ВЛИЯНИЕ ЧИСЛЕННЫХ ПАРАМЕТРОВ НА МАКРОЭКОНОМИЧЕСКИЕ ПОКАЗАТЕЛИ НА ПРИМЕРЕ ЗАРУБЕЖНЫХ СТРАН

Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, mart

www.e-itt.uz

364

РАҚАМЛИ ПАРАМЕТРЛАРНИ МАКРОИҚТИСОДИЙ КЎРСАТКИЧЛАРГА

ТАЪСИРИ

ҲОРИЖИЙ МАМЛАКАТЛАР МИСОЛИДА

PhD

Махмудов Самариддин

Тошкент давлат иқтисодиёт университети

ORCID: 0000-0001-8604-6664

s.makhmudov@tsue.uz

Аннотация

.

Мақолада ҳорижий мамлакатларида, рақамли параметрларнинг

макроиқтисодий кўрсаткичларга таъсирини таҳлилининг мураккаб муносабатларни

илғор эконометрик моделлардан фойдаланган ҳолда инновацион тадқиқот олиб

борилди. Ҳорижий мамлакатларнинг ЯИМ аҳоли жон бошига рақамли параметрларнинг
таъсири таҳлил қилинди ҳамда Жаҳон Банкининг (https://data.worldb

ank.org/)

маълумотларининг 21 йиллик кўрсаткичларидан фойдаланилди. Тадқиқот бўйича

маълумотлар кўп омилли вақтли қаторлар асосида шакллантирилганлиги учун

эконометрик тенгламалар авторегрессив тақсимланган кечикиш ARDL

(Autoregressive

distributed lag) моделидан фойдаланган ҳолда ишлаб чиқилди. Тадқиқот натижалари
шуни кўрсатдики, ушбу минтақаларда рақамли параметрлар макроиқтисодий

кўрсаткичларга тўғридан

-

тўғи ижобий корррелацияни кўрсатган ҳолда муҳим

таъсирини намойиш қилди.

Калит

сўзлар:

ЯИМ, аҳоли жон бошига ЯИМ, мароиқтитсодий кўрсаткичлар,

рақали нифратузилма, рақамли параметрлар, эконометрик моделлаштириш,

иметацион модел ахборот технологиялар.

ВЛИЯНИЕ ЧИСЛЕННЫХ ПАРАМЕТРОВ НА МАКРОЭКОНОМИЧЕСКИЕ

ПОКАЗАТЕЛИ НА ПРИМЕРЕ ЗАРУБЕЖНЫХ СТРАН

PhD

Махмудов Самариддин

Ташкентский государственный экономический университет

Аннотация

.

В статье проведено инновационное исследование в зарубежных

странах с использованием передовых эконометрических моделей анализа влияния

цифровых

параметров на макроэкономические показатели. Проанализировано влияние

числовых параметров на ВВП на душу населения зарубежных стран и использованы 21

-

летние показатели данных Всемирного банка (https://data.worldbank.org/). Поскольку

данные исследования основаны на многомерных временных рядах, эконометрические

уравнения были разработаны с использованием модели авторегрессии с распределенным

лагом ARDL (авторегрессионный распределенный лаг). Результаты исследования
показали, что цифровые параметры в этих регионах оказали значительное влияние,

продемонстрировав прямую положительную корреляцию с макроэкономическими

показателями.

Ключевые слова:

ВВП, ВВП на душу населения, макроэкономические показатели,

региональная

инфраструктура,

числовые

параметры,

эконометрическое

моделирование, имитационная модель, информационные технологии.

UO

‘

K: 332.144

III SON - MART, 2024

364-374

Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, mart

www.e-itt.uz

365

ASSESSMENT OF THE IMPACT OF DIGITAL TECHNOLOGIES ON MACROECONOMIC

INDICATORS IN THE CASE OF CENTRAL ASIAN AND EUROPEAN COUNTRIES

PhD

Makhmudov Samariddin

Tashkent state university of economics

Abstract

.

In the article, an innovative study was conducted in foreign countries, using

advanced econometric models of the analysis of the influence of digital parameters on

macroeconomic indicators. The influence of numerical parameters on the GDP per capita of
foreign countries was analyzed and 21-year indicators of the data of the World Bank

(https://data.worldbank.org/) were used. Since the research data are based on multivariate time

series, econometric equations were developed using autoregressive distributed lag ARDL
(Autoregressive distributed lag) model. The results of the study showed that digital parameters in
these regions showed a significant impact, showing a direct positive correlation with

macroeconomic indicators.

Keywords:

GDP, GDP per capita, macroeconomic indicators, regional infrastructure,

numerical parameters, econometric modeling, simulation model, information technology.

Кириш.

