Методика прогнозирования показателей электронной коммерции в Республике Узбекистан

Улугбек Арипов

“Iqtisodiyot va innovatsion texnologiyalar” ilmiy elektron jurnali. № 4, iyul-avgust, 2020 yil

243

4/2020

(№

00048)

http://iqtisodiyot.tsue.uz

ЎЗБЕКИСТОН РЕСПУБЛИКАСИДА ЭЛЕКТРОН ТИЖОРАТ

КЎРСАТКИЧЛАРИНИ ПРОГНОЗЛАШ УСЛУБИЁТИ

Арипов Улуғбек Баходир ўғли

Тошкент давлат иқтисодиёт университети таянч докторанти

E-mail:

uaripov93@mail.ru

Аннотация.

Мақолада Ўзбекистон Республикаси электрон тижорат соҳаси

кўрсаткичлари ва унга таъсир этувчи омиллар бўйича кўп омилли эконометрик модель
тузиш, тузилган моделни турли тестлар орқали текшириш ҳамда моделнинг статистик
аҳамиятлилигни аниқлаб, келгуси даврларга прогнозлаш масалалари кўриб чиқилган.

Калит сўзлар:

электрон тижорат, ахборот

-

коммуникация технологиялари,

омиллар, эконометрик таҳлил, тест, регрессия, прогноз.

Аннотация

.

В

статье

рассматривается

разработка

многофакторной

эконометрической модели по показателям сектора электронной коммерции Республики
Узбекистан и факторам,

влияющим на нее, тестирование модели с помощью различных

тестов, определение статистической значимости модели и прогнозирование на будущие
периоды.

Ключевые слова:

электронная коммерция, информационно

-

коммуникационные

технологии,

факторы,

эконометрический

анализ,

тестирование,

регрессия,

прогнозирование.

Abstract.

The article discusses the development of a multifactor econometric model on the

indicators of the e-commerce sector of the Republic of Uzbekistan and the factors affecting it, testing
the model through various tests and determining the statistical significance of the model and
forecasting for future periods.

Keywords:

e-commerce, information and communication technologies, factors, econometric

analysis, testing, regression, forecasting.

Кириш

Жаҳон иқтисодиётида ахборот

-

коммуникация технологиялари (АКТ)нинг жадал

ривожланиши таъсирида инновацион тизимда ишлайдиган компьютерлар, мобиль
телефонлар ва интернет технологияларининг пайдо бўлиши иқтисо

-

диётни тубдан

ўзгаришига олиб келди. Натижада, ҳозирги кунда иқтисодиёт ва унга асосланган
бошқарув усулларининг амалиётда кенг қўлланилиши жаҳон иқтисодиёти
ривожланишининг

асосий

омилларидан

бирига

айланди.

«Ривожланган

давлатларнинг ялпи ички маҳсулотида рақамли иқтисодиётнинг улуши 2010 йилда 1

,2

фоизни ташкил этган бўлса, 2018 йилга келиб, ушбу кўрсаткич 5,5 фоизни ташкил
этди».

[2]

Ўзбекистонда олиб борилаётган ижтимоий

-

иқтисодий ислоҳотлар шароитида

иқтисодиёт

инновацион

ривожлантиришда

ахборот

-

коммуникация

технологияларидан кенг фойдаланишга қаратилган изчил чора

-

тадбирлар амалга

оширилмоқда. Хусусан, Ўзбекистон Республикаси

Президентининг 2020 йил 24

январда Олий Мажлисга қилган Мурожаатномасида «Тараққиётга эришиш учун
рақамли билимлар ва замонавий ахборот технологияларини эгаллашимиз зарур ва
шарт. Бу бизга юксалишнинг энг қисқа йўлидан бориш имкониятини беради. Зеро,
бугун дунёда барча соҳаларга ахборот технологиялари чуқур кириб бормоқда»,

-

деб

таъкидланган.

[1]

2017-

2021

йиллaрдa

Ўзбекистoн

Республикaсини

“Iqtisodiyot va innovatsion texnologiyalar” ilmiy elektron jurnali. № 4, iyul-avgust, 2020 yil

244

4/2020

(№

00048)

http://iqtisodiyot.tsue.uz

ривoжлaнтиришнинг бештa устувoр йўнaлиши бўйичa Ҳaрaкaтлaр стрaтегиясидa

«

йўл

-

транспорт инфратузилмасини янада ривожлантириш, иқтисодиёт, ижтимоий соҳа,
бошқарув тизимига ахборот

-

коммуникация технологияларини жорий этиш

»

бўйичa

устувор вaзифaлaр белгилaб берилгaн. Мазкур вазифаларнинг сaмaрaли ижроси
республикaмиз иқтисодиётни реал тармоқларининг инновацион ривожланишида
ахборот

-

коммуникация технологияларини самарали бошқариш механизмларини

такомиллаштиришни тақозо этaди.

Муаммони ўрганиш натижалари

Иқтисодиётнинг

инновацион

ривожланишида

электрон

тижоратни

ривожлантиришнинг назарий ва амалий жиҳатлари кўплаб хорижлик олимлар
жумладан, П.Ф.Друкер

[3]

, Б.Твисс

[4]

, Й.Шумпетер

[5]

, Р.Фостр, Webster Frank

[6],

A.Dinis, Y Hsu, К.Оппенлендер

[7], Y.Hsu [8]

кабилар томонидан ўрганилган

.

Мустақил

давлатлар ҳамдўстлиги мамлакатлари олимларидан:

П.Н.Завлин

[9],

Л.П.Гончаренко

[10]

,

Л.М.Гохберг

[11]

,

А.К.Казанцев

[12]

,

Б.З.Мильнер,

Ю.В.Яковецларнинг илмий иш ларида ўрганилган.

Ўзбекистонлик

олимлардан

ахборот

-

коммуникация

технологияларини

самарали қўллашнинг назарий ва амалий муаммолари Б.Б.Абдуллаев

[13],

И.Абдураимов, С.С.Ғуломов

[14]

, Б.Б. Беркинов, А.Н.Арипов

[15]

Т.З.Тешабаев,

Ш.А.Турсунов, Р.И.Нуримбетов ва бошқаларнинг

илмий ишларида тадқиқ этилган

.

Тадқиқот методологияси

Электрон тижорат соҳасидаги кўрсаткичларни эконометрик моделлаштиришда

аввало ушбу соҳа ва унинг ривожланишига таъсир этувчи омиллар аниқланиб, вақтли
қаторлар кўринишига келтирилади. Мазкур вақтли қаторлар асосида эконометрик
модель тузишдан аввал тавсифи статистика ўтказилади. Яъни, ҳар бир ўзгарувчи
бўйича ўртача қийматлар, мода ва медиана кўрсаткичлари, стандарт четланишлар,
асимметрия ва эксцесс кўрсаткичлари, Жак

-

Бера статистикаси, эҳтимолликлар каби

кўрсаткичларнинг қийматлари ҳисоблаб чиқилади.

