تحلیل فرا رگرسیون تأثیر بانکداری اسلامی بر رشد اقتصادی
Article data in English (انگلیسی)
- Abdouli, A. H. (1991). Access to finance and collaterals: Islamic versus western banking. Journal of King Abdulaziz University: Islamic Economics, 3(2), 55-62.
- Abdel-Haq, M. K. (1989). Islamic development bank: An analytical study. Yarmouk University.
- Akhtar, M. R. (1993). Modelling the economic growth of an İslamic economy. American Journal of Islam and Society, 10(4), 491-511.
- Al Shakarchi, J. (2022). How to write a systematic review or meta-analysis protocol. Journal of Surgical Protocols and Research Methodologies, 22(3), 1-8.
- AlHarbi, A., Sbeiti, W. & Ahmad, M. (2024). Money Supply, Banking and Economic Growth: A Cross Country Analysis. International Journal of Economics and Financial Issues, 14(2), 234-242.
- Anass, M., Eddine, C. S. & Reda, O. (2017). Empirical Analysis оf Islamic Banking аnd Economic Growth. Economic Alternatives, (1), 89-102.
- Archer, S. & Karim, R. A. A. (2012). The structure, regulation and supervision of Islamic banks. Journal of Banking Regulation, 13, 228-240.
- Bendriouch, F. Z., Satt, H., & M’hamdi, M. (2020). Do Islamic banks contribute to economic growth? Evidence from the GCC Countries. International Journal of Economics and Financial Issues, 10(5), 352.
- Bergh, D. D., Aguinis, H., Heavey, C., Ketchen, D. J., Boyd, B. K., Su, P. ... & Joo, H. (2016). Using meta‐analytic structural equation modeling to advance strategic management research: Guidelines and an empirical illustration via the strategic leadership‐performance relationship. Strategic management journal, 37(3), 477-497.
- Bernanke, B. S. (1983). Non-monetary effects of the financial crisis in the propagation of the Great Depression. National Bureau of Economic Research, No w1054.
- Borenstein, M., Hedges, L. V., Higgins, J. P. & Rothstein, H. R. (2011). Introduction to meta-analysis. John Wiley & Sons.
- Brunner, K. & Meltzer, A. H. (1963). Predicting velocity: Implications for theory and policy. The Journal of Finance, 18(2), 319-354.
- Chaffai, M. E. (2022). New evidence on Islamic and conventional bank efficiency: A meta‐regression analysis. Bulletin of Economic Research, 74(1), 221-246.
- Chandler, J., Cumpston, M., Li, T., Page, M. J. & Welch, V. J. H. W. (2019). Cochrane handbook for systematic reviews of interventions. Hoboken: Wiley.
- Chang, P. C., Jia, C. & Wang, Z. (2010). Bank fund reallocation and economic growth: Evidence from China. Journal of Banking & Finance, 34(11), 2753-2766.
- Chapra, M. U. (1993). Islam and the economic challenge. International Institute of Islamic Thought, (IIIT), No 17.
- Cobham, D. (1992). Finance for development and Islamic banking. Intereconomics, 27, 241-244.
- Cohen, J. (1988). The effect size. Statistical power analysis for the behavioral sciences, 2(1), 77-83.
- Cole, R. A., Moshirian, F. & Wu, Q. (2008). Bank stock returns and economic growth. Journal of Banking & Finance, 32(6), 995-1007.
- Combs, J. G., Crook, T. R. & Rauch, A. (2019). Meta‐analytic research in management: Contemporary approaches, unresolved controversies, and rising standards. Journal of Management Studies, 56(1), 1-18.
- Durusu-Ciftci, D., Ispir, M. S. & Yetkiner, H. (2017). Financial development and economic growth: Some theory and more evidence. Journal of policy modeling, 39(2), 290-306.
- El-Galfy, A. & Khiyar, K. A. (2012). Islamic banking and economic growth: A review. Journal of Applied Business Research (JABR), 28(5), 943-956.
- El-Ghattis, N. (2011). Islamic banking’s role in economic development: Future outlook. Centre of Islamic Finance: Bahrain Institute of Banking.
