Ilm sahroda do’st, hayot yo’llarida tayanch, yolg’izlik

BYaD = BK·Foiz stavkasi 
Bu ko’rsatkichni o’rtacha foiz stavkasi orqali ham hisoblash mumkin, ya’ni:  
BYaD = BK · ī 
Ushbu ko’rsatkichlarni quyidagi shartli ma’lumotlar asosida ko’rib chiqaylik.  
 
Kredit turlari 
Bazis davri 
Joriy davr 
O’rtacha 
yillik qarz, 
mln.so’m. 
(R
0
) 
O’rtacha foiz 
stavkasi,  
(i
0
) 
O’rtacha yillik 
qarz, mln.so’m. 
(R
1
) 
O’rtacha foiz 
stavkasi,  
(i
1
) 

---

 
124 
Qisqa muddatli  
Uzoq muddatli 
1150 
850 
6,15 
7,55 
2050 
970 
6,60 
8,70 
Jami  
2000 
6,65 
3020 
7,25 
Bankni yalpi daromadi teng (bazis va joriy yillarda): 
сўм
млн
i
БЯД
.
9
,
134
0755
,
0
850
0615
,
0
1150
R
0
0
0








 
сўм
млн
i
БЯД
.
69
,
219
087
,
0
970
066
,
0
2050
R
1
1
1







 
Demak, bank yalpi daromadi joriy yilda o’tgan yilgiga nisbatan 84,79 (219,69 – 
134,9) mln.so’mga ortgan.  
Agregat indekslaridan foydalanib bank yalpi daromad o’zgarishini berilgan kredit 
xajmi va foiz stavkasi hisobidan o’zgarishini aniqlaymiz.  
A. Berilgan kredit summasi hisobidan: 
%
7
,
147
477
,
1
9
,
134
3
,
199
2
,
64
7
,
70
2
,
73
1
,
126
0755
,
0
850
0615
,
0
1150
0755
,
0
970
0615
,
0
2050
R
0
0
0
1
)
(
ёки
i
R
i
J
R
БЯД















 
B. Foiz stavkasi hisobidan: 
%.
2
,
110
102
,
1
3
,
199
69
,
219
2
,
73
1
,
126
39
,
84
3
,
135
0755
,
0
970
0615
,
0
2050
087
,
0
970
066
,
0
2050
R
0
1
1
1
)
(
ёки
i
R
i
J
i
БЯД















 
Demak, bank yalpi daromadi kredit summasi hisobidan, 64,4, foiz stavkasining 
o’zgarishi hisobidan 20,39 mln.so’mga oshgan, ya’ni: 

 












0
1
1
1
0
0
0
1
0
0
1
1
i
R
i
R
i
R
i
R
i
R
i
R
 

 

3
,
199
69
,
219
9
,
134
3
,
199
9
,
134
69
,
219





 
79
,
84
79
,
84

 
Bank yalpi daromadining qarzni yillik o’rtacha summasi hisobidan o’zgarish o’z 
navbatida yana ikki ko’rsatkichga bo’linishi mumkin: 
1. Kreditning ikki turi bo’yicha qarzni xajmi o’zgarishi hisobidan: 






сўм
млн
БЯД
R
.
799
,
68
1
51
,
1
9
,
134
1
2000
:
3020
9
,
134
)
(






 
2. Kredit tarkibining o’zgarishi hisobidan: 





сўм
млн
БЯД
С
Т
.
481
,
4
1
978
,
0
2000
:
3020
9
,
134
)
.
(





 
Kredit  tarkibining  o’zgarishi  hisobidan  qarzni  o’rtacha  yillik  summasini 
o’zgarishini  hisoblashda  tarkibiy  o’zgarish  indeksini  qo’lladik.  U  quyidagicha 
hisoblanadi: 



0
0
0
1
.
i
d
i
d
J
С
T
 
bu  erda  d
0
  va  d
1
  –  tegishli  ravishda  bazis  va  joriy  yillari  uchun  kreditni  umumiy 
xajmida kredit turlarining hissasi (ulushi). 
Ulushlarni hisoblasak: 
.
425
,
0
2000
:
850
;
575
,
0
2000
:
1150
''
0
'
0




d
d
 Joriy 
davrda tegishli ravishda 0,679 va 0,321.  