Ўзгарувчининг ўртача қиймати қуйидагича

топилади:



=

n

i

x

n

x

1

,

(1)

бу ерда

n

–

кузатувлар сони. Ўртача қиймат вақтли қаторнинг барча кузатувлар

йиғиндисини, кузатувлар сонига нисбати орқали аниқланади.

Мода кўрсаткичи вақтли қаторда энг кўп учрайдиган қийматни қўрсатади.

Агар

вақтли қатор интервалли кўринишдаги вақтли қатор бўлса, у ҳолда мода кўрсаткичи
қуйидаги формула бўйича ҳисобланади:

)

(

)

(

1

0

+

−

+

−

+

=

m

o

f

h

x

M

,

(2)

бу ерда

М

0

–

мода қиймати;

х

0

–

мода интервалининг пастки чегараси;

h

–

интервал қиймати;

f

m

–

мода интевали сони;

f

m

-1

–

модал қийматдан аввалги интерваллар частотаси;

f

m

+1

–

модал қийматдан кейинги интерваллар частотаси.

Медиана кўрсаткичи вақтли қаторни тенг иккига бўлувчи қийматни

кўрсатади

ва

қуйидаги формула бўйича ҳисобланади:

“Iqtisodiyot va innovatsion texnologiyalar” ilmiy elektron jurnali. № 4, iyul-avgust, 2020 yil

245

4/2020

(№

00048)

http://iqtisodiyot.tsue.uz

e

M

h

e

f

S

f

h

x

M

1

0

2

1

−

+

=



,

(3)

бу ерда

х

0

–

медиана интервалининг пастки чегараси;

h

–

медиана интервали қиймати;

1

−

e

M

S

-

аввалги медиана тўғри келувчи интервалнинг жамланган частотаси;

e

M

f

-

медиана интервали частотаси.

Медиана интервалининг мода интервали билан мос келиши шарт эмас.

Стандарт четланишлар –

бу вақтли қатордаги бошқа қийматларнинг

ўртача

қийматдан қанчага четланишини кўрсатади

ва қуйидаги формула билан ҳисобланади:

1

)

(

1

2

−

=



=

n

x

SD

n

i

,

(4)

бу ерда

SD

–

стандарт

четланиш (

standard deviation);

n

–

танлама ҳажми;

x

i

–

танламадаги айрим белгининг қиймати;

x

–

танламанинг ўртача арифметик қиймати.

Асимметрия коэффициенти тақсимотнинг симметриклигини кўрсатади. Агар

ушбу коэффициент 0 га тенг бўлса, нормал тақсимот бўлади. Агар бу коэффициент 0
дан анча фарқ қилса, у ҳолда тақсимот асимметрик ҳисобланади (яъни, симметрик
эмас). Агар асимметрия коэффициенти 0 дан катта бўлса, у ҳолда тақсимот ўнг томонга
сурилган бўлади, 0 дан кичик бўлса, у ҳолда тақсимот чап томонга сурилган бўлади.

Асимметрия коэффициенти қуйидаги формула бўйича ҳисобланади:



0

M

x

A

s

−

=

,

(5)

бу ерда



-

ўртача квадрат четланиш.

Эксцесс

коэффициенти

(нормал тақсимотда у 3 га тенг

)

тақсимот чўққисининг

ўткирлигини ўлчайди

.

Агар эксцесс коэффициенти 0 дан катта бўлса, у ҳолда тақсимот

ўткир чўққили бўлади, 0 дан кичик бўлса, текис бўлади (текис чўққи).

Эмпирик

тақсимотнинг эксцесс коэффициенти қуйидаги формула билан ҳисобланади:

3

4

−

=

e

k

m

E



,

(6)

бу ерда

m

4

–

тўртинчи тартибли марказий эмпирик момент.

m

4

–

қуйидаги формула бўйича ҳисобланади

n

x

m

n

i

e

i



=

−

=

1

4

)

(

:

Жак

-

Бера статистикаси нормал тақсимотни аниқлайди (яъни, танлама нормал

тақсимотга бўйсуниши

тўғрисидаги гипотезани

текшириш учун фойдаланилади).

Жак

-

Бера статистикаси

қуйидаги формула асосида ҳисобланади:













+

=

2

4

1

6

K

Sk

n

JB

,

(7)

Эҳтимоллик танламанинг нормал тақсимотга бўйсунишини тўғрисидаги

гипотезани рад этади

.

Вақтли қаторлар бўйича тавсифий статистика ўтказилгандан сўнг барча

кўрсаткичлар меъёр даражасида бўлса, у ҳолда омиллар (ўзгарувчилар) ўртасида
боғланиш зичликлари аниқланади. Бунинг учун корреляцион таҳлил ўтказилиб,

“Iqtisodiyot va innovatsion texnologiyalar” ilmiy elektron jurnali. № 4, iyul-avgust, 2020 yil

246

4/2020

(№

00048)

http://iqtisodiyot.tsue.uz

омиллар ўртасида корреляция коэффициентлари ҳисобланади. Икки омил ўртасида
корреляция коэффициенти қуйидаги формула ёрдамида ҳисобланади:

,

Y

X

yx

X

Y

X

Y

r

i





−



=

(8)

бу ерда

Y

X





-

омилларнинг ўртача квадратик четланишини кўрсатади.

Омиллар ўртасида хусусий ва жуфт корреляция коэффициентлари ҳисобланади.

Хусусий корреляция коэффициенти –

бу натижавий омил (

y

)

ва унга таъсир этувчи

омиллар (

x

i

) ўртасидаги боғланиш зичлигини кўрсатади.

Жуфт корреляция коэффициентлари таъсир этувчи омиллар (

x

i

) ўртасидаги ўзаро

боғлиқликларни акс эттиради.

Жуфт эконометрик моделнинг умумий кўриниши қуйидагича:





+

=

x

y

1

0

,

(9)

бу ерда

0



-

озод ҳад, яъни

y

ўқини кесиб ўтувчи нуқта;

1



-

регрессия параметри, яъни

регрессия чизиғининг бурчак коэффициенти (

tg

α

)

ва

ε

–

тасодифий хато

.

Демак, электрон тижорат соҳаси ривожланиш кўрсаткичларини эконометрик

моделлаштириш ва прогнозлашда “энг кичик квадратлар усули” дан фойдаланилади.

Электрон тижорат кўрсаткичлари бўйича тузилган кўп омилли эконометрик

модель бир қатор мезонлар орқали текширилади. Барча текширишлардан ўтган

модель асосида электрон тижорат соҳаси кўрсаткичларини келгуси даврларга
прогнозлаш мумкин бўлади.