- Elmawazini, K., Khiyar, K. A. & Aydilek, A. (2020). Types of banking institutions and economic growth. International Journal of Islamic and Middle Eastern Finance and Management, 13(4), 553-578.
- Goldsmith, R. W. (1969). Financial structure and development. New Haven, CT: Yal University Press.
- Gurevitch, J., Koricheva, J., Nakagawa, S. & Stewart, G. (2018). Meta-analysis and the science of research synthesis. Nature, 555(7695), 175-182.
- Gusenbauer, M. & Haddaway, N. R. (2020). Which academic search systems are suitable for systematic reviews or meta‐analyses? Evaluating retrieval qualities of Google Scholar, PubMed, and 26 other resources. Research synthesis methods, 11(2), 181-217.
- Hansen, C., Steinmetz, H. & Block, J. (2022). How to conduct a meta-analysis in eight steps: a practical guide. Management Review Quarterly, 18(72), 1-19.
- Harwell, M. (1997). An empirical study of Hedge's homogeneity test. Psychological methods, 2(2), 219.
- Havránek, T., Stanley, T. D., Doucouliagos, H., Bom, P., Geyer‐Klingeberg, J., Iwasaki, I. ... & Van Aert, R. C. M. (2020). Reporting guidelines for meta‐analysis in economics. Journal of Economic Surveys, 34(3), 469-475.
- ICD - LSEG (2023). Islamic Finance Development Report: Navigating Uncertainty. 30 Apr 2024, Issue no.2023.
- Iqbal, M. Z. & Mirakhor, M. A. (1987). Islamic banking. International Monetary Fund.
- Kassim, S. (2016). Islamic finance and economic growth: The Malaysian experience. Global Finance Journal, 30, 66-76.
- Khan, W. M. (1989). Towards an interest-free Islamic economic system. Journal of King Abdulaziz University: Islamic Economics, 1.
- Kuran, T. (1997). Islam and underdevelopment: an old puzzle revisited. Journal of Institutional and Theoretical Economics (JITE)/Zeitschrift für die gesamte Staatswissenschaft, 41-71.
- Kuran, T. (2004). Islam and Mammon: The economic predicaments of Islamism. Princeton University Press.
- Library of Harvard (2024). Systematic Reviews and Meta Analysis: A resource for finding data sources, filters, and standards to support systematic searches of the biomedical literature. Harvard, https://guides.library.harvard.edu/meta-analysis
- McClelland, D. (1961). Intention-based models of entrepreneurship education. The Achieving Society, The Free press, New York, NY.
- McKinnon, R. I. (1973). The value-added tax and the liberalization of foreign trade in developing economies: a comment. Journal of Economic Literature, 11(2), 520-524.
- Mifrahi, M. N. & Tohirin, A. (2020). How Does Islamic Banking Support Economics Growth?. Jurnal Ekonomi Dan Keuangan Islam, 9(1), 72-91.
- Mishkin, F. S. (1995). Symposium on the monetary transmission mechanism. Journal of Economic perspectives, 9(4), 3-10.
- Radulescu, M., Serbanescu, L. & Sinisi, C. I. (2019). Consumption vs. Investments for stimulating economic growth and employment in the CEE Countries–a panel analysis. Economic research-Ekonomska istraživanja, 32(1), 2329-2352.
- Saleem, M. I. & Mahmood, F. (2022). The Islamic Banking Finance And Economic Growth Nexus. PIDE School of Economics, Pakistan Institute of Development Economics.
- Saleem, S. (2007). Role of Islamic banks in economic development. MPRA paper, 6449.
- Schumpeter, J. (1911). The theory of economic development. harvard economic studies. Harvard Economic Studies. XLVI.
- Shaw, E. S. (1973). Financial Deepening In Economic Development. Oxford University Press: New York.
- Song, F., Parekh, S., Hooper, L., Loke, Y. K., Ryder, J., Sutton, A. J. & Harvey, I. (2010). Dissemination and publication of research findings: an updated review of related biases. Health technology assessment, 14(8), 1-220.
- Stanley, T. D. & Doucouliagos, H. (2012). Meta-regression analysis in economics and business. Routledge.
- Tahraoui, A. & Aouar, A. (2024). The Impact Of The Financial Performance Of Islamic Banks On Economic Growth: a Panel Data Analysis. The journal of contemporary issues in business and government, 30(1), 345-354.