---

 
125 
%
8
,
97
978
,
0
0675
,
0
0660
,
0
0755
,
0
425
,
0
0615
,
0
575
,
0
0755
,
0
321
,
0
0615
,
0
679
,
0
.
ёки
J
C
T









 
Shunday  qilib,  joriy  davrda  o’tgan  davrga  nisbatan  bankda  o’rtacha  yillik  qarzni 
1020  (3020  –  2000)  mln.so’mga  oshishi  hisobidan  bankning  yalpi  daromadi  139,381 
mln.so’mga,  foiz  stavkasining  o’zgarishi  hisobidan  –  20,39  mln.so’mga  oshgan.  Kredit 
tarkibidagi o’zgarishlar hisobidan esa, bank yalpi daromadi 4,481 mln.so’mga kamaygan. 
Bank  faoliyatini  oliy  maqsadi  -  kredit  resurslaridan  foydalanishni  yuqori 
darajadagi samaradorligini ta’minlashdir. 
Mamlakat  miqiyosida  kredit  samaradorligi  yalpi  mahsulot  hajmini  kredit 
resurslarini  o’rtacha  darajasiga  nisbati  bilan  aniqlaniladi  (E=Q:K).  Bu  har  hil  bo’lishi 
mumkin.  Masalan,  yalpi  mahsulot  sof  mahsulot  bilan,  resurslar  (o’rtachasi)  ularni  bir 
qismi  bilan  almashtirilishi  mumkin.  Bank  darajasini  olsak,  bu  ko’rsatkich  kredit 
operatsiyalaridan  olingan  sof  daromadni  bankni  shaxsiy  resurslariga  nisbati  bilan 
aniqlanadi.  Bankni  sof  daromadi,  yalpi  daromaddan  kredit  bilan  bog’liq  xarajatlarni 
ajratish orqali hisoblaniladi. 
Kredit  samardorligini  kreditni  aylanishi  ko’rsatkichlari  orqali  ham  baholash 
mumkin.  Kreditni  aylanish  darajasi  ikki  ko’rsatkich  bilan  o’lchanadi
1
  -  kerditdan 
foydalanish vaqti (muddati), bir davr ichida kredit oborotlari soni. 
Kreditdan  foydalanishi  vakti  t  o’rtacha  kredit  qoldiqlarini  bir  kunlik  oborotga 
nisbati bilan hisoblanadi: 
D
Q
:
K
m
:
K
t


 
bu erda : 
Ê
 – o’rtacha kredit qoldiqlari; m-bir kunlik oborot; Q – kredit oboroti; D 
– kunlar soni. 
O’rtacha kredit qoldiqlar o’rtacha xronologik formula bilan hisoblanadi: 
1
n
Kn
2
1
K
K
2
1
K
2
1






 
Kredit oboroti soni (n) quyidagi formula bilan o’lchanadi:  
n
O
K

 
Bu ko’rsatkichlar o’zaro bog’liq ko’rsatkichlardir, ya’ni: 
n ∙ t=D,    n=D:t  
Bu      ko’rsatkichlarni      vaqt      bo’yicha      o’zgarishini      o’rganish  statistikasining 
muhim  vazifalaridan  biri.  Bu  ishni  bir  qancha  statistik  metodlar  yordamida  bajarish 
mumkin. Eng ko’p qo’llaniladigan va yaxshi natija beradigan metod indeks metodidir. 
To’plamni  hamma  birliklari  bo’yicha  o’rtacha  kreditdan  foydalanish  vaqti  joriy 
davridagi  o’rtacha  vaqtni  (
t
1
)  o’tran  davrdagi  o’rtacha  vaqtga  (
t
0
)  nisbati  bilan 
aniqlanadi: 
                                                           
1
 
Бу иккала кўрсаткични қопланган ва берилган кредит ҳажмлари бўйича ҳам ҳисоблаш мумкин. 

---

 
126 






0
0
0
1
1
1
0
1
t
m
m
t
:
m
m
t
t
:
t
J

 
bu erda: 
t 
– kreditdan foydalanish vaqti; m – bir kunlik oborot (
O:D
);         
t ∙ m = 
К
–
 o’rtacha kredit qoldig’i. 
Bu  indeks  o’zgaruvchan  tarkibli  indeks  deb  ataladi.  O’rtacha  ko’rsatkichni 
o’zgarishiga  kreditdan  foydalanish  vaqtini  o’zgarishi  va  kredit  tarkibidagi  o’zgarishlar 
ta’sir  qiladi.  Ularning  ta’sirini  o’zgarmas  tarkibli  va  tarkibiy  siljishlar  indekslari 
yordamida o’rganamiz. O’zgarmas
 