Кўп омилли эконометрик моделдаги натижавий кўрсаткич (

y

) неча фоизга

моделга киритилган омиллардан ташкил топишини аниқлашда детерминация
коэффициентидан фойдаланилади ва у қуйидагича ҳисобланади:

TSS

RSS

n

TSS

n

RSS

R

y

−

=

−

=

−

=

1

/

1

ˆ

1

2



,

(10)

бу ерда



=

−

=

n

i

n

i

y

RSS

1

2

1

2

)

ˆ

(



-

регрессия қолдиқлари квадратлари йиғиндиси;

2

1

2

ˆ

)

(

y

n

i

n

y

TSS





=

−

=



=

-

умумий дисперсия;

i

y

,

i

y

ˆ

,

i

y

-

мос равишда натижавий омилнинг ҳақиқий, ҳисобланган ва ўртача

қийматлари

.

Моделларни турли миқдордаги омиллар билан таққослаш имконияти бўлиши

ва ушбу миқдордаги омиллар

R

2

статистикага таъсир этмаслиги учун одатда

текисланган детерминация коэффициентидан фойдаланилади, яъни:

2

adj.

1

y

s

R

−

=

(11)

Электрон тижорат соҳаси кўрсаткичлари бўйича тузилган кўп омилли

эконометрик моделнинг статистик аҳамиятлилигини текширишда Фишернинг

F

-

мезонидан фойдаланилади ва у қуйидаги

формула ёрдамида ҳисобланади

:

,

1

2

хисоб

m

n

R

F

−



−

=

(12)

бу ерда:

2

R

-

детерминация коэффициенти

;

n

-

кузатувлар сони;

m

-

омиллар сони.

“Iqtisodiyot va innovatsion texnologiyalar” ilmiy elektron jurnali. № 4, iyul-avgust, 2020 yil

247

4/2020

(№

00048)

http://iqtisodiyot.tsue.uz

F

-

мезоннинг ҳисобланган қиймат жадвалдаги қийматдан катта

бўлса, у ҳолда

тузилган кўп омилли эконометрик модель статистик аҳамиятли ёки ўрганилаётган
жараёнга адекват дейилади.

F

-

мезоннинг жадвал қийматини топишда

озодлик даражалари

m

k

=

1

ва

1

2

−

=

m

n

k

ҳамда



аҳамиятлик даражаси бўйича қийматлар ҳисобланади.

F

ҳисоб

>

F

жадвал

шартни қаноатлантирилса, бу

F

-

мезоннинг ҳисобланган қиймати

жадвалдаги қийматидан катта

эканлигидан ҳамда

тузилган кўп омилли эконометрик

моделнинг статистик аҳамиятли эканлигини кўрсатади.

Тузилган кўп омилли эконометрик модель параметрлари ва корреляция

коэффициентларининг ишончлилигини текшириш учун Стьюдентнинг

t

-

мезонидан

фойдаланилади.

Стьюдентнинг

t

-

мезонининг ҳисобланган (

t

ҳисоб

) ва жадвал (

t

жадвал

)

қийматларини таққослаб,

Н

0

гипотезани қабул қилинади

ёки рад этилади. Бунинг учун

t

-

мезонинг жадвал қийматини танланган ишончлилик эҳтимоли (



) ва озодлик

даражаси (

1

d.f.

−

=

m

n

) шартлар асосида топилади. Бу ерда

n

-

кузатувлар сони,

m

-

омиллар сони.

Кўп омилли эконометрик моделдаги ҳисобланган параметрлар учун ҳам

t

ҳисоб

>

t

жадвал

шарти қаноатлантирилиши зарур. Бу эса кўп омилли эконометрик

моделдаги барча коэффициентлар ишончли эканлигини кўрсатади

.

Кўп омилли эконометрик модель (2.11) бўйича натижавий омил қолдиқларида

автокорреляцияни текшириш учун Дарбин

-

Уотсон (

DW)

мезонидан фойдаланилади. У

қуйидаги формула билан ҳисобланади:



=

−

=

t

i

t

n

i

DW

1

2

1

)

(



.

(13)

Ҳисобланган

DW

қиймати жадвалдаги

DW

L

ва

DW

U

билан солиштирилади. Агар

DW

ҳисоб

<

DW

L

дан кичик бўлса, қолдиқларда автокорреляция мавжуд дейилади.

DW

ҳисоб

>

DW

U

дан катта бўлса, қолдиқларда автокорреляция мавжуд эмас дейилади.

Демак, тузилган кўп омилли эконометрик модель статистик аҳамиятли бўлса,

ундаги параметрлар ишончли бўлса ҳамда қолдиқларда автокорреляция мавжуд
бўлмаса, ушбу тузилган кўп омилли эконометрик моделдан электрон тижорат соҳаси
кўрсаткичларини прогнозлашда фойдаланиш мумкин.

Ўзбекистонда электрон тижорат соҳаси ўзининг ривожланиш босқичида

турибди. Бугунги кунда электрон тижорат ҳажми мамлакат ЯИМ нинг бир фоизга
яқинини ташкил этади. Электрон тижоратни янада ривожлантириш учун унга таъсир
этувчи омилларни аниқлаш, улар орасида боғланишлар кўринишини тадқиқ

қилиш ва

шу асосда

келгуси даврларга прогнозлаш зарур.

Ўзбекистонда электрон тижорат соҳасига бир қатор омиллар таъсир кўрсатади.

Улар жумласига интернетдан фойдаланувчилар сони, интернет хизматлар тарифлари
қиймати,

интернет дўконлар сони,

электрон тижорат бўйича транзакциялар,

электрон

тижорат бўйича транзакциялар ҳажми, POS терминаллар орқали амалга оширилган
умумий транзакциялар,

пластик карталар сони,

пластик карталар билан транзакциялар

ҳажми,

банкоматлар ва инфокиоскалар сони

ва бошқа бир қатор омилларни келтириш

мумкин.

Электрон тижорат соҳаси фаолияти бўйича кўп омилли эконометрик модель тузиш

учун қуйидаги омиллар танлаб олинди (

2010-

2019 йиллар бўйича ярим йиллик

“Iqtisodiyot va innovatsion texnologiyalar” ilmiy elektron jurnali. № 4, iyul-avgust, 2020 yil

248

4/2020

(№

00048)

http://iqtisodiyot.tsue.uz

маълумотлар): натижавий кўрсаткич

-

электрон тижорат хизматлари ҳажми, млрд. сўм

- (Y),

таъсир этувчи омиллар

-

интернетдан фойдаланувчилар сони, млн. киши

-

(X1), интернет

хизматлар тарифлари қиймати, АҚШ доллари,

-

(X2), интернет дўконлар сони, бирлик –

(X3),

электрон тижорат бўйича транзакциялар, млн. бирлик –

(

X4), POS терминаллар орқали

амалга оширилган умумий транзакциялар, млн. бирлик

- (X5

), пластик карталар сони, млн.

дона –

(X6) ва банкоматлар ва инфокиоскалар сони, бирлик –

(X7).

Ўзгарувчиларнинг ўлчов бирлиги турлича бўлганлиги учун ҳамда кўп омиллик

эконометрик моделнит интерпритациясини яхшироқ тушунтириш учун барча
омилларни логарифлаймиз.

