Перспективы развития электронной коммерции в Узбекистане

Иқтисодиёт ва таълим / 2020 № 4

206

ЎЗБЕКИСТОНДА ЭЛЕКТРОН ТИЖОРАТНИ РИВОЖЛАНИШ ИСТИҚБОЛЛАРИ

Арипов Улуғбек Баходир ўғли -

Тошкент давлат иқтисодиёт

университети, таянч докторант

Аннотация.

Ушбу мақолада Ўзбекистонда электрон тижоратни ривожланиш истиқболлари прогноз

қилиниб, регрессион модел тузилган. Муаллиф томонидан регрессион модель турли тестлар орқали текшириш
ҳамда моделнинг статистик аҳамиятлилигни аниқланиб, Ўзбекистонда электрон тижоратни ривожланишининг
2020-2025 йиллар учун прогноз кўрсаткичлари ишлаб чиқилган.

Калит сўзлар:

электрон тижорат, ахборот-коммуникация технологиялари, омиллар, эконометрик таҳ-

лил, тест, регрессия, прогноз.

Аннотация

.

В данной статье прогнозируются перспективы развития электронной коммерции в

Узбекистане и создается регрессионная модель. Автор рассмотрел регрессионную модель с помощью различных
тестов и определил статистическую значимость модели, а также разработал прогнозные показатели развития
электронной коммерции в Узбекистане на 2020–2025 годы.

Ключевые слова:

электронная коммерция, информационно-коммуникационные технологии, факторы,

эконометрический анализ, тестирование, регрессия, прогнозирование.

Annotation.

This article predicts the prospects for the development of e-commerce in Uzbekistan and creates a

regression model. The author examined the regression model through various tests and determined the statistical significance
of the model, and developed forecast indicators for the development of e-commerce in Uzbekistan for 2020-2025.

Keywords:

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

regression, forecasting.

Кириш.

Жаҳонда амалга оширилаётган

тизимли ислоҳотлар, илмий-техник тадқи-
қотлар, йирик трансмиллий компаниялари-

да истеъмолчилар эҳтиёжларининг мунта-

зам равишда ўзгарувчанлиги билан боғлиқ
хатти-ҳаракатлар шунингдек, ахборот алма-

шинувининг эркинлашуви таъсирида ўсиб
бораётган контентнинг роли ҳамда рақамли

жамиятни барпо этишнинг бошқа йўналиш-
лари иқтисодиётнинг реал тармоқларида

менежмент фаолиятини такомиллаштириш-
нинг кенг қамровли имкониятларини ярат-

моқда. Халқаро экспертларнинг фикрича,
«анъанавий менежмент усуллари бугунги

кунда ўзгариб бораётган бозор талабларига
етарлича жавоб бера олмаяпти»[2]. Мазкур

муаммоларнинг мавжудлиги жаҳон мамла-
катлари ахборот-коммуникация хизматлари

бозорида инновацион менежмент усуллари-

ни жорий этишга қаратилган илмий тадқи-
қотлар олиб борилишини тақазо этади.

Ўзбекистонда олиб борилаётган ижти-

моий-иқтисодий ислоҳотлар шароитида иқ-

тисодиёт 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 ахбо-

рот технологияларини эгаллашимиз зарур
ва шарт. Бу бизга юксалишнинг энг қисқа

йўлидан бориш имкониятини беради. Зеро,

бугун дунёда барча соҳаларга ахборот техно-

логиялари чуқур кириб бормоқда», - деб таъ-
кидланган[1].

2017-2021 йиллaрдa Ўзбекистoн Рес-

публикaсини ривoжлaнтиришнинг бештa ус-
тувoр йўнaлиши бўйичa Ҳaрaкaтлaр стрaте-

гиясидa

«

йўл-транспорт инфратузилмасини

янада ривожлантириш, иқтисодиёт, ижти-

моий соҳа, бошқарув тизимига ахборот-ком-
муникация технологияларини жорий этиш

»

бўйичa устувор вaзифaлaр белгилaб берил-
гaн. Мазкур вазифаларнинг сaмaрaли ижроси

республикaмиз иқтисодиётни реал тармоқ-
ларининг инновацион ривожланишида ахбо-

рот-коммуникация технологияларини сама-
рали бошқариш механизмларини такомил-

лаштиришни тақозо этaди.