tarkibli indeks teng: 
J
t m
m
:
t m
m
t m
t m
t
1
1
1
0
1
1
1
1
0
1








 
Tarkibiy siljishlar indeksi teng: 
J
t m
m
:
t m
m
T.Ñ.
0
1
1
0
0
0





 
Bu indekslar o’zaro bog’langan indekslardir: 
T.„.
t
t
J
J
J


 
Bu  indekslarni  bir  kunlik  kredit  oborotini  xissasi  orqali  ham  hisoblash  mumkin. 
Uning uchun bir kunlik oborot hissasi (d) hisoblaniladi: 
d = m:

m desak, yuqorida keltirilgan indekslar quyidagi ko’rinishni oladi: 
I
t d
t d
;
t
1
1
0
0




 
 
 
;
d
t
d
t
I
1
0
1
1
t



  
 
J
t d
t d
Ò.Ñ.
0
1
0
0



;
 
Bu  indekslar  yordamida  kreditdan  foydalanish  vaqtini  mutloq  o’zgarishi  va  bu 
o’zgarishni qaysi omillar hisobidan amalga oshganligini baholash ham mumkin: 
O’rtacha mutloq o’zgarish teng: 
 
 
 
 





0
0
1
1
d
t
d
t
t
: 
a) aylanish vaqtini o’zgarishi hisobidan: 
 
 
 
 





1
0
1
1
d
t
d
t
t
t
 
b) tarkibiy siljishlar hisobidan: 
 
 
 
 





0
0
1
0
d
t
d
t
t
d
 
Shunday qilib: 
 
d
t
t
t
t





 teng. 
Kreditdan  foydalanish  vaqti  indekslarni  hisoblashni  shartli  ma’lumotlar  asosida 
ko’rib chiqamiz. 
Tarmoqlar 
O’rtacha kredit qoldig’i,  
mln. so’m. 
Qoplangan kredit,  
mln. so’m. 
 
Bazis davri 
Joriy davr 
Bazis davri 
Joriy davr 
A  
B 
300  
150 
420  
165 
2250  
1500 
3750  
1575 
Indekslarni 
hisoblash 
uchun 
kerakli 
bo’lgan 
ko’rsatkichlarni 
oldin 
ta’kidlaganimizdek, jadval usulida hisoblash mumkin. 

---

 
127 
 
 
 
 
 
Indekslar (o’zgaruvchan, o’zgarmas, tarkibiy siljishlar) hisobi: 
 
Tarmoq- 
lar 
Bir kunlik oborot, 
mln. so’m 
Kreditdan 
foydalanish 
vaqti, kun 
Individual 
indekslar 
Bir kunlik 
oborot 
xissasi, % 
 
t
1
d
1
 
 
t
0
d
0
 
 
t
0
d
1
 
 
m
0
 
m
1
 
t
0
 
t
1
 
I
t
=t
1
:t
0
 
d
0
 
d
1
 
 
 
 
A  
B 
6,25 
4,17 
10,420 
4,375 
48,00 
35,97 
40,3 
37,7 
0,840  
1,048 
0,6 
0,4 
0,7 
0,3 
28,20 
11,30 
28,8 
14,4 
33,6 
10,8 
Jami: 
10,47 
14,795 
43,2 
39,5 
0,914 
1,0 
1,0  39,50  43,2 
44,4 
 
Jadvalda keltirilgan ma’lumotlar yordamida indekslarni hisoblash mumkin.  
1. O’zgaruvchan tarkibli indeks teng:
 
91,4%
   
ёки
    
914
,
0
2
,
43
:
5
,
39
42
,
10
450
:
795
,
14
585
42
,
10
150
300
:
795
,
14
165
420
17
,
4
25
,
6
17
,
4
97
,
35
25
,
6
48
:
375
,
4
42
,
10
375
,
4
7
,
37
42
,
10
3
,
40
:
0
0
0
1
1
1





















m
m
t
m
m
t
I
t

 
2. O’zgarmas tarkibli indeks teng: 
%
 
89
   
ёки
    
89
,
0
53
,
657
585
375
,
4
47
,
35
42
,
10
48
585
1
0
1
1









m
t
m
t
J
t
 
3. Tarkibiy siljishlar indeksi teng: 
102,8%
  
  
028
,
1
2
,
43
:
44
,
44
42
,
10
450
:
715
,
14
53
,
657
:
0
0
0
1
1
0
.
.
ЊђЏ
m
m
t
m
m
t
J
„
Т