Кўп омилли эконометрик модель тузишда олдин омиллар бўйича тавсифий статистика
ўтказилди. Бунинг учун махсус эконометрик моделлаштириш дастури –

Eviews 10

дастуридан фойдаланилди. Ўтказилган тавсифий статистика натижалари қуйидаги 1

-

жадвалда келтирилган.

1-

жадвал

Омиллар бўйича тавсифий статистика

LNY

LNX1

LNX2

LNX3

LNX4

LNX5

LNX6

LNX7

Mean

(ўртача)

11.11578

1.383056 5.179373 3.550376 3.307198 4.065876 1.782672 7.091097

Median

(медиана)

11.13212

1.355633 5.636144 3.525928 3.232659 4.036031 1.816340 6.998786

Maximum

(максимум)

12.34452

2.385086 6.360093 5.337538 4.260847 5.144991 2.330881 8.486322

Minimum

(минимум)

10.02752

0.165514 2.721295 2.484907 2.130610 3.093766 0.996949 5.455321

Std. Dev.

(стандарт четланиш)

0.703711

0.718906 1.190533 0.698607 0.644475 0.528497 0.456908 0.948626

Skewness

(асимметрия)

0.190726 -0.045364 -0.906201 1.062738 0.036494 0.387243 -0.244593 -0.202138

Kurtosis

(эксцесс)

1.919685

1.678630 2.470516 4.188376 1.860527 2.477534 1.707206 1.916564

Jarque-Bera

(Жак

-

Бера)

3.093821

3.461876 5.970963 4.941575 5.086439 6.727332 4.592183 1.114394

Probability

(эҳтимоллик)

0.078735

0.081457 0.026393 0.044518 0.030875 0.005123 0.048089 0.572813

Sum

(йиғинди)

222.3155

27.66112 103.5875 71.00752 66.14395 81.31753 35.65344 141.8219

Sum Sq. Dev.

(стандарт

четланиш йиғиндиси)

9.408966

9.819700 26.93000 9.272980 7.891607 5.306877 3.966528 17.09795

Observations

(кузатувлар)

20

Жадвал маълумотларидан ҳар бир омилнинг ўртача қиймати

(m

ean), медианаси

(m

edian), максимал ва минимал қийматлари (

maximum, minimum)

қийматларини

кўриш мумкин. Бундан ташқари ҳар бир омилнинг стандарт четланиши (

std. dev.

(Standart Devation) -

стандарт четланиш коэффициенти ҳар бир ўзгарувчиларнинг

ўртача қийматдан қанчалик четланганлигини кўрсатади) қийматлари келтирилган.

Skewness

–

асимметрия коэффициенти бўлиб, у нолга тенг бўлса нормал

тақсимот эканлиги ҳамда тақсимотнинг симметриклигини билдиради. Агар бу
коэффициент 0 дан анча фарқ қилса, у ҳолда тақсимот асимметрик ҳисобланади (яъни,
симметрик эмас). Агар асимметрия коэффициенти

0 дан катта, яъни мусбат

бўлса, у

ҳолда ўрганилаётган омил бўйича нормал тақсимот графиги

ўнг томонга сурилган

бўлади

.

0 дан кичик,

яъни манфий бўлса,

у ўрганилаётган

омил бўйича нормал

тақсимот графиги

чап томонга сурилган бўлади.

Барча омилларнинг нормал тақсимот

функциялари графиклари қуйидаги 1

-

расмда келтирилган.

Нормал тақсимот функцияси қуйидаги формула билан аниқланади:

2

)

(

2

1

)

(





a

x

e

x

p

−



=

,







−

x

,

(14)

“Iqtisodiyot va innovatsion texnologiyalar” ilmiy elektron jurnali. № 4, iyul-avgust, 2020 yil

249

4/2020

(№

00048)

http://iqtisodiyot.tsue.uz

.0

.1

.2

.3

.4

.5

.6

.7

9.2

9.6

10.0

10.4

10.8

11.2

11.6

12.0

12.4

12.8

13.2

D

e

n

s

it

y

LNY

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

-1.0

-0.5

0.0

0.5

1.0

1.5

2.0

2.5

3.0

3.5

D

e

n

s

it

y

LNX1

.0

.2

.4

.6

.8

1

2

3

4

5

6

7

8

9

D

e

n

s

it

y

LNX2

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.5

2.0

2.5

3.0

3.5

4.0

4.5

5.0

5.5

6.0

D

e

n

s

it

y

LNX3

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

1.5

2.0

2.5

3.0

3.5

4.0

4.5

5.0

D

e

n

s

it

y

LNX4

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

2.4

2.8

3.2

3.6

4.0

4.4

4.8

5.2

5.6

6.0

D

e

n

s

it

y

LNX5

0.0

0.2

0.4

0.6

0.8

1.0

0.50

0.75

1.00

1.25

1.50

1.75

2.00

2.25

2.50

2.75

3.00

D

e

n

s

it

y

LNX6

.0

.1

.2

.3

.4

.5

.6

.7

4

5

6

7

8

9

10

Histogram

Kernel

Normal

D

e

n

s

it

y

LNX7

1-

расм. Омилларнинг

нормал тақсимот функциялари графиклари

1-

расмдан шуни кўриш мумкинки, деярли барча омиллар нормал тақсимот

қонунига бўйсунар экан. Айрим омилларнинг эксцесс коэффициенти 3 дан катта
бўлгани учун нормал тақсимотнинг назарий графигидан учқирроқ бўлган (

lnX

3

ва

lnX

5

).

Айрим омиллар (

lnX

1

, lnX

2

, lnX

6

ва

lnX

7

) нинг асимметрия коэффициентлари

манфий бўлганлиги сабабли уларнинг графикларининг чап думи назарий нормал
тақсимот графикларидан чапга сурилган. Қолган бошқа омилларнинг асимметрия
коэффициентлари мусбат бўлганлиги учун уларнинг ўнг думи ўнгга сурилган.

Кўп омилли эконометрик моделга омилларни танлаш учун корреляцион таҳлил

ўтказиш керак. Бунинг учун омиллар ўртасида хусусий ва жуфт корреляция
коэффициентлари ҳисобланади. Омиллар ўртасида хусусий ва жуфт корреляция
коэффициентлари матрицаси қуйидаги

2-

жадвалда келтирилган.

2-

ушбу жадвалдан кўриш мумкинки хусусий корреляция коэффициентлари

-

бу

натижавий омил ва унга таъсир этувчи омиллар ўртасидаги боғланиш зичлигини
кўрсатади. Демак, хусусий корреляция коэффициентлари натижавий омил (электрон
тижорат хизматлари ҳажми

, lnY

) ва таъсир этувчи омиллар ўртасида зич боғланишлар

мавжудлигини кўрсатмоқда, яъни хусусий корреляция коэффициентлари қиймати 0,7
дан катта

.