Муаммони ўрганиш натижалари.

Иқтисодиётнинг инновацион ривожла-

нишида электрон тижоратни ривожланти-
ришнинг назарий ва амалий жиҳатлари кўп-

лаб хорижлик олимлар жумладан, П.Ф.Дру-
кер[3], Б.Твисс[4], Й.Шумпетер[5], Р.Фостр,

Webster Frank[6], A.Dinis, Y Hsu, К.Оппенлен-
дер[7], Y.Hsu[8] кабилар томонидан ўрганил-

ган. Мустақил давлатлар ҳамдўстлиги мам-
лакатлари

олимларидан:

П.Н.Завлин[9],

Л.П.Гончаренко [10], Л.М.Гохберг [11], А.К.Ка-
занцев [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.Ғуло-

ИҚТИСОДИЁТДА АХБОРОТ ТЕХНОЛОГИЯЛАРИ

Иқтисодиёт ва таълим / 2020 № 4

207

мов[14], Б.Б. Беркинов, А.Н.Арипов[15] Т.З.Те-

шабаев, Ш.А.Турсунов, Р.И.Нуримбетов ва
бошқаларнинг илмий ишларида тадқиқ

этилган.

Методология.

Электрон тижорат соҳа-

сидаги кўрсаткичларни эконометрик модел-

лаштиришда аввало ушбу соҳа ва унинг ри-
вожланишига таъсир этувчи омиллар аниқ-

ланиб, вақтли қаторлар кўринишига келти-
рилади. Мазкур вақтли қаторлар асосида

эконометрик модель тузишдан аввал тавси-
фи статистика ўтказилади. Яъни, ҳар бир

ўзгарувчи бўйича ўртача қийматлар, мода ва
медиана кўрсаткичлари, стандарт четланиш-

лар, асимметрия ва эксцесс кўрсаткичлари,
Жак-Бера статистикаси, эҳтимолликлар каби

кўрсаткичларнинг қийматлари ҳисоблаб чи-
қилади. Электрон тижорат соҳаси ривожла-

ниш кўрсаткичларини эконометрик модел-

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

Электрон тижорат кўрсаткичлари бў-

йича тузилган кўп омилли эконометрик мо-

дель бир қатор мезонлар орқали текширила-
ди. Барча текширишлардан ўтган модель

асосида электрон тижорат соҳаси кўрсаткич-
ларини келгуси даврларга прогнозлаш мум-

кин бўлади.

Ўзбекистонда электрон тижорат соҳаси

ўзининг ривожланиш босқичида турибди.
Бугунги кунда электрон тижорат ҳажми мам-

лакат ЯИМ нинг бир фоизга яқинини ташкил
этади. Электрон тижоратни янада ривожлан-

тириш учун унга таъсир этувчи омилларни

аниқлаш, улар орасида боғланишлар кўри-
нишини тадқиқ қилиш ва шу асосда келгуси

даврларга прогнозлаш зарур.

Ўзбекистонда электрон тижорат соҳа-

сига бир қатор омиллар таъсир кўрсатади.

Улар жумласига интернетдан фойдаланув-

чилар сони, интернет хизматлар тарифлари
қиймати, интернет дўконлар сони, электрон

тижорат бўйича транзакциялар, электрон

тижорат бўйича транзакциялар ҳажми, POS
терминаллар орқали амалга оширилган уму-

мий транзакциялар, пластик карталар сони,
пластик карталар билан транзакциялар ҳаж-

ми, банкоматлар ва инфокиоскалар сони ва
бошқа бир қатор омилларни келтириш мум-

кин.