- Ueda, K. (2013). Banks as coordinators of economic growth and stability: Microfoundation for macroeconomy with externality. Journal of Economic Theory, 148(1), 322-352.
- Usmani, M. T. (2002). Islamic finance in the global economy. The Hague, The Netherlans: Kluwer Law International.
- Viechtbauer, W. & Cheung, M. W. L. (2010). Outlier and influence diagnostics for meta‐analysis. Research synthesis methods, 1(2), 112-125.
- Volker, N. (2006). Islamic Economic system–A Threat to Development. MPRA Paper No. 6449. EJIF–European Journal of Islamic Finance Editorial Team, 6449, 1-5.
تحليل فرارگرسيون تأثير بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي
محمدباقر شيرمهنجي / دانش‌آموختة دکتري اقتصاد دانشگاه مازندران mbshirmehenji@gmail.com
عليرضا پورفرج/ استاد گروه اقتصاد دانشگاه مازندران a.pourfaraj@umz.ac.ir
محمدجواد نوراحمدي/ دانشيار گروه اقتصاد نظري دانشگاه علامه طباطبائي mjnourahmadi@atu.ac.ir
وحيد تقي‌نژاد عمران/ دانشيار گروه اقتصاد دانشگاه مازندران omran@umz.ac.ir
دريافت: 19/06/1403 - پذيرش: 23/08/1403
چكيده
ادبیات نظری رابطة بانکداری اسلامی با بخش حقیقی اقتصاد، نشان می‌دهد که در بانکداری اسلامی، تأمین مالی مبتنی‌بر بدهی و عملیات سفته‌بازی نامرتبط با تولید، به شدت محدود می‌شود؛ از سوی دیگر در همة عقود مشارکتی اسلامی، فعالیتی حقیقی وجود دارد که به رشد اقتصادی می‌انجامد. بنابراین با توجه به ادبیات نظری و ماهیت عملیات بانکی اسلامی، ارتباط مشخص‌تر و نزدیک‌تر ابزارهای پولی و بانکی اسلامی (به‌ویژه عقود و اوراق مشارکتی) نسبت به ابزارهای پولی متعارف با بخش واقعی اقتصاد، قابل انتظار است. با این وجود مطالعات تجربی این حوزه، نتایج متناقضی در مورد رابطة مورد بحث نشان می‌دهد. به‌منظور تحلیل و برآیندگیری از این نتایج ناهمگن، مطالعة حاضر از روش تحلیل فرارگرسیون استفاده می‌کند. بدین منظور پس از پالایش مطالعات بر اساس پروتکل غربال، 9 مطالعه شامل 31 رگرسیون و 89 ضریب برای ورود به تحلیل انتخاب شدند. نتیجة برآیندگیری از مطالعات اولیه نشان می‌دهد که با در نظر گرفتن تورش انتشار، بانکداری اسلامی تأثیر مثبت و کوچک بر رشد اقتصادی دارد. علاوه بر این، نتایج این مطالعه نشان می‌دهد که شاخص‌های مورد استفاده برای اندازه‌گیری عملکرد بانکداری اسلامی، دورة زمانی و وجود یا عدم وجود متغیرهای آزادی اقتصادی و تورم در الگوهای رگرسیونی مطالعات اولیه، برای توضیح ناهمگنی نتایج مطالعات اولیه مؤثر است.
کليدواژه‌ها: بانکداری اسلامی، رشد اقتصادی، تحلیل فرارگرسیون.
طبقه‌بندي JEL: C00، O40، G21.