21 асрда рақамли технологияларнинг кенг тарқалиши инсон ҳаётининг деярли

барча жабҳаларида, жумладан, иқтисодий жараёнларда ҳам инқилоб қилди. Рақамли

технологияларнинг

турли

тармоқларга

интеграциялашуви

макроиқтисодий

кўрсаткичларга сезиларли таъсир кўрсатиб, тармоқлар фаолияти ва ривожланишини

қайта шакллантиради. Рақамлаштириш бутун дунё

бўйлаб заруратга айланди,

замонавий

ахборот

-

коммуникация технологиялари келажакда саноат ишлаб

чиқаришида ҳал қилувчи роль ўйнайди (Chenic, 2023). Илмий тадқиқотлар шуни
кўрсатдики, рақамли трансформация меҳнат унумдорлиги, қўшилган қиймат, товар ва

хизматлар экспорти каби макроиқтисодий ўзгарувчиларга ижобий таъсир кўрсатади

(Tudose,

2023; Tu, 2022). Янги авлод ахборот

-

коммуникация технологиялари АКТ

миллий иқтисодиёт тармоқларининг

интеграциялашувига ёрдам беради ва иқтисодий

ўсишга ёрдам беради (Motta

eva,

2023; Махмудов, 2022). Ривожланаётган

технологияларга асосланган рақамли иқтисодиёт жамият, саноат ва корхоналарни

ўзгартириш ва модернизация қилишга олиб келади, барқарор иқтисодий

ривожланишга ҳисса қўшади (Martin, Sangiorgio, 2022). Рақамли технологияларни ишлаб
чиқариш соҳасида тижоратлаштириш маҳсулдорликни оширади, интеллектуал

салоҳиятни рўёбга чиқариш имконини беради ва рақобатдош устунликни таъминлайди.

Рақамли технологияларнинг ЯИМ ўсиши, бандлик, миллий даромад, бюджет

даромадлари ва инфляция каби асосий макроиқтисодий кўрсаткичларга таъсири ортиб

бориши шулар жумласидандир. Рақамли технологиялар замонавий даврда иқтисодий
ўсишнинг ҳаракатлантирувчи кучига айланиб, саноат тармоқларини рақамлаштириш

асосида бозор имкониятларини кенгайтириб, самарадорликни оширмоқда ва

инновацияларни тезлаштирмодқа. Электрон тижорат платформалари, рақамли тўлов

тизимлари ва онлайн бозорлар глобал савдони оптималллаштиришда ва корхоналарга
янги

бозорларга

киришга

имконият

яратмоқда.

Бинобарин,

рақамли

технологияларнинг интеграцияси юқори самарадорлик

ва

ЯИМ ўсишига замин

яратмоқда. Ривожланган рақамли инфратузилмага эга мамлакатлар тез

-

тез кучлироқ

иқтисодий кенгайишни бошдан кечирмоқда, бу рақамли тайёрлик ва ЯИМ ўсиш
суръатлари ўртасидаги боғлиқликдан

далолат беради.

Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, mart

www.e-itt.uz

366

Адабиётлар шарҳи

.

Рақамли технологияларнинг макроиқтисодий кўрсаткичларга таъсири бўйича

кўплаб хорижли олимлар томонидан тадқиқотлар олиб борилган. Хусусан,

A. Ченик,

Тудозе ҳамда Aлександровaлар

(2023)

томонидан олиб борилган илмий

тадқиқотларида рақамли технологиялар ялпи ички маҳсулот ўсиши, бандлик, миллий
даромад, бюджет даромадлари ва инфляция каби асосий макроиқтисодий

кўрсаткичларга сезиларли таъсир кўрсатишини таъкидлаб ўзтган (

Chenic, 2023;

Aleksandrova, 2022)

. Тадқиқотлар шуни кўрсатадики, рақамлаштириш ва ҳосилдорлик,

қўшилган қиймат ва экспорт ўртасида ижобий боғлиқлик мавжуд (Mshvidobadze, 2022;
Махмудов, 2023). Эконометрик таҳлил шуни кўрсатадики, Тармоқ тайёргарлиги

индекси (ТТИ) аҳоли жон бошига тўғри келадиган ЯИМга ижобий ва сезиларли таъсир

кўрсатади (Mshvidobadz

e, 2022;

Махмудов, 2023). Бундан ташқари, рақамли

технологияларнинг иқтисодий ўсишга потенциал таъсирини тўлиқ амалга ошириш
учун аҳолининг рақамли трансформацияга тайёрлиги муҳимлигини алоҳида

аҳамиятга

эга. Таниқли олимлар И. Котелникова ҳамда Е.М. Соломонларнинг фикрича ахборот

-

коммуникация технологияларини ривожлантириш иқтисодиёт ва жамиятнинг барча

жабҳаларида рақамлаштириш жараёнларини фаоллаштириш ва ялпи ички маҳсулот
ҳажмини ошириш учун катта истиқболга эгадир.

(Kotelnikova, 2022; Edna Maeyen, 2020).

Рақамли технологияларнинг ижтимоий

-

иқтисодий ривожланиш даражасига таъсири

яққол кўриниб турибди, чунки у электрон ҳукумат, электрон бизнес ва электрон

тижоратни шакллантиришга олиб келади

(Tashbaev, 2023).

АКТни ривожлантиришга ажратилаётган маблағларнинг

камлиги ва камайиши

корхоналарда рақамлаштириш жараёнига тўсқинлик қилмоқда, бироқ бу

ҳаражатларнинг кўпайиши тенденцияси кузатилмоқда (Balazs, 2019; Махмудов, 2022

).