Бундан ташқари

2-

жадвалда жуфт коррелция коэффициентлари ҳам мавжуд

бўлиб, улар таъсир этувчи омиллар (

lnX

i

, lnX

j

)

ўртасида боғланиш зичликларини

кўрсатади. Бу ерда энг муҳим ҳолат бўлиб, таъсир этувчи омиллар бир

-

бири билан зич

боғланмаслиги керак. Яъни, мультиколлениарлик мавжуд бўлмаслиги лозим. Агар
иккита таъсир этувчи омил ўртасида жуфт корреляция коэффициенти қиймати 0,7 дан

“Iqtisodiyot va innovatsion texnologiyalar” ilmiy elektron jurnali. № 4, iyul-avgust, 2020 yil

250

4/2020

(№

00048)

http://iqtisodiyot.tsue.uz

кичик бўлса, мультколлениралик мавжуд эмас дейилади.

2-

жадвал маълумотларидан

кўриш мумкинки, таъсир этувчи омиллар ўртасида боғланиш зичликлари 0,7 дан катта
эмас экан. Демак, таъсир этувчи омиллар ўртасида мультиколленаирлик мавжуд эмас.

2-

жадвал

Омиллар ўртасида хусусий ва жуфт корреляция коэффициентлари

матрицаси

Covariance Analysis: Ordinary
Date: 07/12/20 Time: 14:23
Sample: 2010S1 2019S2
Included observations: 20
Correlation
t-Statistic
Probability

LNY

LNX1

LNX2

LNX3

LNX4

LNX5

LNX6

LNX7

LNY

1.000000

LNX1

0.959460

1.000000

14.44294

-----

0.0000

-----

LNX2

-0.873475 -0.705398

1.000000

-12.07690 -9.047594

-----

0.0000

-----

LNX3

0.889370

0.702631

-0.672051

1.000000

8.253248

6.138380

-7.559646

-----

0.0000

-----

LNX4

0.956756

0.675320

-0.709541

0.631703

1.000000

13.95425

18.74084

-9.284707

6.355352

-----

0.0000

-----

LNX5

0.712295

0.623843

-0.674883

0.590690

0.620808

1.000000

4.305598

3.386531

-5.200954

3.105828

3.359683

-----

0.0004

0.0033

0.0001

0.0061

0.0035

-----

LNX6

0.850677

0.561339

-0.573736

0.696533

0.614323

0.624114

1.000000

13.00327

14.81145

-7.621177

5.589531

9.578443

3.388943

-----

0.0000

0.0033

-----

LNX7

0.869620

0.562071

-0.696662

0.636777

0.432698

0.668472

0.667075

1.000000

16.81703

14.96235

-8.592920

6.483772

10.97193

3.813294

16.12223

-----

0.0000

0.0013

0.0000

-----

Шунингдек,

2-

жадвалда корреляция коэффициентларининг ишончлилиги ва

эҳтимоллигини аниқлаш бўйича коэффициентлар ҳисобланган. Ҳар бир корреляция
коэффициентининг пастки қисмида унинг

t-

Стьюдент мезони ҳисобланган қиймати ва

эҳтимоллиги келтирилган. Омиллар ўртасида ҳисобланган эҳтимоллик 0,05 дан катта
бўлмаслик шарти қўйилади. Масалан, электрон тижорат хизматлари ҳажми (

lnY)

ва

электрон тижорат бўйича транзакциялар (

lnX4)

ўртасида хусусий корреляция

коэффициенти

9567

,

0

4

ln

,

ln

=

X

Y

r

,

9542

,

13

=

t

ва

0000

,

0

prob.

=

га тенг. Бу эса мазкур икки

омил ўртасида зич боғланиш борлигини, хусусий корреляция коэффициенти ишончли
эканлиги ва 95 фоиз аниқликда икки омил ўртасида мусбат боғланиш мавжудлигини
кўрсатади.

Жуфт корреляция коэффициентлари бўйича, масалан, электрон тижорат бўйича

транзакциялар (

lnX4

) ва банкоматлар ва инфокиоскалар сони (

lnX7)

ўртасида хусусий

корреляция коэффициенти

4326

,

0

7

ln

,

4

ln

=

X

r

,

9719

,

10

=

t

ва

0000

,

0

prob.

=

га тенг. Бу

“Iqtisodiyot va innovatsion texnologiyalar” ilmiy elektron jurnali. № 4, iyul-avgust, 2020 yil

251

4/2020

(№

00048)

http://iqtisodiyot.tsue.uz

ушбу икки омил ўртасида суст боғланиш мавжудлигини ҳамда жуфт корреляция
коэффициенти ишончли эканлигини кўрсатади.

Демак, кўп омилли эконометрик моделга киритиладиган омиллар ўртасида

корреляция коэффициентлари

t-

Стьюдент

мезони ҳисобланган қиймати ва

эҳтимоллиги бўйича қуйиладиган талабларга жавоб берар экан. Ушбу омиллар
асосида электрон тижорат хизматлари ҳажмини аниқловчи кўп омилли эконометрик
модел тузиш мумкин бўлади.

Таъсир этувчи омиллар ўртасида мультиколленеарлик мавжуд эмаслигини

текширишнинг яна битта усули

-

бу

VIF (Variance Inflation Factors)

коэффициентларини

ҳисоблашдир.

Агар таъсир этувчи омиллар ўртасида мультколлениарлик мавжуд бўлса, у ҳолда

VIF>10

бўлади. Натижаларга кўра барча таъсир этувчи омилларнинг

VIF

коэффициентлари 10 дан кичик. Демак, бу ҳам корреляция таҳлил каби таъсир этувчи
омиллар ўртасида мультиколлениралик мавжуд эмаслигини кўрсатмоқда.

Кўп омилли эконометрик

моедлга киритилаётган омилларнинг қаторлар орасида

ўртачалар тенглигини текширамиз. Натижалар қуйидаги 3

-

жадвалда келтирилган.

3-

жавдал

Қаторлар

орасида ўртачалар тенглигига тест

Test for Equality of Means Between Series
Date: 07/12/20 Time: 14:24
Sample: 2010S1 2019S2
Included observations: 20

Method

df

Value

Probability

Anova F-test

(7, 152)

340.3028

0.0000

Welch F-test*

(7, 64.7736)

409.6058

0.0000

*Test allows for unequal cell variances
Analysis of Variance

Source of Variation

df

Sum of Sq.

Mean Sq.

Between

7

1405.679

200.8113

Within

152

89.69461

0.590096

Total

159

1495.374

9.404868

Category Statistics

Variable

Count

Mean

Std. Dev.