مقدمه
بانکداري اسلامي به‌عنوان جايگزيني براي شکل متعارف بانکداري ظهور کرده است و در چهار دهة اخير چه در کشورهاي اسلامي و چه در کشورهاي غيراسلامي به‌سرعت رشد کرده است. به گفتة اقبال و ميراخور (1987) مفهوم بانکداري بدون ربا در اواخر دهة 1940 توسط قريشي (1946)، صديقي (1948) و احمد (1952) مطرح شد. اولين تلاش براي تأسيس بانک اسلامي توسط النجار در سال 1963 در مصر انجام شد و مايت قمر نام گرفت. اين بانک، به شکل يک بانک پس‌انداز ـ سرمايه‌گذاري مبتني‌بر تقسيم سود و بدون بهره بود. در دهة 1970، نهضت بانکداري اسلامي با تأسيس بانک توسعة اسلامي در سال 1974 توسط سازمان همکاري اسلامي دوباره ظهور کرد که به‌عنوان آغازگر مرحلة دوم ايجاد بانکداري اسلامي شناخته مي‌شود (عبدالحق، 1989). از آن زمان به بعد رشد سريع بانکداري اسلامي به نحوي بوده است که در سال 2022، 610 بانک اسلامي و 1781 مؤسسة مالي اسلامي در سرتاسر جهان گسترش يافته است و ميزان دارايي بانک‌هاي اسلامي در اين سال به 2/3 تريليون دلار رسيده است و پيش‌بيني مي‌شود اين رقم به 618/4 تريليون دلار در سال 2027 افزايش يابد (گزارش توسعة مالي اسلامي، 2023). اين نرخ رشد بالاي مثبت دارايي‌هاي مالي اسلامي، سال به سال توجه سياست‌گذاران، اقتصاددانان و پژوهشگران را به سمت صنعت مالي اسلامي و تأثير آن بر متغيرهاي کلان اقتصادي، بيشتر جلب مي‌کند. تعداد زيادي از مطالعات، نقش مثبت مالي اسلامي را در تحريک رشد اقتصادي و رفاه عمومي جامعه نشان مي‌دهد (سليم، 2008؛ انس و ديگران، 2017؛ طهرائويي و اوئر، 2024)؛ درحالي‌که برخي از نويسندگان معتقدند که به دليل برخي محدوديت‌هاي تحميلي و ارزش‌هاي اسلامي بر امور مالي و اقتصادي، بانکداري اسلامي مانع از توسعة اقتصادي شده که در نهايت منجر به پيامدهاي اقتصادي زيان‌بار مي‌شود (ولکر، 2006؛ کوران، 2004؛ کوبهام، 1992)؛ بنابراين علي‌رغم کارهاي نظري و تجربي گسترده‌اي که در مورد اين موضوع انجام شده، نتايج تجربي مبهم باقي مانده است و تناقض دارد. به‌منظور شناسايي دقيق عواملي که باعث اختلاف در نتايج شده‌اند، پژوهش حاضر به بررسي اثرات تجربي مشاهده‌شده در مطالعات پيشين مي‌پردازد و مشخص مي‌نمايد که در هر مطالعه اثرگذاري بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي در چه شرايطي بررسي شده است؛ علاوه بر اين با برآيندگيري و ترکيب نتايج کمّي مطالعات، اندازة اثر متوسط رابطة بين بانکداري اسلامي و رشد اقتصادي برآورد خواهد شد تا اجماعي تجربي در مورد اين رابطه حاصل شود. اين پژوهش، در پنج بخش ساماندهي شده است. در بخش اول، مباني نظري مربوط به رابطة بانکداري اسلامي و رشد اقتصادي بيان مي‌شود؛ بخش دوم به پيشينة مطالعات درخصوص تبيين رابطة مورد بررسي اختصاص دارد و پس از آن در بخش سوم، روش فراتحليل، فرايند اجرا و آزمون‌هاي آماري مربوط به اين روش مطرح مي‌شود؛ در بخش چهارم، به تحليل فرارگرسيون پرداخته مي‌شود؛ بخش پاياني نيز به تفسير نتايج و نتيجه‌گيري مي‌پردازد.
مباني نظري
بخش بانکي توسعه‌يافته يک عامل کليدي در ايجاد رشد اقتصادي قوي است؛ زيرا با هدايت منابع مالي از مصارف غيرمولد به مولد، به کارايي اقتصادي کمک مي‌کند. خاستگاه اين نقش را مي‌توان به کار اصلي شومپيتر (1911) مرتبط دانست. شومپيتر در مطالعة خود اشاره مي‌کند که سيستم بانکي به دليل نقشي که در تخصيص پس‌انداز، تشويق نوآوري و تأمين مالي سرمايه‌گذاري‌هاي مولد دارد، عامل حياتي براي رشد اقتصادي است (دوروسو چيفتچي و ديگران، 2017). عمدة مطالعاتي که در اين حوزه تمرکز داشته‌اند، مطالعاتي هستند که با روش‌هاي تجربي به بررسي رابطة مورد بحث پرداخته‌اند. اين مطالعات چند کانال براي تأثير بخش بانکداري بر رشد اقتصادي شناسايي کرده‌اند که در ادامه مطرح مي‌شود.