 
Xuddi shunday natijalarni bir kunlik oborotni xissasi ko’rsatkichi orqali ham olish 
mumkin: 
1.O’zgaruvchan tarkibli indeks: 
%
 
4
,
91
   
ки
   
914
,
0
2
,
43
50
,
39
0
0
1
1
ё
d
t
d
t
J
t






 
2.O’zgarmas tarkibli indeks: 
%
 
0
,
89
   
ки
   
89
,
0
4
,
44
5
,
39
J
1
0
1
1
ё
d
t
d
t
t





 
3.Tarkibiy siljishlar indeksi: 
%
 
8
,
102
   
ки
   
028
,
1
2
,
43
4
,
44
J
0
0
1
0
.
.
ё
d
t
d
t
„
Т





 
Bu indekslardan foydalanib, kreditdan foydalanish vaqti mutloq o’zgarishlarni ham 
hisoblash  mumkin:  o’zgaruvchan  tarkibli  indeksni  sur’atidan  maxrajini  ayirsak,  joriy 
davrda  o’tgan  davrga  nisbatan  kreditdan  foydalanish  o’rtacha  vaqti  qancha  kunga 
o’zgarganligi kelib chiqadi: 
7
,
3
2
,
43
5
,
39
0
0
1
1









d
t
d
t
t
 kun. 

---

 
128 
Endi omillar ta’sirini o’rganamiz: 
1. Kreditdan foydalanish vaqtini o’zgarishi hisobidan: 
9
,
4
4
,
44
5
,
39
1
0
1
1









d
t
d
t
t
t
 kunga. 
2. Tarkibiy siljishlar hisobidan: 
2
,
1
2
,
43
4
,
44
0
0
1
0









d
t
d
t
d
t
 kun 
Demak,  joriy  davrda  o’tgan  davrga  nisbatan  kreditdan  foydalanish  o’rtacha  vaqti 
ikkala tarmoq bo’yicha birgalikda 3,7 kunga qisqargan. Bu to’liq birinchi omil hisobidan 
amalga  oshgan.  Agarda  ikkinchi  omil  salbiy  ta’sir  qilmaganda  edi,  pasayish  sur’ati 
yanada yuqoriroq bo’lar edi (4,9 kun). 
Yuqorida  keltirilgan  va  tahlil  qilib  chiqilgan  indekslar  kredit  oborotini  soni 
bo’yicha  ham  hisoblanadi.  U  indekslarni  hisoblash  texnologiyasiga  batafsil 
to’xtalmasdan formulalarni keltirish bilan chegaralanamiz (sababi tushunarli).  
1. O’zgaruvchan tarkibli indeks quyidagi formula bilan hisoblanadi: 





0
0
0
1
1
1
:
K
k
n
K
k
n
n
I
 yoki 
n d
n d
1
1
0
0


 
2. O’zgarmas tarkibli indeks: 








1
0
1
1
1
1
0
1
1
1
:
k
n
k
n
K
k
n
K
k
n
In
 yoki 
n d
n d
1
1
0
1


 
3. Tarkibiy siljishlar indeksi: 
J
n k
K
n k
K
Ò Ñ
. .
:





0
1
1
0
0
0
 yoki 
n d
n d
0
1
0
0


 
Kredit statistikasida faqatgina qisqa muddatli emas, balki uzoq muddatli kreditlarni 
samaradorligini o’rganish ham muhim ahamiyatga ega. Uzoq muddatli kreditlar, odatda, 
ma’lum bir tadbirlarni amalga oshirish uchun beriladi. Masalan, asbob-uskunalarni qayta 
jihozlash,  biror-bir  yangi  mahsulot  ishlab  chiqarish  yoki  yangi  texnologiya  asosida 
maxsulot ishlab chiqarish va h.k. 
Kreditning  bu  turi  bo’yicha  samaradorlikni  o’rganishda  olingan  natija  ajratilgan 
kredit  hajmi  bilan  taqqoslanadi:  E=Q:K  bu  erdan  Q=E∙  K  (bu  erda;  Q-  yillik  ishlab 
chiqarish  hajmi;  E  -  samaradorlik;  K  -  kredit    razmeri).    Ko’rinib  turibdiki,  ishlab  
chiqarilgan    (yoki  chiqariladigan)  mahsulot  hajmi  ikki  omilga  bog’liq:  1)  samaradorlik 
darajasiga;  2)  kredit  miqdoriga.  Demak  ishlab  chiqarilgan  mahsulot  hajmining  mutloq 
o’zgarishi  tabiiy  holda  ikki  omilga  bog’liq  bo’ladi.  Bu  omillar  ta’siri  statistikada 
quyidagicha o’rganiladi: 