Электрон тижорат соҳаси фаолияти бў-

йича кўп омилли эконометрик модель тузиш
учун қуйидаги омиллар танлаб олинди

(2010-2019 йиллар бўйича ярим йиллик маъ-
лумотлар): натижавий кўрсаткич - электрон

тижорат хизматлари ҳажми, млрд. сўм - (Y),
таъсир этувчи омиллар - интернетдан фой-

даланувчилар сони, млн. киши - (X1), интер-

нет хизматлар тарифлари қиймати, АҚШ
доллари, - (X2), интернет дўконлар сони,

бирлик – (X3), электрон тижорат бўйича
транзакциялар, млн. бирлик – (X4), POS тер-

миналлар орқали амалга оширилган умумий
транзакциялар, млн. бирлик - (X5), пластик

карталар сони, млн. дона – (X6) ва банкомат-
лар ва инфокиоскалар сони, бирлик – (X7).

Ўзгарувчиларнинг ўлчов бирлиги тур-

лича бўлганлиги учун ҳамда кўп омиллик

эконометрик моделни интерпритациясини
яхшироқ тушунтириш учун барча омилларни

логарифлаймиз.

Кўп омилли эконометрик модель ту-

зишда олдин омиллар бўйича тавсифий ста-

тистика ўтказилди. Бунинг учун махсус эко-
нометрик 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 четла-
ниш йиғиндиси)

9.408966 9.819700 26.93000 9.272980 7.891607 5.306877 3.966528 17.09795

Observations (кузатувлар)

20

20

20

20

20

20

20

20

Манба:

Муаллиф ишланмаси

ИҚТИСОДИЁТДА АХБОРОТ ТЕХНОЛОГИЯЛАРИ

Иқтисодиёт ва таълим / 2020 № 4

208

Жадвал маълумотларидан ҳар бир

омилнинг ўртача қиймати (mean), медиана-
си (median), максимал ва минимал қиймат-

лари (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 четланганли-
гини кўрсатади) қийматлари келтирилган.

Skewness – асимметрия коэффициен-

ти бўлиб, у нолга тенг бўлса нормал тақси-

мот эканлиги ҳамда тақсимотнинг симмет-
риклигини 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 ўрганила-

ётган омил бўйича нормал тақсимот графиги
ўнг томонга сурилган бўлади. 0 дан кичик,

яъни манфий бўлса, у ўрганилаётган омил
бўйича нормал тақсимот графиги чап томон-

га сурилган бўлади. Барча омилларнинг нор-
мал тақсимот функциялари графиклари қу-

йидаги 1-расмда келтирилган.

Нормал тақсимот функцияси қуйидаги

формула билан аниқланади:

2

2

2

)

(

2

1

)

(





a

x

e

x

p









,











x

,

(14)

.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

1.0

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

Манба:

Муаллиф ишланмаси

Расмлардан шуни кўриш мумкинки,

деярли барча омиллар нормал тақсимот қо-

нунига бўйсунар экан. Айрим омилларнинг
эксцесс коэффициенти 3 дан катта бўлгани

учун нормал тақсимотнинг назарий графи-
гидан 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 графиклари-
нинг чап думи назарий нормал тақсимот гра-

фикларидан чапга сурилган. Қолган бошқа
омилларнинг асимметрия коэффициентлари

мусбат бўлганлиги учун уларнинг ўнг думи
ўнгга сурилган. Кўп омилли эконометрик

моделга омилларни танлаш учун корреля-

цион таҳлил ўтказиш керак. Бунинг учун

ИҚТИСОДИЁТДА АХБОРОТ ТЕХНОЛОГИЯЛАРИ

Иқтисодиёт ва таълим / 2020 № 4

209

омиллар ўртасида хусусий ва жуфт корреля-

ция коэффициентлари ҳисобланади. Омил-
лар ўртасида хусусий ва жуфт корреляция

коэффициентлари матрицаси қуйидаги 2-

жадвалда келтирилган.

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

0.0000

-----

LNX3

0.889370

0.702631

-0.672051

1.000000

8.253248

6.138380

-7.559646

-----

0.0000

0.0000

0.0000

-----

LNX4

0.956756

0.675320

-0.709541

0.631703

1.000000

13.95425

18.74084

-9.284707

6.355352

-----

0.0000

0.0000

0.0000

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

0.0000

0.0000

0.0000

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

0.0000

0.0000

0.0000

0.0000

0.0013

0.0000

-----

Манба:

Муаллиф ишланмаси

Ушбу жадвалдан кўриш мумкинки ху-

сусий корреляция коэффициентлари - бу
натижавий омил ва унга таъсир этувчи

омиллар ўртасидаги боғланиш зичлигини
кўрсатади. Демак, хусусий корреляция коэф-

фициентлари натижавий омил (электрон ти-
жорат 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 кор-

реляция 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,

мульти-

коллениарлик мавжуд бўлмаслиги лозим.
Агар иккита таъсир этувчи омил ўртасида

жуфт корреляция коэффициенти қиймати

0,7 дан кичик бўлса, мульт-коллениралик

мавжуд

эмас

дейилади.