بررسي رابطة بخش بانکي و رشد اقتصادي
بخش بانکي توسعه‌يافته يک عامل کليدي در ايجاد رشد اقتصادي قوي است؛ زيرا با هدايت منابع مالي از مصارف غيرمولد به مولد، به کارايي اقتصادي کمک مي‌کند. خاستگاه اين نقش را مي‌توان به کار اصلي شومپيتر (1911) مرتبط دانست. شومپيتر در مطالعة خود اشاره مي‌کند که سيستم بانکي به دليل نقشي که در تخصيص پس‌انداز، تشويق نوآوري و تأمين مالي سرمايه‌گذاري‌هاي مولد دارد، عامل حياتي براي رشد اقتصادي است (دوروسو چيفتچي و ديگران، 2017). آثار اوليه، مانند گلداسميت (1969)، مک کينون (1973) و شاو (1973) شواهد قابل‌توجهي را ارائه کردند که نشان مي‌دهد توسعة سيستم بانکي تأثير مثبتي بر رشد اقتصادي دارد. پس از آن تحقيقات متعددي بر نقش بانک‌ها در رشد اقتصادي متمرکز شده‌اند (به‌عنوان مثال، برونر و ملتزر، 1963؛ برنانکه، 1983؛ کول و ديگران، 2008؛ چانگ و ديگران، 2010؛ اوئدا، 2013؛ الموازيني و ديگران، 2020 و الحربي و ديگران، 2024).
برخي از اين مطالعات در بررسي نقش بانک‌ها در رشد اقتصادي، کانال‌هاي مصرف و سرمايه‌گذاري را مد نظر قرار داده‌اند. ميشکين (1995) در مطالعة خود بيان کرد که برجسته‌ترين کانالي که سيستم مالي از طريق آن بر رشد اقتصادي تأثير مي‌گذارد، کانال مصرف و سرمايه‌گذاري است. آرچر و کريم (2012) دريافتند که مصرف و سرمايه‌گذاري در کوتاه‌مدت منجر به رشد اقتصادي مي‌شود. با اين حال، برخي از محققان مانند رادولسکو و ديگران (2019) در مورد نقش مصرف مردد هستند.
دستة ديگري از مطالعات به مسير تحريک پس‌انداز و تخصيص کارآمد منابع در اثرگذاري بخش بانکي بر رشد اقتصادي اشاره کرده‌اند. يک سيستم بانکي توسعه‌يافته‌تر، وجوه سرمايه‌گذاري بيشتري را جمع‌آوري کرده و آنها را در بين مشاغل توزيع مي‌کند و سرمايه‌گذاري و رشد اقتصادي را تقويت مي‌کند. درواقع رشد و توسعة اقتصادي بدون افزايش کمّي عامل «سرمايه» به‌عنوان يکي از عوامل توليد ممکن نيست و چون براي تمامي اشخاص به دلايل مختلف مقدور نيست که در فعاليت‌هاي خود بتوانند از امکانات و منابع پولي شخصي جهت تأمين نيازهاي موجود استفاده کنند؛ بنابراين ناگزير براي استفاده از تسهيلات و منابع لازم به مؤسسات مالي و اعتباري که مهم‌ترين آنها بانک‌ها هستند، مراجعه مي‌کنند. بانک‌ها با عمليات اعتباري خود سبب مي‌شوند تا مازاد منابعي که در اختيار اشخاص است و آنان به هر دليلي توانايي به‌کارگيري آن را در پروژه‌هاي اقتصادي ندارند به افرادي که ابتکار و خلاقيت و کارآفريني دارند و فاقد سرمايه هستند، منتقل شود که از اين طريق، توليدات کشور نيز افزايش خواهد يافت (فراهاني‌فرد و ديگران، 1394).