Std. Err. of Mean

LNY

20

11.11578

0.703711

0.157354

LNX1

20

1.383056

0.718906

0.100752

LNX2

20

5.179373

1.190533

0.136211

LNX3

20

3.550376

0.698607

0.146213

LNX4

20

3.307198

0.644475

0.044109

LNX5

20

4.065876

0.528497

0.088176

LNX6

20

1.782672

0.456908

0.102168

LNX7

20

7.091097

0.948626

0.012119

All

160

4.684428

3.066736

0.142447

Қаторлар

орасида ўртачалар

тенглиги бўйича ўтказилган тест шуни кўрсатадики,

Anova F-

тест ва Welch F

-

тести қийматлари етарлича аниқлиқда ва 0,05 фоиз аниқликда

уларнинг эҳтимоллиги 0 га тенг экан. Ўртачаларнинг стандарт хатоликлари даражалари
ҳам 15 фоиздан ошмайди. Бу эса ўз навбатида барча омилларни кўп омилли
эконометрик моделга қўшишга сабаб бўлади.

“Iqtisodiyot va innovatsion texnologiyalar” ilmiy elektron jurnali. № 4, iyul-avgust, 2020 yil

252

4/2020

(№

00048)

http://iqtisodiyot.tsue.uz

Демак, кейинги босқичда кўп омилли эконометрик модель тузамиз. Умумий

ҳолда кўп омилли

эконометрик модель қуйидаги кўринишга эга:





+

=

n

x

y

...

2

1

0

,

(15)

бу ерда

y

–

натижавий омил,

i

x

-

таъсир этувчи омиллар,



-

тасодифий хато.

Кўп омилли эконометрик моделдаги

номаълум

n



,...,

,

2

1

0

параметрларини

аниқлашда "энг кичик квадратлар усули" қўлланилади.

Кўп омилли эконометрик

моделнинг номалълум параметрларини ҳисоблашда

EViews

дастуридан фойдаландик ва натижалар қуйидаги

4-

жадвалда келтирилган.

4-

жадвал

Кўп омилли эконометрик моделнинг ҳисобланган параметрлари

Dependent Variable: LNY
Method: Least Squares
Date: 07/12/20 Time: 15:02
Sample: 2010S1 2019S2
Included observations: 20

Variable

Ўзгарувчи

Coefficient

Коэффициент

Std. Error

Стандарт хатолик

t-Statistic

t-

статистика

Prob.

Эҳтимоллиги

LNX1

0.297774

0,109909

2,709281

0.0274

LNX2

-0.052961

0,008134

-6,511063

0.0422

LNX3

0.172653

0,061710

2,797812

0.0462

LNX4

0.479430

0,146369

3,275489

0.0385

LNX5

0.109259

0,026379

4,141893

0.0299

LNX6

0.485094

0,177597

1,731431

0.0949

LNX7

0.199961

0,131784

2,517339

0.0501

C

6.876430

1,135413

6,056325

0.0001

R-squared
R-

квадрат

0.984427

Mean dependent var

Боғлиқ ўзгарувчи ўртачаси

11.11578

Adjusted R-squared

Текисланган

R-

квадрат

0.975343

S.D. dependent var

Боғлиқ ўзгарувчи стандарт четланиши

0.703711

S.E. of regression

Регрессиянинг стандарт
хатолиги

0.110500

Akaike info criterion

Акайке ахборот мезони

-1.278437

Sum squared resid

Қолдиқлар

квадрати

йиғиндиси

0.146522

Schwarz criterion

Шварц мезони

-0.880144

Log likelihood

Логарифмик ҳақиқатга
яқинлиги

20.78437

Hannan-Quinn criter.

Ханнан

-

Куин мезони

-1.200686

F-statistic
F-

статистика

108.3694

Durbin-Watson stat

Дарбин

-

Уотсон статистикаси

1.983517

Prob(F-statistic)

Эҳтимоллик (

F-

статистика)

0.000000

4-

жадвал маълумотларидан фойдаланиб кўп омилли эконометрик моделнинг

математик кўринишини келтирамиз:

7

ln

1999

,

0

ln

4851

,

0

ln

1092

,

0

ln

4794

,

0

ln

1726

,

0

ln

0529

,

0

ln

2978

,

0

8764

,

6

ln

6

5

4

3

2

1

x

y

+

−

+

=

(16)

Натижалар таҳлили

Ҳисобланган

кўп омилли эконометрик модель шуни кўрсатадики, интернетдан

фойдаланувчилар сони (

ln

x

1

) ўртача 1,0 фоизга ортса, электрон тижорат хизматлари

“Iqtisodiyot va innovatsion texnologiyalar” ilmiy elektron jurnali. № 4, iyul-avgust, 2020 yil

253

4/2020

(№

00048)

http://iqtisodiyot.tsue.uz

ҳажми

(ln

y

) ўртача 0,2978 фоизга ортиши мумкин экан (интернетдан фойдаланувчилар

интернет дўконлардан, он

-

лайн савдоларни амалга ошириши натижасида бундай

самара келиб чиқади). Ўзбекистонда интернет хизматлар тарифлари қиймати

(ln

x

2

)

ўртача

1,0

фоизга ортиши, электрон тижорат хизматлари ҳажмини (

ln

y

) ўртача 0,0529

фоизга камайишига олиб келар экан. (Ушбу тескари боғлиқлик омиллар ўртасидаги
корреляция матрицасида ҳам ўз ифодасини топган) (интернет хизматлар тарифлари
қийматининг пасайиши, провайдерлар томонидан ҳам электрон тижорат билан
шуғулланувчиларга, ҳам интернетдан фойдаланувчиларга кўпроқ турдаги хизматларни
кўрсатишлари мумкин бўлади). Мамлакатимизда интернет дўконлари сони (

ln

x

3

)

ўртача 1,0 фоизга ошиши, электрон тижорат хизматлари ҳажмини (

ln

y

) ўртача 0,1726

фоизга ортишига олиб келиши кузатилмоқда (интернет дўконларининг ортиши
натижасида фуқаролар уйдан чиқмасдан маиший техника, китоблар, оргтехника,
қурилиш материаллари ва ҳ.к. ларни харид қилиш имкониятлари ортади). Электрон
тижорат бўйича транзакцияларнинг (

ln

x

4

) ўртача 1,0 фоизга ортиши, электрон тижорат

хизматлари ҳажмини (

ln

y

) ўртача 0,4794 фоизга ортишига олиб келиши мумкин (ушбу

ҳолатда транзакциялар бир қатор хизматлар ўртасида тақсимланиши мумкин).

POS

терминаллар орқали амалга оширилган умумий транзакциялар

(ln

x

5

) ўртача 1,0 фоизга

ортиши, электрон тижорат хизматлари ҳажмини (

ln

y

) ўртача 0,1092 фоизга ортишига

олиб келиши

мумкин (бунда нафақат савдолар, балки нақд пулни ечиб олиш

операциялари ҳам амалга оширилади). Аҳоли ўртасида пластик карталар

,

корхоналарда корпоратив платик карталар

сонининг (

ln

x

6

) ўртача 1,0 фоизга ортиши,

электрон тижорат хизматлари ҳажмини (

ln

y

) ўртача 0,4851 фоизга ортишига олиб

келиши мумкин (фуқаролар ёки корхоналар пластик карталар орқали электрон тўлов
тизимлари

Click, Payme, Unipay

ва бошқа тизимлар орқали электрон харидларни

амалга оширади). Ўзбекистонда банкоматлар ва инфокиоскалар сонининг (

ln

x

7

) ўртача

1,0 фоизга ортиши, электрон тижорат хизматлари ҳажмини (

ln

y

) ўртача 0,1999 фоизга

ортишига олиб келиши мумкин.