Иқтисодий

тармоқлар

вакиллари

ахборот

-

коммуникация

технологияларини

ривожлантиришдан

манфаатдор бўлиб, рақамлаштириш жараёнларини қўллаб

-

қувватлаш ва рақамли технологиялардан самарали фойдаланишни таъминлаш учун

давлат томонидан тартибга солишнинг турли усуллари ва воситаларидан

фойдаланмоқда. АКТ ривожланиши эса барқарор иқтисодий ўсиш учун потенциал

имкониятларни яратади. Шунингдек, макроиқтисодий натижаларга ижобий таъсирни
максимал даражада ошириш учун самарали рақамли технологиялардан фойдаланишни

осонлаштириш жуда муҳимдир. Рақамлаштириш инфляция динамикасига кўп қиррали

таъсир

кўрсатади.

Бир

томондан,

бу

автоматлаштириш,

жараёнларни

оптималлаштириш ва миқёсни тежаш орқали корхоналар учун харажатларни
камайтиришга олиб келиши мумкин (

Muslikhati., Fitrian, Aprilianto, 2022)

. Асосан

автоном машиналар

бўлган роботларнинг ривожланиши инфляция

ва иқтисодий

фаолиятнинг тебранишлари ўртасидаги йўқолган боғланиш ортидаги омиллардан бири

сифатида аниқланган (Emara, Noha, and Daniela Zecheru, 2022). Бундан ташқари,

рақамлаштириш қисқа муддатда инфляцияга статистик жиҳатдан сезиларли салбий
таъсир

кўрсатиши аниқланди, бу асосан харажатлар рақобат канали орқали ишлайди.

Тадқиқот метадологияси

.

Тадқиқотда илмий абстракциялаш, гуруҳлаш, қиёслаш, ретроспектив ва

истиқболли, эмпирик таҳлил ва бошқа услублардан фойдаланилди. Мақолада илмий

абстракциялаш усули ёрдамида рақамли технологияларнинг макроиқтисодий

кўрсаткичларга таъсиринининг аҳамияти ва зарурати асосланди.

Шунингдек, хорижий мамлакатларда макроиқтисодий кўрсаткичларга рақамли

технологияларнинг таъсирини

эконометрик модели ишлаб чиқилган.

Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, mart

www.e-itt.uz

367

Таҳлил натижалар муҳокамаси.

Тадқиқотда Марказий Осиё ва Европа мамлакатлари минтақаси ЯИМ аҳоли жон

бошига рақамли технологияларнинг таъсирини ишлаб чиқишда Жаҳон Банкининг

(https://data.worldbank.org/) маълумотларининг 21 йиллик кўрсаткичларидан

фойдаланилди.

Тадқиот бўйича ARDL модели асосида вақтли қаторлар графиги матрицаси

яратилган. Шунингдек, таҳлил боғлиқ ва мустақил ўзгарувчиларнинг корреляция

матрицасини ўрганишни, стационарлик учун бирлик

-

илдиз тест кўрсаткичларини

баҳолашни, коинтеграция учун боғланган тестни ўтказишни ва

ARDL модели учун

регрессия тенгламасини шакллантиришни ўз ичига олди. Ишлаб чиқилган ARDL

моделининг регрессион тенгламасини Гаус Марковнинг муҳим шартларини

текшиурвчи тестлар ҳамда Cu

su

m диогностик тести орқали текширилди. Авторегрессив

тақсимланган кечикиш ARDL модели макроиқтисодиёт ва бошқа турли соҳаларда
вақтли қаторлдар маълумотларини таҳлил қилиш учун қўлланиладиган эконометрик

услубдир (Джалилов, & Махмудов, 2022). ARDL моделининг афзаллиги унинг

ўзгарувчилар орасидаги қисқа муддатли ва узоқ муддатли муносабатларни таҳлил

қилиш қобилиятини номоён қилади (Khamdamov, 2022). ARDL модели самарадорлигини
унинг нисбий кучли томонларини аниқлаш мақсадида уни муқобил моделлар ёки

методологиялар билан таққослаш орқали баҳолаш фойдалидир (Tadesse, 2019).

Шунингдек, ушбу модель, кучли эконометрик восита бўлиб, стационар бўлмаган

ўзгарувчилар ва вақтли қаторлар маълумотларидаги коинтеграцияни таҳлил қилишда

ҳал қилувчи роль ўйнайди (Tahir, M

uhammad, 2015).

ARDL моделининг мослашувчанлиги, вақт ўтиши билан интеграциянинг аралаш

тартибларини бошқариш қобилияти қисқа ва узоқ муддатли динамикани ўз ичига

олади.

ARDL моделининг мослашувчанлиги, вақт ўтиши билан интеграциянинг аралаш

тартибларини

бошқариш қобилияти қисқа ва узоқ муддатли динамикани ўз ичига

олади

(Liu, Haichao,

2023). Ушбу моделни турли омиллар қай даражада ўзаро таъсир

қилишини ва бир

-

бирига барқарор тарзда таъсир қилишини ҳар томонлама баҳолашни

талаб қиладиган эмпирик тадқиқотлар

учун жуда мос келади.

Авторегрессив тақсимланган кечикиш (

ARDL)

модели учун қуйидаги формула

ифодаланди.