بررسي رابطة بانکداري اسلامي و رشد اقتصادي
هم‌زمان با توسعة صنعت بانکداري اسلامي و رشد دارايي‌هاي بانک‌هاي اسلامي مطابق شکل (1)، ادبيات نظري تأثير بانکداري اسلامي بر بخش واقعي اقتصاد با محوريت عقود بانکي گسترش يافته است. عمدة اين مطالعات بر اين تأکيد دارند که بانکداري اسلامي مي‌تواند بر بهبود توسعة مالي و تسريع رشد تأثير داشته باشد (چپرا، 1993؛ انس و ديگران، 2017؛ طهرائويي و اوئر، 2024).
شکل 1: روند دارايي‌هاي بانک‌هاي اسلامي جهان (ميليارد دلار)
منبع: گزارش توسعة مالي اسلامي (2023)
کانال‌هاي اثرگذاري بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي، مشابه کانال‌هاي بين بانکداري متعارف و بخش واقعي اقتصاد است و تفاوت آنها در شدت اثرگذاري است. سازوکاري که بانک‌هاي اسلامي از طريق آن کار مي‌کنند، تأثيرگذاري بر متغيرهاي واقعي اقتصادي مانند مصرف، سرمايه‌گذاري و... است. اين کار از طريق قراردادهاي تأمين مالي مبتني‌بر سهام مانند تأمين مالي مضاربه، تأمين مالي مشارکت و... انجام مي‌شود (ساليم و محمود، 2022)؛ علاوه بر اين، يک جايگزين شرعي براي تأمين مالي بدهي، تأمين مالي مرابحه است که به‌طور گسترده توسط بانک‌هاي اسلامي، به‌منظور تأمين نيازهاي مشتريان خود استفاده مي‌شود.
بانک‌هاي اسلامي با ارائة مدل مشارکت در سود و زيان بين بانک و مشتريان آن، تجارت خود را در محيطي بدون بهره انجام مي‌دهند. مدل مشارکت در سود و زيان، کارايي تخصيص سرمايه را بهبود مي‌بخشد؛ زيرا بازگشت سرمايه به بهره‌وري و سودآوري پروژة تأمين مالي‌شده بستگي دارد. اين نوع از تأمين مالي با حذف بي‌عدالتي ناشي از تأمين مالي مبتني‌بر بهره، فعاليت‌هاي کارآفريني را تشويق مي‌کند؛ همچنين ريسک را به شيوه‌اي منصفانه توزيع مي‌کند، به‌طوري‌که کارآفرين ريسک‌پذير را تشويق مي‌کند تا پروژه‌هاي بيشتري را با همان سطح نگرش ريسک‌پذيري که قبلاً دارد، انجام دهد (الگالفي و خيار، 2012).
نکتة ديگر بحث تأمين مالي کسب و کارهاي کوچک و اشخاص با دهک‌هاي پايين درآمدي است. چنانچه مشاهده شده است، توليدکنندگان کوچک و کشاورزان در مقايسه با واحدهاي توليدي بزرگ‌تر با مشکلات بسيار بيشتري در اخذ اعتبار کوتاه‌مدت، ميان‌مدت و بلندمدت از طريق مجاري نهادي مواجه هستند. محدوديت اصلي براي دسترسي به منابع مالي، فقدان وثيقه‌هاي مشهود است. عبدولي (1991) استدلال مي‌کند که بانکداري اسلامي اين مانع تبعيض‌آميز را مي‌شکند و بنگاه‌هاي کوچک را قادر مي‌سازد تا منابع مالي را بر مبنايي مشارکتي به‌دست آورند که در آن وثيقه لازم نيست. او استدلال مي‌کند که روية رايج مؤسسات بانکي غربي در اعطاي تسهيلات اعتباري فقط به کساني است که مي‌توانند وثيقة مشهود کافي ارائه دهند؛ بنابراين افراد ثروتمند با وثيقه‌هاي بيشتر، شانس بالاتري براي دريافت تسهيلات دارند. بانکداري اسلامي به دليل ماهيت عمليات خود، بُعد جديدي را ارائه مي‌دهد. ازآنجايي‌که بانکداري اسلامي يک سيستم مبتني‌بر تأمين مالي مشارکتي است، به‌اندازة بانک‌هاي غربي / متعارف به وثيقه‌هاي ملموس وابسته نيست. چنين دسترسي به منابع مالي که کاملاً به ثروت وابسته نيست، در نهايت منجر به توزيع بهتر درآمد و بهبود بيشتر در رفاه مي‌شود. الگاتيس (2011) نيز استدلال مي‌کند که بر خلاف روش‌هاي متعارف تأمين مالي، تأمين مالي اسلامي تنها بر اعتبار مشتري متمرکز نيست؛ بلکه بر شايستگي و سودآوري پروژه‌اي که قرار است تأمين مالي شود، متمرکز است. مفهوم مشارکت سود اسلامي با تشويق توزيع برابر درآمد به تقويت توسعة اقتصادي کمک مي‌کند که منجر به منافع بيشتر براي عدالت اجتماعي و رشد اقتصادي پايدار مي‌شود.