Кўп омилли эконометрик модель (

16

) сифатини текшириш учун детерминация

коэффициентини текширамиз. Детерминация коэффициенти натижавий омил неча
фоизга моделга киритилган омиллардан ташкил топишини кўрсатади. Ҳисобланган
детерминация коэффициенти (

R

2

- R-squared

) 0,9844 га тенг. Бу эса электрон тижорат

хизматлари ҳажмининг 98,44 фоизи (3.4) кўп омилли эконометрик моделга киритилган
омиллардан ташкил топишини кўрсатмоқда. Қолган 1,56 фоизи (1,0

-

0,9844) эса ҳисобга

олинмаган омиллар таъсиридир.

Кўп

омилли

эконометрик

моделдаги

(

16

)

омилларнинг

стандарт

хатоликларининг ҳам кичик қийматларни

қабул қилганлиги ҳам моделнинг статистик

аҳамияти юқори эканлигидан далолат беради.

Моделларни турли миқдордаги омиллар билан таққослаш имконияти бўлиши

ва ушбу миқдордаги омиллар

R

2

статистикага таъсир этмаслиги учун одатда

текисланган детерминация коэффициентидан фойдаланилади, яъни:

2

adj.

1

y

s

R

−

=

(17)

Текисланган детерминация

коэффициенти

(Adjusted R-squared) 0,

9753 га тенг

бўлиши ва унинг

R

2

га яқинлиги, моделнинг таъсир этувчи омиллар сони ўзгариши

атрофида қийматларни қабул қила

олишини билдиради.

Кўп омилли эконометрик моделнинг

(16)

статистик аҳамиятлилигини ёки

ўрганилаётган жараёнга адекватлигини (мос келишини) текширишда Фишернинг

F-

“Iqtisodiyot va innovatsion texnologiyalar” ilmiy elektron jurnali. № 4, iyul-avgust, 2020 yil

254

4/2020

(№

00048)

http://iqtisodiyot.tsue.uz

мезони қўлланилади. Фишернинг ҳисобланган

F-

мезони қиймати унинг жадвалдаги

қиймати билан таққосланади. Агар

F

ҳисоб

> F

жадвал

бўлса, у ҳолда кўп омилли

эконометрик модель (

16

) статистик аҳамиятли дейилади ва ундан натижавий

кўрсаткич

-

электрон тижорат хизматлари ҳажмини (

ln

y

) келгуси даврларга

прогнозлашда фойдаланиш мумкин бўлади.

Демак, (

16

) моделнинг статистик аҳамиятлилигини текшириш учун

F

-

мезоннинг

жадвал қийматини топамиз. Бунинг учун

озодлик даражалари

m

k

=

1

ва

1

2

−

=

m

n

k

ҳамда



аҳамиятлик даражаси бўйича қийматларни

ҳисоблаймиз. Аҳамиятлик

даражаси

05

,

0

=



ва озодлик даражалари

7

1

=

k

ва

12

1

7

20

2

=

−

=

k

дан келиб чиқиб,

F-

мезоннинг жадвал қиймати

91

,

2

æàäâàë

=

F

га тенг.

F-

мезоннинг

ҳисобланган қиймати

F

ҳисоб

=108,3694

ва жадвал қиймати

F

жадвал

= 2,91

га тенг ва

F

ҳисоб

> F

жадвал

шарти

бажарилганлиги учун (

16

) кўп омилли эконометрик моделни статистик аҳамиятли

дейиш мумкин ҳамда ундан электрон тижорат хизматлари ҳажмини (

ln

y

)

келгуси

даврларга прогнозлашда фойдаланиш мумкин бўлар экан.

Кўп

омилли эконометрик моделнинг (

16

) ҳисобланган параметрлари (регрессия

коэффициентлари)

ишончлилигини

текширишда

Стьюдентнинг

t-

мезонидан

фойдаланилади. Стьюдентнинг

t

-

мезонининг ҳисобланган

(

t

ҳисоб

) ва жадвал (

t

жадвал

)

қийматларини таққослаб,

Н

0

гипотезани қабул қиламиз ёки рад этамиз. Бунинг учун

t

-

мезоннинг жадвал қийматини танланган ишончлилик эҳтимоли (



) ва озодлик

даражаси (

1

d.f.

−

=

m

n

) шартлар асосида топамиз. Бу ерда

n

-

кузатувлар сони,

m

-

омиллар сони.

Ишончлилик эҳтимоли

05

,

0

=



ва озодлик даражаси

12

1

7

20

d.f.

=

−

=

бўлганда,

t

-

мезонинг жадвал қиймати

1788

,

2

æàäâàë

=

t

га тенг.

Ҳар

бир омил бўйича

t

-

мезоннинг

ҳисобланган қийматлари

05

,

0

=



аниқликда

(lnX

6

дан ташқари) жадвал қийматидан катта эканлигини кўриш мумкин (3.6

-

жадвал).

Бу эса мазкур омилларнинг кўп омилли эконометрик моделда қатнашишларига имкон
беради. Кўп омилли эконометрик моделда (

16) lnX

6

нинг эҳтимоллиги (0,0949)

05

,

0

=



дан катта ва

1

,

0

=



дан кичик бўлганлиги сабабли ҳам ушбу омилни кўп омилли

эконометрик моделда қолдирамиз.

Демак, кўп омилли эконометрик модель (

16

) да барча таъсир этувчи омиллар

моделда қолдирилади ва прогнозда фойдаланилади.

Кўп омилли эконометрик модель (

16

) бўйича натижавий омил қолдиқларида

автокорреляцияни текшириш учун Дарбин

-

Уотсон (

DW)

мезонидан фойдаланамиз.

Ҳисобланган

DW

қиймати жадвалдаги

DW

L

ва

DW

U

билан солиштирилади. Агар

DW

ҳисоб

<

DW

L

дан кичик бўлса, қолдиқларда автокорреляция мавжуд дейилади.

DW

ҳисоб

>

DW

U

дан катта бўлса, қолдиқларда автокорреляция мавжуд эмас дейилади.

Дарбин

-

Уотсон мезонининг пастки чегараси қиймати

DW

L

=0,83

га тенг ва юқори чегараси

қиймати

DW

U

=1,96

га тенг.

DW

ҳисоб

=1,9835

га тенг. Демак,

DW

ҳисоб

>

DW

U

бўлгани учун

натижавий омил (электрон тижорат хизматлари ҳажми

- (ln

y

)

) қолдиқларида

автокорреляция мавжуд эмас экан.