Y

t

=a

0

+a

1

Y

t-1

+a

2

Y

t-2

+...+a

p

Y

t-p

+γ

1

X

t-1

+ γ

2

X

t-2

+..+ γ

q

X

t-q

+

𝝈

1

Zt

-1

+

𝝈

2

Z

t-2

+..+

𝝈

r

Z

t-r

+ +ε

t

(1)

Бу ерда,

Y

t

t

вақтидаги қарам ўзгарувчини англатади

,

Y

t-1

,

Y

t-2

..,

Y

t-p

-

қарам ўзгарувчининг

кечиккан қийматларини англатади,

X

t-k

, X

t-k-1,

....,

X

t-k-q

мос равишда мустақил

ўзгарувчи(лар)нинг кечиккан қийматларини англатади.

Zt

-1

, Z

t-2

, Z

t-r

боғлиқ ўзгарувчига таъсир қилувчи бошқа ўзгарувчиларнинг кечиккан

қийматларини

англатади.

a, a

1

,..... a

p

,

γ

1

, γ

2

, ... γ

q

,

𝝈

1

,

𝝈

2

...

𝝈

r

баҳоланадиган

коэффициентлар англатади,

ε

t

t

вақтидаги хатолик атамаси ифодалайди

.

Тадқиқот бўйича эконометрик моделнинг боғлиқ ва мустақил ўзгарувчилар

қуйидаги кўринишга эга бўлди.

1-

модел бўйича

, y (боғлик ўзгарувчи)

–

Марказий осиё ва Европа

минтақаларидаги

аҳоли жон бошига ЯИМ (АҚШ доллари),

x

1

(мустақил ўзгарувчи) –

Марказий осиё ва Европа минтақаларидаги

интернетдан фойдаланадиган шахслар

(аҳолига нисбатан %),

x

2

(мустақил ўзгарувчи)

-

Марказий осиё

ва Европа

минтақаларидаги

рухсат этилган телефон обуналари (100 кишига нисбатан), ҳамда

x

3

(мустақил ўзгарувчи) –

Марказий осиё

ва Европа минтақаларидаги

мобил

уяли

обуналар (100 кишига нисбатан).

Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, mart

www.e-itt.uz

368

Тадқиқот бўйича эконометрик модел бўйича қуйидаги гипотезалар илгари

сурилди.

Ноль гипотеза (H

0

) Марказий осиё ва

Европа минтақаларидаги аҳоли жон бошига

ЯИМ, интернетдан фойдаланадиган шахслар, рухсат этилган телефон обуналари ҳамда

мобил уяли обуналар

ўз ичига олган ўзгарувчилар ўртасида статистик жиҳатдан

аҳамиятли боғлиқлик

мавжуд эмас.

Муқобил гипотеза (H

1

). Марказий осиё ва

Европа минтақаларидаги аҳоли жон

бошига ЯИМ, интернетдан фойдаланадиган шахслар, рухсат этилган телефон обуналари

ҳамда мобил уяли обуналар

ўз ичига олган ўзгарувчилар

ўртасида статистик жиҳатдан

аҳамиятли боғлиқлик мавжуд

Тадқиқотнинг биринчи босқичида боғлиқ ва мустақил ўзгарувчиларнинг вақт

таҳлилий график чизиғи қуйидаги кўринишга эга бўлди (1

-

расмга қаранг).

1-

расм. Боғлиқ ва мустақил ўзгарувчиларнинг даврлар

оралиғидаги

таҳлилий графиги

136

1-

расмга кўра, вақтли қаторлар маълумотлар мавсумий тенденцияни намойиш

этган. Бундай шароитда ўзгарувчиларни вақт бўйича ўзгартириш потенциал таъсир

этувчи омилларни прогноз қилишнинг аниқлигини оширади.

Навбатдаги қадамда 22 йил давомида боғлиқ ва мустақил ўзгаурвчиларинг

таҳлилий скаттер график кўриниши келтирилган (2

-

расмга қаранг)

2-

расм.

Боғлиқ ва мустақил ўзгарувчининг график скаттер кўриниши

137

136

Муаллиф томонидан мустаыил ишлаб чиқилди

.

137

Муаллиф томонидан мустақил ишлаб чиқилди

Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, mart

www.e-itt.uz

369

Юқорида келтирилган 3

-

расмлга асосланиб, матрица форматида тарқалиш ёки

зичлик чизмаларини тасвирлайдиган скаттер график келтирилган. Ушбу график визуал

равишда муҳим боғлиқлни англатувчи маълумотлар нуқтаси консентрацияси

маълумотларнинг кластерлашувини ва ўқлар бўйлаб зич тақсимланиш позицияисни

ифодалаган. Навбатдаги қадамда стата дастури асосида

боғлиқ ва мустақил

ўзгарувчилар ҳар бири бўйича ўзаро спеарман коррелацион боғлиқлик матрицаси

текширилди (1

-

жадвалга қаранг).

1-

жадвал

Боғлиқ ва мустақил ўзгарувчиларинг корреляцион матрицаси

138

Ўзгарувчилар

y

x

1

x

2

x

3

Y (боғлиқ

ўзгарувчи)

1.0000

x

1

(мустақил ўзгарувчи)

0.6246

1.0000

x

2

(мустақил ўзгарувчи)

-0.6678

-0.5234

1.0000

x

3

(мустақил ўзгарувчи)

0.6482

0.5689

-0.4550

1.0000

Тадқиқот бўйича навбатдаги қадамда стата дастури асосида боғлиқ ва мустақил

ўзгарувчилар бўйича стационарлик ҳолатини таҳлили

қилишда

Unit-root

тестини

текширдик (2

-

жадвалга қаранг).

