İşçi heyəti: Redaksiya heyəti: Vahid Axundov (iqtisad elmləri doktoru, professor), Ziyad Səmədzadə

Cədvəl 2-də verilmiş məlumatlardan istifadə etməklə BŞİ-nin mənfəət vergisi
dərəcəsindən və büdcə xərclərindən hansı formada asılı olduğunu görmək olar. Qeyd
edək ki, biznes şəraiti indeksi və izah edici faktorlar loqorofmik götürülmüş və on-
ların nəticələrinin izahı faizlə aparılacaqdır. Cədvəl 2-də verilən məlumatlara nəzər
yetirsək, biznes şəraiti indekslərinin bəzilərinin mənfi ədədlərə bərabər olduğunun
şahidi olarıq. Məlumdur ki, mənfi ədədlərə malik sıranın loqorofmik götürülməsinin
heç bir mənası yoxdur, ona görə də biz adı çəkilən sıranı bu sıranın hər bir elemen-
tinin üzərinə 100 ədədini əlavə etməklə modelə daxil etmişik.
LBŞİ = 10.23 + 0.07*LBX - 2.0*LMVD   
(2)
Burada, BŞİ – biznes şəraiti indeksi, BX – büdcə xərcləri, MVD – mənfəət ver-
gisinin dərəcəsidir.
Asılılığın şəklinə (2) nəzər salsaq görmək olar ki, büdcə xərclərinin bir faiz art-
ması biznes şəraiti indeksini 0,07 faiz artırır. Digər tərəfdən mənfəət vergisinin
dərəcəsinin bir faiz artması biznes şəraiti indeksini 2,0 faiz azaldır.
Lakin aldığımız bu nəticələr nə dərəcədə reallığı əks etdirir, alınmış bu rəqəmlər
nə dərəcədə etibarlıdır. Bütün bu və ya digər məsələlər qalıqların stasionarlığının,
normal  paylanmanın,  hetroskedastikliyin,  styudentin  t  paylanmasının  və  digər
testlərin həyata keçirilməsi ilə aydınlaşdırılmalıdır.
Cədvəl 3. Etibarlılıq testlərinin parametrləri
Mənbə: “EViews” proqram paketi vasitəsi ilə aparılmış hesablamaların nəticələri.
Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
LMVD
-1,991
0,5464
-3,644
0,0011
LBX
0,0703
0,0323
2,1761
0,0385
C
10,237
1,7003
6,0211
0
MA(1)
0,2728
0,0923
2,9563
0,0064
MA(2)
-0,246
0,1087
-2,264
0,0318
MA(3)
-0,874
0,0785
-11,13
0
R-squared
0,4867
Mean dependent var
4,7153
Adjusted R-squared
0.3916
S.D. dependent var
0,1662
S,E, of regression
0,1296
Akaike info criterion
-1,085
Sum squared resid
0,4538
Schwarz criterion
-0,813
Log likelihood
23,905
Hannan-Quinn criter,
-0,994
F-statistic
5,1201
Durbin-Watson stat
1,9343
Prob (F-statistic)
0,002
152
C.Abbasov. Dövlətin fiskal siyasətinin biznes şəraitinə təsir edən alətləri və onlar arasında asılılığın... 

