Ichki savdo iqtisodiyoti uz Дарслик doc

Magazinda sotilgan sabzavotlarni mavsumiylik ko‘rsatkichi 
Sotuv xajmi, mln. so‘m 
2002 
2003 
2004 
Uch 
yilni 
o‘rtacha 
miqdori 
Mavsumiylik 
ko‘rsatkichi, % 
1 
137 
191 
163 
164 
77,7 
2 
121 
175 
154 
150 
71,1 
3 
288 
258 
352 
299 
141,7 
4 
213 
208 
271 
231 
109,5 
Kvartallararo 
o‘rtacha miqdori 
190 
208 
235 
211 
100,0 
 
Kvartallarni o‘rtacha mavsumiylik ko‘rsatkichi kvartalning o‘rtacha uch 
yillik ko‘rsatkichlarni yillik o‘rtacha ko‘rsatkichiga nisbatan aniqlanadi. 
Masalan, I kvartaldani mavsumiylik ko‘rsatkichi = 
211
100
164
∗
= 77,7% 
Mavsumiy o‘zgarishlar darajasi yillar davomida o‘rtacha kvadrat farqi 
ko‘rsatkichi orqali aniqlanadi. 
σ
= 
∏
−
∑
−
2
)
(
x
x
Bizning misolda: 
www.sies.uz
Page 250 of 356 

---

251
251
σ
= 
4
)
211
231
(
)
211
299
(
)
211
150
(
)
211
164
(
2
2
2
2
−
+
−
+
−
+
−
= 45,1 mln. 
so‘m 
Variatsiya koeffitsenti(V) 
V = 
−
∗
X
100
σ
= 
211
100
1
,
45
∗
= 21,4 % ya’ni (farqi) 21,4% ni tashkil 
qilgan. Ma’romiylik koeffitsiyenti = 100- 21,4=78,6% 
VII. Keyingi bosqich ketma – ket chakana tovar aylanishi hajmiga alohida 
omillarni ta’sirini o‘rganishdan iborat bo‘ladi. Ularni ayrimlarini ko‘rib chiqamiz. 
Chakana tovar aylanishi tahlil qilinganda uni hajmiga baholar va tovarlarni 
miqdori qanday ta’sir qilganligini aniqlash katta ahamiyatga ega. Buning uchun 
indeks usullaridan foydalaniladi. 
Chakana tovar aylanishi – fizik hajmi indeksi(J
f
), haqiqiy baholardagi 
indeks(J
xb
)i va baho indekslari(J
b
) hisoblanadi. 
J
f = 
∑
∑
=
=
π
I
i
I
i
qi
Pi
qi
Pi
0
0
3
1
0
J
xb = 
∑
∑
=
=
π
I
i
I
i
qi
Pi
qi
Pi
0
0
3
1
1
J
b
=
∑
∑
=
=
π
I
i
I
i
qi
Pi
qi
Pi
1
0
3
1
1
www.sies.uz
Page 251 of 356 

---

252
252
Bu yerda: 
R
io 
– bazis davridagi i – tovar bahosi; 
R
iI 
– hisobot davridagi i - tovar bahosi:
q
io
– bazis davridagi i – tovar fizik hamji: 
q
iI
– hisobot davridagi i - tovar fizik hamji:
p – tovarlar assortimenti soni; 
i – tovar turi. 
Bu indekslar o‘rtasida matematik bog‘liqliq mavjud. 
M: Jf = J
xb 
: J
b
yoki J
xb
=J
f 
∗
J
b 
; J
b 
=J
xb 
: J
f 
 
Misol: 9.2.3.3 jadvalda tovarlarni sotilish miqdori va baholari 
keltirilgan) 
9.2.3.3 - jadval 
Tovarlarni sotilish miqdori va baholari. 
Ko‘rsatkichlar
o‘lchov birligi
Bazis yili 
hisobot yili 
1. «A» tovarlarni 
sotish miqdori 
Dona 
200 
300 
2. «B» tovarlarni 
sotish miqdori 
Dona 
100 
50 
3. «A» tovar bahosi
Ming so‘m 
5 
6 
4. «B» tovar bahosi Ming so‘m 
8 
12 
J
f 
= (5
∗
300 + 8
∗
50 ) : (5
∗
200 + 8
∗
100) = (1900 : 1800) = 1,055 
J
xb 
= (6
∗
300 + 12
∗
50) : (5
∗
200 + 8
∗
100) = (2400 : 1800) = 1,333 
J
b 
= (6
∗
300 + 12
∗
50) : (5
∗
300+ 8
∗
50) = (2400 : 1900) = 1,263 
J
f
= 1,333 : 1,263 = 1,055 
Misolda chakana tovar aylanishi o‘sish summasi = 2400 – 1800 = 
www.sies.uz
Page 252 of 356 