2-

жадвал

Гўдаклар ўлимининг ўсиш суръати ва унга таъсир этувчи омиллар бўйича

Unit-root

тести кўрсаткичлари

139

Ўзгарувчилар

Test

Statistic

1% Critical

Value

5% Critical

Value

10% Critical

Value

Боғлик ўзгарувчи (y

1

)

-6.729

-3.750

-3.000

-2.630

Мустақил ўзгарувчи (x

1

)

-5.512

-3.750

-3.000

-2.630

Мустақил ўзгарувчи (x

2

)

-4.404

-3.750

-3.000

-2.630

Мустақил ўзгарувчи (x

3

)

-5.937

-3.750

-3.000

-2.630

2-

жадвалдаги натижаларга асосланиб,

Unit-root

тести боғлиқ ўзгарувчи учун

(-

6,729)

статистик қийматни, мустақил ўзгарувчилар эса

(-5,512, -4,404,

ва

-5,937)

қийматларни ташкил этган. 2

-

жадвалга кўра, ҳам боғлиқ, ҳам мустақил

ўзгарувчиларнинг биринчи тартибли интеграциясилангандан сўнг,

Unit-root

тести

қийматлари стационарликка эришган.

Тадқиқотга кўра

ARDL

моделидан фойдаланган холда эконометрик модель қилаб

чиқилди. Қуйида

ARDL

модель асосида эконометрик модель келтирилган.

∆

y

it

=с

0

+с

1

∑

∆

𝒏

𝒑=𝟏

y

i,t-p

+с

2

∑

∆

𝒏

𝒑=𝟏

x

1i,t-p

+с

3

∑

∆

𝒏

𝒑=𝟏

x

2i,t-p

+ с

4

∑

∆

𝒏

𝒑=𝟏

x

3i,t-p

+ + +

µ

1

Y

i,t-p

+

µ

2

x

1i,t-

1

+

µ

3

x

2i,t-1

+

µ

4

x

3i,t-1

+

𝜺

i,t

140

(2)

Бу ерда:

𝚫𝐲

𝐭

-

Марказий осиё ва

Европа минтақаларидаги

аҳоли жон бошига ЯИМ

.

𝒚

𝒕−𝟏

-

Бир йил олдинги

-

Марказий осиё

ва

Европа минтақаларидаги

аҳоли жон

бошига ЯИМ

,

138

Муаллиф томонидан мустақил ишлаб чиқилди

139

Stata дастури асосида муаллиф томонидан мустақил ишлаб чиқилди

140

Dimitrios Asteriou and Stephen G. Hall. Applied econometrics. A modern approach using Eviews and Microfit. Revised

edition. Palgrave Macmillan, New York, 2007

Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, mart

www.e-itt.uz

370

x

1

-

Марказий осиё ва Европа минтақаларидаги интернетдан фойдаланадиган

шахслар,

x

2

-

Марказий осиё

ва

Европа минтақаларидаги рухсат этилган телефон

обуналари,

x

3

-

Марказий осиё ва Европа минтақаларидаги мобил уяли обуналар,

∆ биринчи фарқ коэффициенти,

с

0

кесмани,

с

1

, с

2

,

ва

с

4

қисқа муддали эластиклик

коэффициенти,

µ

1

,

µ

2

,

µ

3

, ва

µ

4

узоқ муддатли динамик кўрсатувчиларни, n –

ортда

қолган хадни ва p лаг узунлигини билдиради. Тенглама (2) чизиқли ARDL моделини

билдиради, у ҳам қисқа, ҳам узоқ муддатли прогнозларни беради.

ARDL модел эконометрик тенгламаси Стата дастури асосида қуйдаги жадвалда

ишлаб чиқилган (3

-

жадвалга қаранг).

3-

жадвал

ARDL(2,2,0,2)

модели

регрессион тенглама кўрсаткичлари

141

ARDL(2,2,0,2) regression

Number of obs = 20

Sample: 2002 - 2021

R-squared =0.8472

Root MSE = 0.0466

Adj R-squared= 0.7287

Log likelihood = 39.869684

D.y

Coef.

Std.Err.

t

P>t

[95%Conf.

Interval]

ADJ

y
L1.

-1.578

0.339

-4.650

0.001

-2.334

-0.821 ***

LR
x1

1.183

0.373

3.170

0.010

0.351

2.015 ***

x2

1.296

0.398

3.250

0.009

0.409

2.184 ***

x3

0.379

0.155

2.450

0.034

0.034

0.724 ***

SR
y

LD.

0.367

0.232

1.580

0.145

-0.150

0.885

x1

D1.

0.829

0.711

1.170

0.071

-0.756

2.414 *

LD.

1.486

0.653

2.280

0.046

0.032

2.941 ***

x3
D1.

2.219

0.945

2.350

0.041

0.114

4.324 ***

LD.