2-жад-вал

маълумотларидан кўриш мумкинки, таъсир

этувчи

омиллар

ўртасида

боғланиш

зичликлари 0,7 дан катта эмас экан. Демак,

таъсир этувчи омиллар ўртасида мультикол-
ленаирлик мавжуд эмас.

Бундан ташқари 2-жадвалда корреля-

ция коэффициентларининг ишончлилиги ва

эҳтимоллигини аниқлаш бўйича коэффи-
циентлар ҳисобланган. Ҳар бир корреляция

коэффициентининг пастки қисмида унинг t-
Стьюдент мезони ҳисобланган қиймати ва

эҳтимоллиги келтирилган. Омиллар ўртаси-
да ҳисобланган эҳтимоллик 0,05 дан катта

бўлмаслик шарти қўйилади. Масалан, элект-

рон тижорат хизматлари ҳажми (lnY) ва
электрон тижорат бўйича транзакциялар

(lnX4) ўртасида хусусий корреляция коэффи-
циенти

9567

,

0

4

ln

,

ln



X

Y

r

,

9542

,

13



t

ва

ИҚТИСОДИЁТДА АХБОРОТ ТЕХНОЛОГИЯЛАРИ

Иқтисодиёт ва таълим / 2020 № 4

210

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

X

r

,

9719

,

10



t

ва

0000

,

0

prob.



га тенг. Бу уш-бу икки омил

ўртасида суст боғланиш мав-жудлигини

ҳамда жуфт корреляция коэф-фициенти
ишончли эканлигини кўрсатади.

Демак, кўп омилли эконометрик мо-

делга киритиладиган омиллар ўртасида кор-
реляция коэффициентлари t-Стьюдент мезо-

ни ҳисобланган қиймати ва эҳтимоллиги
бўйича қуйиладиган талабларга жавоб берар

экан. Ушбу омиллар асосида электрон тижо-

рат хизматлари ҳажмини аниқловчи кўп
омилли эконометрик модел тузиш мумкин

бўлади.

Таъсир этувчи омиллар ўртасида муль-

тиколленеарлик мавжуд эмаслигини текши-

ришнинг яна битта усули - бу VIF (Variance
Inflation Factors) коэффициентларини ҳисоб-

лашдир.

Агар таъсир этувчи омиллар ўртасида

мультколлениарлик мавжуд бўлса, у ҳолда
VIF>10 бўлади. Натижаларга кўра барча таъ-

сир этувчи омилларнинг VIF коэффициент-
лари 10 дан кичик. Демак, бу ҳам корреляция

таҳлил каби таъсир этувчи омиллар ўртаси-
да мультиколлениралик мавжуд эмаслигини

кўрсатмоқда.

Кўп омилли эконометрик моедлга ки-

ритилаётган омилларнинг қаторлар орасида

ўртачалар тенглигини текширамиз. Натижа-
лар қуйидаги 3-жадвалда келтирилган.

3-жадвал

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

Манба:

Муаллиф ишланмаси

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. Ўрта-
чаларнинг стандарт хатоликлари даражала-

ри ҳам 15 фоиздан ошмайди. Бу эса ўз нав-

батида барча омилларни кўп омилли эконо-
метрик моделга қўшишга сабаб бўлади.

Демак, кейинги босқичда кўп омилли

эконометрик модель тузамиз. Умумий ҳолда

кўп омилли эконометрик модель қуйидаги
кўринишга эга:

ИҚТИСОДИЁТДА АХБОРОТ ТЕХНОЛОГИЯЛАРИ

Иқтисодиёт ва таълим / 2020 № 4

211























n

n

x

x

x

y

...

