖОЗИБА- 4 - Б О Б
НАЗАРИЙ, МЕТОДОЛОГИК ВА АМАЛИЙ ТАЛҚИНИ ДОРЛИГИНИ ОШИРИШНИНГ АСОСИЙ ЙЎНАЛИШЛАРИ
Бунда, ε тасодифий хатолик мустақил ва текис тақсимланган миқдор, ҳисобланади. Хусусан, ўзгармас эффектлар моделини ҳисоблашда агар
it
яъни ε ~ iid (0, σ ), бўлиб, унинг математик кутилиши E(ε ) = 0 ва дис- вақтлараро вариация панел бирликлари орасидаги вариациядан кичик
2
it
it
ε
персияси V(ε ) = σ га тенг. шу билан бирга, ε хатоликлари панел бир- бўлиши ноэффектив баҳоларни юзага келтиради.
2
it
it
ε
ликлари i ва вақт t бўйича бир-бири ҳамда x нинг қийматлари билан Учинчидан, базавий модел сифатида йиғма модел Экк усули ёрда-
it
боғлиқ эмас. мида баҳоланади. Панел танланмасини Экк усули ёрдамида ҳисоблаш
Йиғма моделни i ва t бўйича барча кузатишларни битта N×T ҳажмли мақбул бўлмаса-да, панел моделларини ҳисоблашни Экк усулидан бош-
танланмага йиғиш орқали ҳосил қилинади. Йиғма модел кузатишлар- лаш ўринли ҳисобланади.
нинг панел хусусиятини ҳисобга олмайди ҳамда панел маълумотларнинг Бундан ташқари, y = x¢ β + α + ε моделини Экк усули ёрдамида
it
it
it
потенциалини тўлиқ намоён этмайди. ҳисоблашда мураккаб хатолик ε ~ (0, σ ) қонуниятига бўй суниши ги-
2
it
ε
ҳисоблаш стратегияси. Юқорида тасвирланган панел моделларини потезаларни текширишда зарурий шарт сифатида кўрилади. Ушбу фараз
ҳисоблаш учун қуйидаги амалларни бажариш талаб этилади. панел маълумотларида қониқтирилмайди ва шунинг учун ҳисобланган
Биринчидан, эркли ўзгарувчини танлаш. Регрессия моделида эркли параметрлар асосли бўлса-да, эффектив бўлмайди. Масалан, панел
ўзгарувчилар назариядан келиб чиққан ҳолда танланди. шу билан бир- маълумотларида вақт ўлчами мавжуд бўлгани боис, ушбу хатоликлар
га, айрим ўзгарувчиларнинг ўзаро корреляцион боғланганлигини ҳам вақтлараро корреляцияланган бўлади. шунинг учун уларни ҳисоблашда
ҳисобга олиш керак. икки регрессор ўртасида корреляцион коэффици- ҳудудларга боғлиқ кластерланишни инобатга олишимиз зарур, яъни
ент юқори бўлган ҳолларда (мультиколлинарлик муаммоси юзага кел- кластерланишга бардош стандарт хатоликлар ҳисобланиши мақсадга
маган бўлса-да) юқори корреляция коэффициенти эконометрик моделни мувофиқ ҳисобланади.
ҳисоблашда стандарт хатоларни ошириб юборади. Модел учун ўзгарув- Тўртинчидан, панел маълумотлари асосида ҳисобланадиган бир
чиларни танлашда ўзаро корреляцияси юқори бўлганлар ичидан биттаси қанча эмпирик ҳисоблаш усуллари бўлса-да, энг кўп тарқалгани бу ўз-
танланди. оддий корреляция коэффициенти вақтлараро ёки панел бир- гармас эффектлар (OLS) ва тасодифий эффектлар (GLS – Generalized
ликлари орасидаги корреляцияларни алоҳида инобатга олмаса-да, у кў- least squares, MLE – Maximum likelohood estimation) дир. Бунда, агар
рилаётган икки ўзгарувчи ўртасидаги боғланишни ифодалайди. инвестиция ҳажмига таъсир этувчи кузатилмайдиган вақтлараро ўзгар-
Иккинчидан, эрксиз ва эркли ўзгарувчилар панел бирликлари ва мас (инвестор маданияти ва урф-одатлари) ва панель бирликлари ора-
вақтлараро ўзгаради. Ўзгарувчиларнинг вақтлараро ўзгариши вақтлараро сида ўзгарувчан эффектлар кучли бўлса, ўзгармас эффектлар модели
вариация (within variation), ҳудудлар орасидаги дисперсияси эса, панел қўлланилиши мақсадга мувофиқ ҳисобланади. Бешинчидан, ўзгармас
бирликлар орасидаги вариация (between variation) деб юритилади ва улар ва тасодифий эффектлар моделларидан бирини танлашда Хаусман тес-
^
^
қуйидагича ҳисобланади: ти дан фойдаланилади. Ушбу тестга мувофиқ, θ баҳо θ баҳога мос экан-
1
^
1
2
вақтлараро дисперсия: лиги маълум бўлиб, θ баҳо эффектив эканлиги фараз қилинади. инвести-
2
(4.7) ция мисолида тасодифий эффектлар ёрдамида ҳисобланган параметрлар
^
^
Панел бирликлари орасидаги дисперсия: θ вазифасини бажариши фараз қилинади. шунда θ ўзгармас эффектлар
1
2
модели ёрдамида ҳисобланадиган параметлар векторини кўрсатади.
^
(4.8) H : θ баҳо θ ҳақиқий параметрнинг эффектив баҳоси. агар нолинчи
0
2
2
Умумий дисперсия: гипотеза рост бўлса, бу икки баҳо ўртасида тизимий фарқ бўлмайди ва
тасодифий эффектлар модели регрессия параметрларини ҳисоблаш учун
(4.9) ишлатилади. агар нолинчи гипотеза рост бўлмаса, ушбу икки баҳо ўр-
Математик нуқтаи назардан тасида тизимий фарқ юзага келади ва қўйилган фараз, яъни тасодифий
(4.10) эффектлар ёрдамида ҳисобланган параметрлар эффективлиги рад этилиб,
Панел моделлари ёрдамида ҳисоблаш учун вақтлараро ва панел
бирликлари орасидаги вариацияни ажратиб олиш мақсадга мувофиқ 1 Hausman, J. A. 1978. Specification tests in econometrics. Econometrica 46: 1251–1271.
2 2