1.021

0.513

1.990

0.074

-0.121

2.163 *

_cons

-2.132

3.714

-0.570

0.579

-10.408

6.143

3-

жадвалда келтирилган маълумотларга

асосланиб,

ARDL

(2,2,0,2) модели юқори

аниқланиш коэффициентини (Р

-

квадрат) 0,84 қийматига эга бўлди, бу ўзгарувчилар

ўртасидаги кучли алоқани кўрсатиб моделдаги сифат кўрсаткичи ижобий эканлигидан

далолат беради. Шунингдек,

ARDL

(2,2,0,2) тести ўтказилганда, натижалар F

-

статистика

ва t

-

статистика 0,05 аҳамиятлилик даражасида статистик аҳамиятга эга эканлигини

кўрсатди. Натижада ноль гипотеза (H

0

) муқобил гипотеза (H

1

) фойдасига рад этилди.

Навбатдаги қадамда ARDL(2

,0

,2,2) модели бўйича Боунд тест орқали модель

коинтегратион ҳолати аниқланди (4

-

жадвалга қаранг).

4-

жадвал

ARDL(2,2,0,2) модели бўйича Коитеграция учун Боунд тести

142

F = 7,859

[I_0] [I_1]
L_1 L_1

[I_0] [I_1]
L_05 L_05

[I_0] [I_1]
L_025 L_025

[I_0] [I_1]
L_01 L_01

К_3

2.72 3.77

3.23 4.35

3.69 4.89

4.29 5.61

141

Муаллиф томонидан ишлаб чиқилган

142

Муаллиф томонидан ишлаб чиқилган

Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, mart

www.e-itt.uz

371

4-

жадвалдаги F

-

статистика критик қийматдан катта бўлиб, бу бизни коинтеграция

йўқлигини тасдиқловчи ноль гипотезани рад этишга олиб келди. F

-

қиймати 7,859

доимий равишда барча интерваллар бўйича критик чегаралардан катта қиймтани хосил

қилди ва ушбу натижа орқали Боунд тести учун ижобий натижани англатади. F

-

қиймати

танланган муҳимлик даражасида барча критик қийматлардан катта қийматни ташкил
этканлиги сабабли, бу моделда коинтеграция мавжуд эканигини англатади.

Натижа.

ARDL(2,2,0,2)

кўра Марказий осиё

ва Европа минтақаларидаги

интернетдан фойдаланадиган шахсларнинг 1% га ортиши натижасида ушбу

минтақаларда аҳоли жон бошига ЯИМнинг

1.18% га ортишига эришилади.

Марказий

осиё ва

Европа минтақаларидаги рухсат этилган телефон обуналарининг 1% га ортиши

натижасида ушбу минтақаларда аҳоли жон бошига ЯИМнинг 1.26 % га ортишига сабаб

бўлади. Марказий осиё

ва Европа минтақаларидаги мобил уяли обуналарининг

1% га

ортиши натижасида ушбу минтақаларда аҳоли жон бошига ЯИМнинг 0.37

% га

ортишига олиб келади.

Шунингдек, тадқиқот бўйича

ARDL(2,2,0,2)

моделлари бўйича CUSUM диагностик

тести текширилди (3 ва 4

-

расмларга қаранг).

3-

расм. ARDL(2,2,0,2) модели бўйича CUSUM диагностик тести

143

4-

расм. ARDL(2,2,0,2) модели бўйича

CUSUM

диагностик тести

144

143

Муаллиф томоиндан мустақил ишлаб чиқилган

144

Муаллиф томоиндан мустақил ишлаб чиқилган

Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, mart

www.e-itt.uz

372

Юқоридаги 3 ва 4

-

расмларга кўра

ARDL(2,2,0,2)

моделbдаги

CUSUM (кумулятив

сумма) диагностик тести контекстида H

0

ва H

1

гипотезаларини қуйидагича аниқлаш

мумкин: H

0

(Ноль гипотеза):

ARDL(2,2,0,2)

моделида структуравий беқарорлик ёки

параметр

беқарорлиги мавжуд эмас.

Ушбу модел коэффициент ва хато атамаси вақт ўтиши билан барқарорлигини

намоён этади. H

1

(муқобил гипотеза):

ARDL(2,2,0,2)

моделларида

тизимли беқарорлик

ёки параметр беқарорлиги мавжуд. Бу

маълум бир даврда моделнинг коэффициентлари

ёки хато муддатида сезиларли ўзгаришлар мавжудлигидан далолат беради.

Юқоридаги 3 ва 4

-

расмлардан кўриш мумкинки CUSUM диагностик тест

статистикаси критик чегаралар ичида қолган ҳамда сезиларли тебраниларишлар

кузатилмаган бўлиб, тизимли беқарорлик

мавжуд эмаслиги ҳақидаги ноль гипотеза H

0

сақланиб қолган.

Тадқиқот бўйича ARDL модели Гаус Марковнинг мухим шартларини диагностик

тестлари асосида текширилди ҳамда қуйидаги натижаларга эришилди:

Durbin-Watson

тести 1

,7

9 қийматини ташкил этди.

Breusch-Pagan

тести 0,66 қийматини ташкил этди.

Shapiro-Wilk W

темти 0,82 қийматини ташкил этди.

Breusch-Godfrey LM

тести

0.62

қийматини

ташкил этди.

Тадқиқот бўйича бирламчи гипотеза

H

0

:y=0

ва унинг муқобил

H

1

:y≠0

р>0,05

бўлган

муҳимлик

даражасида статистик синовдан

ўтказилди.