2

2

1

1

0

,

(15)

бу ерда

y

– натижавий омил,

i

x

-таъсир

этувчи омиллар,



- тасодифий хато.

Кўп омилли эконометрик моделдаги

(3.3) номаълум

n









,...,

,

,

2

1

0

параметрла-

рини аниқлашда "энг кичик квадратлар
усули" қўлланилади.

Кўп омилли эконометрик моделнинг

номалълум параметрларини ҳисоблашда

EViews дастуридан фойдаландик ва натижа-
лар 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

Манба:

Муаллиф ишланмаси

4-жадвал маълумотларидан фойдала-

ниб кўп омилли эконометрик моделнинг ма-

тематик 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

x

x

x

x

x

x

y



















(16)

Натижалар таҳлили.

Ҳисобланган кўп

омилли эконометрик модель шуни кўрсата-
дики, интернетдан фойдаланувчилар сони

(ln

x

1

) ўртача 1,0 фоизга ортса, электрон ти-

жорат хизматлари ҳажми (ln

y

) ўртача 0,2978

фоизга ортиши мумкин экан (интернетдан

фойдаланувчилар интернет дўконлардан,

он-лайн савдоларни амалга ошириши нати-

жасида бундай самара келиб чиқади). Ўзбе-
кистонда интернет хизматлар тарифлари

қиймати (ln

x

2

) ўртача 1,0 фоизга ортиши,

электрон тижорат хизматлари ҳажмини (ln

y

)

ўртача 0,0529 фоизга камайишига олиб ке-

лар экан. (Ушбу тескари боғлиқлик омиллар

ИҚТИСОДИЁТДА АХБОРОТ ТЕХНОЛОГИЯЛАРИ

Иқтисодиёт ва таълим / 2020 № 4

212

ўртасидаги корреляция матрицасида ҳам ўз

ифодасини топган) (интернет хизматлар та-
рифлари қийматининг пасайиши, провай-

дерлар томонидан ҳам электрон тижорат

билан шуғулланувчиларга, ҳам интернетдан
фойдаланувчиларга кўпроқ турдаги хизмат-

ларни кўрсатишлари мумкин бўлади). Мам-
лакатимизда интернет дўконлари сони (ln

x

3

)

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

y

) ўртача 0,1726 %га

ортишига олиб келиши кузатилмоқда (ин-
тернет дўконларининг ортиши натижасида

фуқаролар уйдан чиқмасдан маиший техни-
ка, китоблар, оргтехника, қурилиш мате-

риаллари ва ҳ.к. ларни харид қилиш имко-
ниятлари ортади). Электрон тижорат бўйича

транзакцияларнинг (ln

x

4

) ўртача 1,0 фоизга

ортиши, электрон тижорат хизматлари ҳаж-

мини (ln

y

) ўртача 0,4794 фоизга ортишига

олиб келиши мумкин (ушбу ҳолатда тран-
закциялар бир қатор хизматлар ўртасида

тақсимланиши мумкин). POS терминаллар
орқали амалга оширилган умумий транзак-

циялар (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 ҳаж-
мини (ln

y

) ўртача 0,4851 фоизга ортишига

олиб келиши мумкин (фуқаролар ёки корхо-

налар пластик карталар орқали электрон
тўлов тизимлари Click, Payme, Unipay ва бош-

қа тизимлар орқали электрон харидларни
амалга оширади). Ўзбекистонда банкомат-

лар ва инфокиоскалар сонининг (ln

x

7

) ўртача

1,0 фоизга ортиши, электрон тижорат хиз-

матлари ҳажмини (ln

y

) ўртача 0,1999 фоизга

ортишига олиб келиши мумкин.

Кўп омилли эконометрик модель(3.4)

сифатини текшириш учун детерминация

коэффициентини текширамиз. Детермина-
ция коэффициенти натижавий омил неча

фоизга моделга киритилган омиллардан
ташкил топишини кўрсатади. Ҳисобланган

детерминация коэффициенти (R

2

- R-squa-

red) 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

(3.4) омилларнинг стандарт хатоликлари-
нинг ҳам кичик қийматларни қабул қилган-

лиги ҳам моделнинг статистик аҳамияти

юқори эканлигидан далолат беради.