---

Bildiyimiz kimi, ekonometrik təhlilin əsasını Qaus-Markov şərtləri təşkil edir.
Bu baxımdan qalıqların avtokorelyasiyası mühüm əhəmiyyət kəsb edir. Bu meyarı
biz Durbin-Watson statistikası vasitəsi ilə analiz edə bilərik. Metodoloji baxımdan
qalıqların avtokorrelyasiyası, daha doğrusu avtokorrelyasiyanı xarakterizə edən
Durbin-Watson əmsalı aşağıdakı düstur vasitəsi ilə hesablanır [8].
(3)
burada, DW – Durbin-Watson əmsalı, e – qalıqlardır.
Cədvəl 3-də Durbin-Watson əmsalı verilmişdir. Məlumdur ki, bu əmsal 2 ədədinə
yaxın qiymət aldıqda daha etibarlı hesab edilir. Əmsalın alınmış qiyməti kifayət
qədər etibarlıdır və qalıqların avtokorrelyasiyası mövcud deyil. Digər bir əhəmiyyətli
kriterya determinasiya əmsalı (R
2
) ilə müəyyən edilir. Determinasiya əmsalı göstərir
ki,  Biznes Şəraiti İndeksində mövcud olan dəyişikliyi 48% izahedici faktorların
dəyişmələri ilə izah etmək olar. Büdcə xərcləri (LBX), mənfəət vergisi (MVD) və
nominal  effektiv  məzənnənin  (NEM)  əmsallarına  gəldikdə  isə  onların  95%-dən
yuxarı bir inamlı intervalda etibarlı olduqlarını müşahidə etmək olar.
Ekonometrik təhlildə normal paylanma böyük əhəmiyyətə malikdir. Qeyd etmək
lazımdır ki, qalıqların normal paylanması Qaus-Markov şərtlərinə daxildir. Ədəbiy -
yatlarda normal paylanmanın müəyyənləşdirilməsi üçün bir neçə test və ya üsul
göstərilir. Bu testlərə histoqram of residuals, normal probability plot və Jarque-Bera
testlərini nümunə göstərmək olar [9, s. 152].
Biz təhlildə normal paylanmanı Jarque-Bera testi vasitəsi ilə yoxlayacağıq. 
Şəkil 2. Normal paylanmanın testi
Mənbə: “EViews” proqram paketi vasitəsi ilə aparılmış hesablamaların nəticələri.
153
AZƏRBAYCANIN VERGİ JURNALI. 4/2012.

---

Şəkil 2-də normal paylanma haqqında məlumatlar verilir. Jarque-Bera əmsalına
diqqət yetirsək onun kifayət qədər etibarlı olduğu qənaətinə gəlmək olar [9, s. 153].
Jarque-Bera paylanmasında əmsal sıfra yaxınlaşdıqca, onun ehtimalı (probability)
isə sıfırdan uzaqlaşdıqca paylanma normal şəkil alır [9, s. 154].
Şəkil 2-ə nəzər yetirsək görmək olar ki, təhlil etdiyimiz asılılıqda qalıqların pay-
lanması normal paylanmadır.
Ekonometrik asılılıqlar təhlil olunarkən əsas məsələlərdən biri qalıqların stasio -
narlığıdır. Şəkil 3-də modelin stasionarlığını göstərən qrafik verilmişdir. Ümumi
olaraq asılılığı stasionar qəbul etmək olar, lakin qrafikə nəzər yetirsək görərik ki,
şkalanın  2009-cu  ilin  sonunu  göstərən  hissəsində  o,  sərhəd  xəttindən  kənara
çıxmışdır.
Şəkil 3. Stasionarlığın qrafiki
Mənbə: “EViews” proqram paketi vasitəsi ilə aparılmış hesablamaların nəticələri
Aparılan təhlilin dolğunluğu baxımından qrafikin qeyd olunan dövrdə dəhlizdən
kənarlaşması izah olunmalıdır. Cədvəl 2-də verilmiş sıralara diqqət yetirməklə gör-
mək  olar  ki,  büdcə  xərcləri  2009-cu  ilin  dekabrında  fərqlənmişlər.  Araşdırma
nəticəsində  məlum  olmuşdur  ki,  2009-cu  ilin  dekabrında  büdcə  xərclərində  in-
vestisiya xərcləri 78% artmışdır. İnvestisiya xərclərindəki bu tendensiyanı hökumətin
ilin sonunda investisya xərcləri baxımından davranışı ilə izah etmək olar.
Cədvəl 4. Heteroskedastikliyin yoxlanması
Mənbə: “EViews” proqram paketi vasitəsi ilə aparılmış hesablamaların nəticələri.
t-Statistic
Prob.*
Augmented Dickey-Fuller test statistic
-5,502
0,0001
Test critical values:
1% level
-3,662
5% level
-2,96
10% level
-2,619
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic
0,3847
Probability
0,684
Obs*R-squared
0,8252
Probability
0,6619
C.Abbasov. Dövlətin fiskal siyasətinin biznes şəraitinə təsir edən alətləri və onlar arasında asılılığın... 
154

---