---

253
253
=600 ming so‘m. 
Jumladan: 
a) tovarlarni fizik hajmini o‘zgarish natijasida = 
= (P
io
q
iI
– P
io
q
iI
) 1900 – 1800 = +100 ming so‘m. 
b) bahoni o‘zgarishi natijasida = ( P
iI
q
iI
– P
io 
q
iI
) = 2400 – 1900 = 500 ming so‘m. 
Chakana tovar aylanishini tahlil qilganda uning hajmiga aholining soni (S) 
va aholi jon boshiga to‘g‘ri kelgan chakana tovar aylanishini (Q) ta’sirini o‘rganish 
alohida ahamiyatga ega. Bunda chakana tovar aylanishi (CHTA) = S · Q statistik 
bog‘liklikdan kelib chiqish kerak. 
Chakana tovar aylanishini hisob va bazis davridagi farqi (
∆
CHTA) 
quyidagicha aniqlanadi. 
∆
CHTA = S
1
Q
!
– S
0
Q
0
; jumladan
aholi sonini o‘zgarish hisobidan; 
∆
CHTA
c
= S
1
Q
!
– S
0
Q
0
va aholi jon boshiga to‘g‘ri kelgan chakana tovar aylanishini o‘zgarishi hisobidan; 
∆
CHTA
Q
= S
1
Q
!
– S
1
Q
0
,
chakana tovar aylanishini o‘zgargan miqdori kelib chiqadi. Bunda umumiy chakana 
tovar aylanishini o‘zgarish miqdori yuqoridagi omillar hisobidan o‘zgargan 
miqdorlar yig‘indisiga teng bo‘ladi. 
Ya’ni, 
∆
CHTA = 
∆
CHTAs + 
∆
CHTA
Q
, yoki (S
1
Q
0
– C
0
Q
0
) + (C
1
Q
1
– 
C
1
Q
1
). 
Chakana tovar aylanishining hajmiga oilalari soni va 1 oilagacha to‘g‘ri 
keladigan chakana tovar aylanishi ham ta’sir qiladi. Oila xo‘jalik sub’ekti sifatida 
o‘z a’zolarining daromadlari va iste’mol qilish miqdorini umumlashtiradi. Masalan, 
ovqat tayyorlash, ayrim tovarlarni sotib olishni oilaning har bir a’zosi alohida 
amalga oshirganiga nisbatan oila bo‘yicha qilinsa allaqancha tejamliroq bo‘ladi, yoki 
katta oila kichik oilaga hamda yakka holdagiga nisbatan tejamliroqdir. Oilani 
daromadi qancha katta bo‘lsa, uni tovar sotib olish imkoniyati ham yuqori bo‘lishi 
mumikin. Shu bilan bir qatorda oila a’zolari soni va 1 a’zoga tovar sotib olish 
miqdori tovar aylanishiga teskari ta’sir qilishi ham mumkin. Chunki oila a’zolari 
www.sies.uz
Page 253 of 356 

---

254
254
qancha ko‘p bo‘lsa, bolalar va boshqa boqimadorlar ko‘p bo‘ladi, unday oilaning 
tovar sotib olish qobiliyati ham tegishlicha qisqaradi.
Bu hollardan kelib chiqib chakana tovar aylanishini tahlil qilganda, unga 
oilalar soni, 1 oila a’zosiga to‘g‘ri keladigan tovar aylanishini ta’sirini o‘rganish 
iqtisodiy, ijtimoiy va demografik siyosatni aniqlashga katta ta’sir qiladi.
Buni aniqlash uchun quyidagi formuladan foydalanishni tavsiya qilamiz. 
Agar oilalar sonini «N» deb, 1 oilaga to‘g‘ri keladigan tovar aylanishini 
«K» belgilasak, umumiy chakana tovar aylanishi (CHTA) barobar bo‘ladi:
CHTA = N 
∗
K; bunda, N =