Моделларни турли миқдордаги омил-

лар билан таққослаш имконияти бўлиши ва
ушбу миқдордаги омиллар

R

2

статистикага

таъсир этмаслиги учун одатда текисланган
детерминация коэффициентидан фойдала-

нилади, яъни:

2

2

2

adj.

1

y

s

s

R





(17)

Текисланган детерминация коэффици-

енти (Adjusted R-squared) 0,9753 га тенг

бўлиши ва унинг

R

2

га яқинлиги, моделнинг

таъсир этувчи омиллар сони ўзгариши атро-

фида қийматларни қабул қила олишини бил-
диради.

Кўп омилли эконометрик моделнинг

(3.4) статистик аҳамиятлилигини ёки ўрга-

нилаётган жараёнга адекватлигини (мос ке-
лишини) текширишда Фишернинг F-мезони

қўлланилади. Фишернинг ҳисобланган F-
мезони қиймати унинг жадвалдаги қиймати

билан таққосланади. Агар F

ҳисоб

> F

жадвал

бўл-

са, у ҳолда кўп омилли эконометрик модель

(3.4) статистик аҳамиятли дейилади ва ун-
дан натижавий кўрсаткич - электрон тижо-

рат хизматлари ҳажмини (ln

y

) келгуси давр-

ларга прогнозлашда фойдаланиш мумкин
бўлади.

Демак, (3.4) моделнинг статистик аҳа-

миятлилигини текшириш учун

F

-мезоннинг

жадвал қийматини топамиз. Бунинг учун
озодлик даражалари

m

k



1

ва

1

2







m

n

k

ҳамда



аҳамиятлик даражаси бўйича қий-

матларни ҳисоблаймиз. Аҳамиятлик даража-
си

05

,

0





ва озодлик даражалари

7

1



k

ва

12

1

7

20

2









k

дан келиб чиқиб, F-мезон-

нинг 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 (3.4) кўп омилли эконометрик моделни

статистик аҳамиятли дейиш мумкин ҳамда
ундан электрон тижорат хизматлари ҳажми-

ни (ln

y

) келгуси даврларга прогнозлашда

фойдаланиш мумкин бўлар экан.

Кўп омилли эконометрик моделнинг

(3.4) ҳисобланган параметрлари (регрессия

коэффициентлари) ишончлилигини текши-

ИҚТИСОДИЁТДА АХБОРОТ ТЕХНОЛОГИЯЛАРИ

Иқтисодиёт ва таълим / 2020 № 4

213

ришда Стьюдентнинг t-мезонидан фойдала-

нилади. Стьюдентнинг

t

-мезонининг ҳисоб-

ланган (

t

ҳисоб

) ва жадвал (

t

жадвал

) қийматла-

рини таққослаб,

Н

0

гипотезани қабул қила-

миз 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.









бўл-

ганда,

t

-мезонинг

жадвал

қиймати

1788

,

2

жадвал



t

га тенг.

Ҳар бир омил бўйича

t

-мезоннинг ҳи-

собланган қийматлари

05

,

0





аниқликда

(lnX

6

дан ташқари) жадвал қийматидан катта

эканлигини кўриш мумкин (3.6-жадвал). Бу

эса мазкур омилларнинг кўп омилли эконо-
метрик моделда қатнашишларига имкон

беради. Кўп омилли эконометрик моделда

(3.4) lnX

6

нинг эҳтимоллиги (0,0949)

05

,

0





дан катта ва

1

,

0





дан кичик бўл-

ганлиги сабабли ҳам ушбу омилни кўп омил-

ли эконометрик моделда қолдирамиз.

Демак, кўп омилли эконометрик мо-

дель (3.4) да барча таъсир этувчи омиллар

моделда қолдирилади ва прогнозда фойда-
ланилади.

Кўп омилли эконометрик модель (3.4)

бўйича натижавий омил қолдиқларида авто-

корреляцияни текшириш учун Дарбин-Уот-
сон (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. Дар-

бин-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 нати-

жавий омил (электрон тижорат хизматлари

ҳажми - (ln

y

)) қолдиқларида автокорреляция

мавжуд эмас экан.