Натижавий омил қолдиқларида автокорреляциянинг мавжуд эмаслиги ҳам

юқорида келтирилган (

16

) кўп омилли эконометрик моделдан прогнозда фойдаланиш

мумкинлигини кўрсатади.

Ҳисобланган

(16

) кўп омилли эконометрик моделдан келгуси даврларга

натижавий кўрсаткични прогнозлашда МАРЕ (

Mean absolute percent error

–

фоизлардаги ўртача абсолют хатолик) коэффициенти ҳисобланади ва у қуйидаги
формула ёрдамида топилади:

“Iqtisodiyot va innovatsion texnologiyalar” ilmiy elektron jurnali. № 4, iyul-avgust, 2020 yil

255

4/2020

(№

00048)

http://iqtisodiyot.tsue.uz

%

100

ˆ

1



−

=



=

n

i

y

n

MAPE

,

(18)

бу ерда

i

y

-

натижавий омилнинг ҳақиқий қийматлари,

i

y

ˆ

-

натижавий омилнинг

ҳисобланган қийматлари.

Агар ҳисобланган МАРЕ коэффициенти қиймати 15,0 фоиздан кичик бўлса,

моделдан натижавий омилни прогнозлашда фойдаланиш мумкин бўлади, акс ҳолда
фойдаланиб бўлмайди. Электрон тижорат хизматлари ҳажми бўйича МАРЕ

коэффициентининг қиймати 4,09 фоизни ташкил этмоқда (

2-

расм). Бу эса 15,0 фоиздан

кичик. Шунинг учун ҳам (

16

) кўп омилли эконометрик моделдан электрон тижорат

хизматлари ҳажмини прогнозлашда фойдаланиш мумкин.

2-

расм. Ҳисобланган моделдан прогнозда

фойдаланиш кўрсаткичлари

Кўп омилли эконометрик моделлар яна бир муҳим иқтисодий кўрсаткич –

эластиклик коэффициентларини ҳисобланган қийматларини ҳам тақдим этади (

5-

жадвал).

5-

жадвал

Омилларнинг ҳисобланган

эластиклик коэффициентлари

Scaled Coefficients
Date: 07/12/20 Time: 15:04
Sample: 2010S1 2019S2
Included observations: 20

Variable

Coefficient

Standardized Coefficient

Elasticity at Means

LNX1

0.297774

0.304204

0.037050

LNX2

-0.052961

-0.089599

-0.024677

LNX3

0.172653

0.171401

0.055145

LNX4

0.479430

0.439073

0.142641

LNX5

0.109259

0.082055

0.039964

LNX6

0.485094

0.314963

0.077796

LNX7

0.199961

0.269554

0.127561

C

6.876430

NA

0.618619

Эластиклик коэффициенти таъсир этувчи омилнинг 1,0 фоизга ўзгариши

натижавий омилнинг қанчага ўзгариши кўрсатади. Масалан, интернетдан

“Iqtisodiyot va innovatsion texnologiyalar” ilmiy elektron jurnali. № 4, iyul-avgust, 2020 yil

256

4/2020

(№

00048)

http://iqtisodiyot.tsue.uz

фойдаланувчилар сони 1,0 фоизга ошса, электрон тижорат хизматлари ҳажми ўртача
0,0370 фоизга ортиши мумкин. Қолган омиллар бўйича ҳам эластиклик
коэффициентлари юқоридагидек таҳлил қилинади.

Хулоса

Ўзбекистонда электрон тижорат хизматлари ҳажми ва унга таъсир этувчи

омиллар бўйича тузилган кўп омилли эконометрик модель

(16

) бир қатор мезонлар

ёрдамида текширилди ва ундан келгуси даврларда омилларни прогнозлашда
фойдаланиш мумкинлиги аниқланди. Шунинг учун ҳам ушбу кўп омилли эконометрик
модель ёрдамида Ўзбекистонда электрон тижорат хизматлари ҳажмини келгуси
даврларга прогноз ҳисобларини 3 хил сценарий

-

пессимистик, инерцион ва

оптимистик сценарийлар асосида амалга ошириш мумкин.

Фойдаланилган адабиётлар

1. Ўзбекистoн Республикaси Президентининг 2017 йил 7 феврaлдaги

«Ўзбекистoн Республикaсини янaдa ривoжлaнтириш бўйичa Ҳaрaкaтлaр стрaтегияси
тўғрисидa»ги ПФ

-4947-

сoнли фaрмoни. // www.lex.uz.

2. Measuring the Information Society Report Volume 1. 2018. ITUPublications.

Statistical reports. International Telecommunication Union. Place des Nations. CH-1211
Geneva Switzerland.

3. П.Друкер, Новый бизнесс.

-

М.: Экономика, 1993, с.

4. Б.Твисс Управление научно

-

техническими нововве

-

дениями. —

М. Экономика,

1989.

—

217

5. Й. Шумпетер Теория экономического развития. –

М., Прогресс, 1982. –455с.

6. Webster Frank. Theories of the Information Society.

–

London: Routledge, 2002.

–

Р. 15.

7.

К.Оппенлендер

Технический

прогресс:

воздействие,

оценки,

результаты:Сокр.пер.с нем.,

-

М. : Экономика, 175 с.,1981г.

8. Y.Hsu, (2011). Design innovation and marketing strategy in successful product

competition. Journal of Business & Industrial Marketing.

9.

П.Н. Завлин Инновация в рыночной экономике // Гуманитарные науки 1997

№3. С. 3

-10

10.

Л. П.Гончаренко, Ю.А.Артуюнов, Инновации., Управление инновационным

бизнесом —

М.: ЮНИТИ, 2001

11.

Л.М. Гохберг, Экономика знаний онная политика –М.: КНОРУС, 2009.

-352.

12.

А.К.Казанцев Информационные технологии в управлении, производстве,

жизнедеятельности Тюмень.: Ист Консалтинг, 2010

г

.

13.

Б.Б.Абдуллаев, И.Абдураимов, Инновация субъектлари фаолияти

самарадорлигин аниқлаш. Бозор,пул ва кредит.№ 9, 2005 й.

14.

С.С.Ғуломов,

«Ахборот тизимлари ва технологиялари»,Шарқ,Тошкент.

2000.

582-

б

.

15

.

Арипов

А.Н.,

Иминов

Т.К.

«Ўзбекистон

ахборот

-

коммуникация

технологиялари соҳаси менежменти масалалари» Монография

-

Т.:2012.

16. Abdullayev, M. Ишлаб чиқариш корхоналарида электрон ҳужжат ва электрон

ҳужжат

айланиш

тизимини

такомиллаштириш

йўллари.

https://journal.tsue.uz/index.php/archive/article/view/2268

.

Методика прогнозирования показателей электронной коммерции в Республике Узбекистан

Ключевые слова:

Аннотация

Библиографические ссылки