Durbin-Watson, Breusch-Pagan, Shapiro-Wilk W va Breusch-Godfrey LM

тестлари

бажарилгандан сўнг, р > 0,05

мезонини ҳисобга олган ҳолда муқобил гипотеза қўллаб

-

қувватланмади. Шу сабабли, бизнинг таҳлилимизда мустақил ўзгарувчилар билан хато

атамаларининг корреляцияси йўқлигини тасдиқловчи Гаусс

-

Марков тахмини тўғри деб

хулоса қилиш мумкин.

Тадқиқотда фойдаланилган эконометрик модель Гаусс

-

Марковнинг муҳим

шартларига муваффақиятли ўтканлигини ўз тасдиғини топган.

Хулоса ва таклифлар.

Тадқиқотга кўра

Осиё ва

Европа минтақаларидаги аҳоли жон бошига ЯИМ,

интернетдан фойдаланадиган шахслар, рухсат этилган телефон обуналари ҳамда мобил

уяли обуналарнинг ўзаро таъсирини ўрганиш бўйича олиб борилган таҳлиллар ва

хулосалар натижасида қуйидаги таклиф ва тавсиялар ишлаб чиқилди.

1.

ARDL(2,2,0,2) моделига кўра,

Интернет фойдаланувчилари ва аҳоли жон бошига ЯИМ:

Марказий осиё ва Европада интернет фойдаланувчиларининг 1 фоизга ўсиши учун

аҳоли жон бошига ялпи ички маҳсулотнинг

1,18 фоизга ўсиши кузатилмоқда.

Ушбу ижобий натижага кўра интернетдан фойдаланишнинг кенгайиши иқтисодий

ўсиш билан боғлиқлигини

англатади. Бу шуни кўрсатадики, ушбу минтақаларда кўпроқ

инсонлар интернетга кириш имконига эга бўлиши билан бирга, аҳоли жон бошига ялпи

ички маҳсулотнинг ўсиши

кузатилади. Бу ахборотга киришни яхшилаш, иқтисодий

самарадорликни ошириш, бизнес ва алоқани осонлаштириш каби омиллар билан

боғлиқ бўлишига сабаб бўлади.

2.

ARDL(2,2,0,2) моделига кўра,

Рухсат этилган телефон обуналари ва аҳоли жон бошига ЯИМ:

Марказий осиё ва Европада рухсат этилган телефон обуналарининг 1 фоизга ошиши

аҳоли жон бошига ялпи ички

маҳсулотнинг 1,26 фоизга ўсиши билан боғлиқ.

Ушбу натижадаги ижобий корреляция, рухсат этилган телефон обуналарининг

юқори даражалари аҳоли жон бошига ялпи ички маҳсулотнинг юқорилиги билан

боғлиқлигини кўрсатади. Бунинг сабаби бизнес операциялари, алоқа ва маълумотларга

Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, mart

www.e-itt.uz

373

киришни осонлаштирадиган, иқтисодий ривожланишга ҳисса қўшадиган яхшиланган
ва сифатли уланиш амалиётига эга

бўлишига замин яратади.

3.

ARDL(2,2,0,2)

моделига кўра,

Мобил телефон обуналари ва аҳоли жон бошига ЯИМ:

Марказий осиё ва Европада

мобил уяли алоқа обуналарининг 1 фоизга ўсиши аҳоли

жон бошига ЯИМнинг 0,37 фоизга ўсиши билан боғлиқ.

Мобил уяли алоқа обуналарининг кўпайиши чекка ёки хизмат кўрсатилмаган

ҳудудлардаги шахсларни боғлаш орқали ижтимоий ва иқтисодий жараёнларга ҳисса

қўшишига сабаб бўлади. Ушбу боғлиқлик иқтисодий фаолиятда кенгроқ иштирок
этишга олиб келиши ва натижада аҳоли жон бошига ЯИМга ижобий таъсир кўрсатади.

4. Хулоса ўрнида ушбу натижалар шуни кўрсатадики, интернетдан фойдаланиш ва

рухсат этилган телефон обуналари ушбу ҳудудларда аҳоли жон бошига тўғри келадиган
ялпи ички маҳсулотнинг юқорилиги билан боғлиқ, шу билан бирга мобил уяли алоқа

обуналарининг аҳоли жон бошига тўғри

келадиган ЯИМга таъсири нисбатан кичикроқ

боғлиқ мавжуд.

Адабиётлар / Литература / Refe

rence:

Chenic A. Ș. et al.

(2023) The Impact of Digitalization on Macroeconomic Indicators in the

New Industrial Age //Electronics.

–

Т. 12. –

№. 7. –

С. 1612.

Tudose

M. B., Georgescu A., Avasilcăi S.

(2023) Global Analysis Regarding the Impact of

Digital Transformation on Macroeconomic Outcomes //Sustainability.

–

Т. 15. –

№. 5. –

С. 4583.

Tu X. et al. (2022) Shaping the future of application for information and communication

technology in national economic analysis //Intelligent and Converged Networks.

–

Т. 3. –

№. 3. –

С. 282

-293.

Mottaeva A., Khussainova Z., Gordeyeva Y. (2023) Impact of the digital economy on the

development of economic systems //E3S Web of Conferences.

–

EDP Sciences,.

–

Т. 381.

Махмудов, С. (2022)

"ИҚТИСОДИЙ ТИЗИМДА ЛОГИСТИКА СОҲАСИНИНГ РОЛИНИ

БАҲОЛАШ. Iqtisodiyot Va taʼlim, 23 (4), 296–

307".