Q=Q
1
-Q
0
 
a) samaradorlikni o’zgarishi hisobidan: 

Qe=(E
1
-E
0
)K
1 
b) kredit razmerini o’zgarishi hisobidan: 

Q
K
=(K
1
-K
0
)E
0
 

---

 
129 
Misol
. Texnik jihatidan qayta jihozlash tadbiri uchun ikki tarmoqqa uzoq muddatli 
kredit  ajratilgan.  Birinchi  tarmoqqa  88,6  mln.so’m,  ikkinchisiga  -  74  mln.so’m.  Davr 
oxiriga  kelib  foydani  mutloq  o’zgarishi  tegishli  ravishda  quyidagicha  35,8  va  23,3 
mln.so’m.  
Bu erdan: 

Q=Q
1
-Q
2
=35,8-23,3=12,5
 mln. so’m. 
Foyda  12,5  mln.so’mga  oshgan  ekan.  Bu  o’zgarish  nima  hisobidan  amalga  oshdi 
degan  savol  tug’iladi?  Bu  savolga  javob  berish  uchun  umumiy  o’zgarishni  omillar 
hisobidan o’zgarishni o’rganamiz: 
Ý
Q
K
1
1
1
35 8
88 6
40 4



,
,
,
 tiyin;    
Ý
0
23 3
74
315


,
,
 tiyin. 
Samaradorlikni o’zarishi hisobidan o’zgarishi: 
 

Q
E
=(E
1
-E
0
)K
1
=(0,404-0,315)·88,6=7,9 mln. so’mga  
 
Kredit razmerini o’zgarishi hisobidan o’zgarishi: 

Q
E
=(K
1
-K
0
)E
0
=(88,6-74,6) ·0,315=4,6 mln. so’mga teng .  

Q=

Q
E
+ 

Q
K
=7,9+4,6=12,5 mln. so’m. 
Oborot mablag’lari bilan kredit summasi o’rtasidagi o’zaro bog’liqlik mavjud. Bu 
bog’liqlik ayniqsa qisqa muddatli kreditlar bo’yicha yaqqol ko’zga tashlanadi. Statistika 
uni  o’rganadi  va  baholaydi.  Bu  bog’liqlikni  o’rganishdan  oldin  oborot  mablag’larining 
aylanish  darajasini  aniqlaymiz.    Bu    ko’rsatkich    yalpi    ichki  mahsulotni    oborot 
mablag’larining o’rtacha qoldig’iga nisbati bilan aniqlanadi: 
 
 
 
 
3
ЯИМ
У

 
Bu ko’ratkichni mutloq o’zgarishi teng: 

u = u
1 
- u
0
 
Bu o’zgarish quyidagi omillarga bog’liq: 
1)  Yalpi  ichki  mahsulotni  bir  so’mlik  qisqa  muddatli  kreditga  to’g’ri  keladigan 
darajasi (K): 
       Yalpi   ichki   mahsulot
 
K=
 --------------------------------------------- 
Qisqa muddatli kredit hajmi 
2) Qiska muddatli kreditlar oboroti soni: 
          Qisqa muddatli kredit oboroti
 
n
 = ------------------------------------------ 
Kredit qoldigi o’rtachasi 
3) Oborot mablag’larining umumiy hajmida qisqa muddatli  kreditlarni xissasi: 
Qisqa muddatli kreditlar hajmi
 
d
 = ----------------------------------------------  

 100 
Oborot mablag’lari 

---

 
130 
 
bu  uchala  ko’rsatkichning  o’zaro  ko’paytmasi  oborot  mablag’larining  oborot  darajasiga 
(U) teng 
U=K 
·
 n 
·
 D 
Bu omillarni umumiy mutloq o’zgarishga ta’siri quyidagi formulalar yordamida 
o’rganiladi.    
1. Yalpi ichki mahsulotning bir so’mlik qisqa muddatli kredit oborotiga nisbati: 
 
 
 
 



Óà
Jà
Ó
Jà


1
1
 
2. Qisqa muddatli kreditlarning aylanish tezligi: 
 
 
 
 



Óá
Já
Ó
JàJá


1
1
 
3. Qisqa muddatli kreditlarning umumiy oborot mablag’laridagi xissasi; 



Óâ
Jâ
Ó
JàJáJâ


1
1