Натижавий омил қолдиқларида авто-

корреляциянинг мавжуд эмаслиги ҳам юқо-

рида келтирилган (3.4) кўп омилли эконо-
метрик моделдан прогнозда фойдаланиш

мумкинлигини кўрсатади.

Ҳисобланган (3.4) кўп омилли эконо-

метрик моделдан келгуси даврларга натижа-
вий кўрсаткични прогнозлашда МАРЕ (Mean

absolute percent error – фоизлардаги ўртача
абсолют хатолик) коэффициенти ҳисобла-

нади ва у қуйидаги формула ёрдамида топи-

лади:

%

100

ˆ

1

1











n

i

i

i

i

y

y

y

n

MAPE

,

(18)

бу ерда

i

y

- натижавий омилнинг ҳақи-

қий қийматлари,

i

y

ˆ

- натижавий омилнинг

ҳисобланган қийматлари.

Агар ҳисобланган МАРЕ коэффициенти

қиймати 15,0 фоиздан кичик бўлса, модел-
дан натижавий омилни прогнозлашда фой-

даланиш мумкин бўлади, акс ҳолда фойдала-
ниб бўлмайди. Электрон тижорат хизматла-

ри ҳажми бўйича МАРЕ коэффициентининг
қиймати 4,09 фоизни ташкил этмоқда (3-

расм). Бу эса 15,0 фоиздан кичик. Шунинг
учун ҳам (16) кўп омилли эконометрик мо-

делдан электрон тижорат хизматлари ҳаж-
мини прогнозлашда фойдаланиш мумкин.

2-расм. Ҳисобланган моделдан прогнозда фойдаланиш кўрсаткичлари

Манба:

Муаллиф ишланмаси.

ИҚТИСОДИЁТДА АХБОРОТ ТЕХНОЛОГИЯЛАРИ

Иқтисодиёт ва таълим / 2020 № 4

214

Ўзбекистонда электрон тижорат хиз-

матлари ҳажми ва унга таъсир этувчи омил-
лар бўйича тузилган кўп омилли экономет-

рик модель (16) бир қатор мезонлар ёрда-

мида текширилди ва ундан келгуси давр-
ларда омилларни прогнозлашда фойдала-

ниш мумкинлиги аниқланди. Шунинг учун

ҳам ушбу (16) кўп омилли эконометрик мо-

дель ёрдамида Ўзбекистонда электрон тижо-
рат хизматлари ҳажмини келгуси даврларга

прогноз ҳисобларини 3 хил сценарий - пес-

симистик, инерцион ва оптимистик сцена-
рийлар асосида амалга оширамиз (3-расм).

3-расм. Ўзбекистонда электрон тижорат хизматлари ҳажмининг 2010-2019

йиллардаги динамикаси ва 2020-2025 йилларга прогноз қийматлари

Манба:

Муаллиф ишланмаси

Юқоридаги 3-расмда Ўзбекистонда

электрон тижорат хизматлари ҳажмининг

2010-2019 йиллардаги динамикаси ва 2020-

2025 йилларга прогноз қийматлари акс эт-
тирилган.

Хулоса.

Ўзбекистонда электрон тижо-

рат хизматлари ҳажми ва унга таъсир этувчи

омиллар бўйича тузилган кўп омилли эконо-
метрик модель (16) бир қатор мезонлар ёр-

дамида текширилди ва ундан келгуси давр-
ларда омилларни прогнозлашда фойдала-

ниш мумкинлиги аниқланди. Шунинг учун

ҳам ушбу кўп омилли эконометрик модель
ёрдамида Ўзбекистонда электрон тижорат

хизматлари ҳажмини келгуси даврларга
прогноз ҳисобларини 3 хил сценарий - песси-

мистик, инерцион ва оптимистик сценарий-
лар асосида амалга ошириш мумкин.

Манба ва адабиётлар рўйхати:

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. OECD Information Technology Outlook, 2015.
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.

ИҚТИСОДИЁТДА АХБОРОТ ТЕХНОЛОГИЯЛАРИ