تأمين مالي مبتني‌بر بدهي و عمليات سفته‌بازي نامرتبط به توليد، در بانکداري اسلامي به شدت محدود مي‌شود. از سوي ديگر در همة عقود مشارکتي اسلامي، فعاليتي حقيقي وجود دارد که به رشد اقتصادي مي‌انجامد. به‌طورکلي يک سيستم مالي اسلامي بهينه تا حد زيادي مبتني‌بر حقوق صاحبان سهام است که دلالت بر يک همبستگي قوي بين بخش‌هاي مالي و واقعي اقتصاد دارد (قاسم، 2016)؛ علاوه بر اين، همانند ساير سازمان‌ها در نظام اقتصادي اسلامي، ارتقاي رشد اقتصادي (منافع اجتماعي) يکي از وظايف اصلي همة نهادهاي مالي اسلامي است.
به‌طور خلاصه ادبيات نظري اين حوزه نشان مي‌دهد که با توجه به ارتباط مشخص و نزديک ابزارهاي پولي و بانکي اسلامي به‌ويژه عقود و اوراق مشارکتي با بخش واقعي اقتصاد، مي‌توان اثرات عمليات بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي و متغيرهاي واسطه مانند مصرف و سرمايه‌گذاري را پررنگ‌تر از اثرات مالي متعارف دانست و با وجود اشتراک در کانال‌هاي اثرگذاري، صنعت مالي اسلامي به دليل ماهيت خود، از شدت اثر بالاتري برخوردار است.
پيشينة پژوهش
با رشد عمليات بانکي اسلامي در سرتاسر جهان، مطالعاتي که اثرات بانکداري اسلامي بر متغيرهاي کلان اقتصادي و به‌خصوص رشد اقتصادي را بررسي مي‌کنند، رشد قابل‌توجهي داشته است. در اين بخش از پژوهش، خلاصه‌اي از مطالعات تجربي خارجي و داخلي انجام‌شده مرتبط با موضوع، ارائه مي‌شود.
الف) مطالعات خارجي
انس و ديگران (2017) از طريق مطالعه در نمونه‌اي از 9 کشور، طي دورة (2008ـ2014) با به‌کارگيري روش گشتاورهاي تعميميافته (GMM)، به بررسي ارتباط بين بانکداري اسلامي و رشد اقتصادي پرداختند. نتايج مطالعة آنها وجود يک همبستگي مثبت، اما نه قوي براي تأثير بانک‌هاي اسلامي بر رشد اقتصادي را تأييد مي‌کند؛ همچنين بررسي اثرات حساب‌هاي سرمايه‌گذاري بانک‌هاي اسلامي نشان مي‌دهد که سرماية سرمايه‌گذاري‌شده توسط بانک‌هاي اسلامي، سودآوري را بهبود بخشيده و رشد اقتصادي را تقويت مي‌کند.
در مطالعة بندريوش و ديگران (2020)، رابطة بين عملکرد بانک‌هاي اسلامي و رشد اقتصادي در کشورهاي بحرين، امارات، کويت، عمان، قطر و عربستان در دورة زماني 2010ـ2017 بررسي شده است. آنها با استفاده از داده‌هاي 27 بانک اسلامي و روش حداقل مربعات جزئي (PLS) به اين نتيجه رسيدند که رابطة مثبتي بين عملکرد بانک‌هاي اسلامي و رشد اقتصادي به‌ويژه براي سال‌هاي بلافاصله پس از بحران مالي جهاني وجود دارد. به‌عبارت‌ديگر، عملکرد بانک‌هاي اسلامي عمدتاً در دورة پس از بحران مالي به رشد اقتصادي کمک کرده است.