Martin, Sangiorgio. (2022). Impact of the digitalization on the conditions for the functioning

of production sector companies. 1(50):53-62. doi: 10.36871/2618-9976.2022.01.006

Chenic A. Ș. et al.

(2023) The Impact of Digitalization on Macroeconomic Indicators in the

New Industrial Age //Electronics.

–

Т. 12. –

№. 7. –

С

. 1612.

Tudose M. B., Georgescu A., Avasi

lcăi S.

(2023) Global Analysis Regarding the Impact of

Digital Transformation on Macroeconomic Outcomes //Sustainability.

–

Т. 15. –

№. 5. –

С. 4583.

Aleksandrova A., Truntsevsky Y., Polutova M. (2022) Digitalization and its impact on

economic growth //Brazilian Journal of Political Economy.

–

Т. 42. –

С. 424

-441.

Mshvidobadze T. et al. (2022) THE EFFECTIVENESS OF DIGITAL TECHNOLOGIES ON

ECONOMIC GROWTH //TURAN-SAM.

–Т. 14. –

№. Sp. Issue. –

С. 511

-516.

Махмудов, Самариддин. (2023)

"ЛОГИСТИКА ТИЗИМИНИ МОЛИЯЛАШТИРИШ

ОРҚАЛИ ЭКСПОРТ АМАЛИЁТЛАРИНИ ARDL ВА ARIMA МОДЕЛЛАРИ АСОСИДА

ЭКОНОМЕТРИК МОДЕЛЛАШТИРИШ ВА ПРОГНОЗЛАШТИРИШ." International Journal of

Economics and Innovative Technologies 11.2: 243-261.

Iuliia, Kotelnikova. (2022). Features of the development of electronic services in the digital

society. Ukraïnsʹkij žurnal prikladnoï ekonomìki, 7(3):107

-113. doi: 10.36887/2415-8453-2022-

3-15

Solomon, Edna Maeyen, and Aaron van Klyton. (2020) "The impact of digital technology

usage on economic growth in Africa." Utilities policy 67: 101104.

Tashbaev, Azizbek M., et al. (2023) "Information and Communication Technologies in the

Digital Economy." Technological Trends in the AI Economy: International Review and Ways of

Adaptation. Singapore: Springer Nature Singapore, 91-100.

Iqtisodiy taraqqiyot va tahlil, 2024-yil, mart

www.e-itt.uz

374

Csonto, Mr Balazs, Yuxuan Huang, and Mr Camilo E. Tovar Mora. (2019) Is Digitalization

Driving Domestic Inflation?. International Monetary Fund.

Махмудов, С. (2022)

"ТИЖОРАТ БАНКЛАРИ АМАЛИЁТЛАРИНИНГ ЭКОНОМЕТРИК

ТАҲЛИЛИНИ БАҲОЛАШ. Iqtisodiyot Va

taʼ

lim, 23 (2), 354

–

361".

Muslikhati., Fitrian, Aprilianto. (2022). The Impact of a Cashless Payment System on

Inflation. Jurnal ekonomi pembangunan, 21(02):124-136. doi: 10.22219/jep.v21i02.20885

Emara, Noha, and Daniela Zecheru. (2022) "Is the Impact of Digitization on Domestic

Inflation Non-Linear? The Case of Emerging Markets." The Case of Emerging Markets (March 21).

Джалилов, Ф., & Махмудов, С. (2022). МАКРОИҚТИСОДИЙ ЖАРАЁНЛАРДА ЭКСПОРТНИ

БАҲОЛАШДА ИМПОРТ АМАЛИЁТЛАРИ ВА ЛОГИСТИКА ХИЗМАТЛАРИНИНГ ТАЪСИРИ.

Economics

and

Innovative

Technologies,

10(6),

191

–

202.

https://doi.org/10.55439/EIT/vol10_iss6/a20

Shoh-Jakhon Khamdamov, Anvar Saidmakhmudovich Usmanov, Ogiloy Abdulazizova,

Fakhriddin Isaev, Nodirbek Kholbaev, Samariddin Makhmudov, and Sabina Kholbaeva. (2023).

ECONOMETRIC MODELING OF CENTRAL BANK REFINANCING RATE IN UZBEKISTAN. In

Proceedings of the 6th International Conference on Future Networks & Distributed Systems

(ICFNDS '22). Association for Computing Machinery, New York, NY, USA, 253

–

257.

https://doi.org/10.1145/3584202.3584239

Tadesse T., Melaku T. (2019) Analysis of the Relative Impact of Monetary and Fiscal Policies

on Economic Growth in Ethiopia, Using ARDL Approach to Co-integration: Which Policy Is More

Potent? //Copernican Journal of Finance & Accounting.

–

Т. 8. –

№. 2. –

С. 87

-115.

Tahir, Muhammad, Imran Khan, and Afzal Moshadi Shah (2015). "Foreign remittances,

foreign direct investment, foreign imports and economic growth in Pakistan: A time series

analysis." Arab Economic and Business Journal 10.2: 82-89.

Liu, Haichao, et al. (2023) "Linkage among Urbanization, energy Consumption, economic

growth and carbon Emissions. Panel data analysis for China using ARDL model." Fuel 332: 126122.