پژوهش ميفراهي و توهيرين (2020) با هدف بررسي تأثير تأمين مالي بانکي اسلامي بر رشد اقتصادي در 6 کشور اسلامي انجام شده است. براي مقايسه با ساير سيستم‌هاي بانکداري اسلامي، ايران و سودان نيز در اين مطالعه گنجانده شده‌اند. اين مقاله با استفاده از داده‌هاي تابلويي سالانه (2005ـ2015)، از رويکرد مدل‌هاي تحليل ميانجي چندگانه استفاده مي‌کند. يافته‌ها نشان مي‌دهد که تأمين مالي بانکداري اسلامي به‌طور مستقيم بر رشد اقتصادي تأثير معناداري ندارد. با اين حال، تأمين مالي بانکداري اسلامي احتمالاً مي‌تواند رشد اقتصادي را به‌طور غيرمستقيم از طريق سرمايه‌گذاري و مخارج مصرفي تحت تأثير قرار دهد.
مطالعة ساليم (2022) به بررسي تأثير تأمين مالي بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي مي‌پردازد. اين پژوهش با به‌کارگيري روش معادلات هم‌زمان (SEM) براي نمونه 5 کشور اسلامي در دورة زماني 2005ـ2019، به اين يافته مي‌رسد که هيچ اثر مستقيم و معناداري از تأمين مالي بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي وجود ندارد. با اين وجود، نتيجه مي‌گيرد که تأمين مالي بانکداري اسلامي از طريق متغيرهاي واسطه‌اي مانند سرمايه‌گذاري و مصرف، تأثير غيرمستقيم مهمي بر رشد اقتصادي دارد.
طهرائويي و اوئر (2024) به تجزيه‌و‌تحليل تأثير عملکرد مالي بانک‌هاي اسلامي بر رشد اقتصادي کشورهاي عربستان، امارات، کويت و قطر پرداختند. براي اين تحليل آنها از روش‌هاي اثرات ثابت، اثرات تصادفي و حداقل مربعات معمولي (OLS) بهره بردند. نتايج برآورد آنها براي دورة زماني 2014ـ2021 نشان مي‌دهد که عملکرد مالي اسلامي از طريق سودآوري تأثير مثبت و معناداري بر رشد اقتصادي دارد؛ همچنين تأثير تورم بر رشد اقتصادي از نظر آماري معنادار و منفي است.
ب) مطالعات داخلي
صمصامي و توکلي (۱۳۹۱) در مطالعة «اثر اجراي بانکداري بدون ربا بر سرمايه‌گذاري، رشد اقتصادي و تورم در ايران»، به بررسي اثرات اجراي قانون بانکداري بدون ربـا پرداختند. اين مطالعه با به‌کارگيري روش رگرسيون حداقل مربعات سه‌مرحله‌اي (TSLS) براي دورة زماني ۱۳3۸ـ۱۳8۸، به اين نتيجه مي‌رسد که ابلاغ قانون بانکداري بدون ربا اثر معناداري بر متغيرهاي سرمايه‌گذاري، رشد اقتصادي و تورم در ايران ندارد؛ همچنين بررسي‌هاي انجام‌شده بر روي شيوة اجراي قانون عمليات بانکي بدون ربا نشان مي‌دهد که اين قانون در چارچوب قراردادهاي بانکي پياده‌شده در بيشتر موارد به‌صورت صوري اجرا گرديده است و اين ناکارآمدي ناشي از عدم عمل به مفاد قانون است. نتايج حاصل از الگو نيز اين نکته را تأييد مي‌کنند.
موسويان و ورمزياري (۱۳۹1)، ارتباط بين تأمين مالي بانکداري بدون ربا و رشد اقتصادي در ايران را با داده‌هاي فصلي طي سال‌هاي ۱۳8۰ـ۱۳9۰ و استفاده از مدل خودرگرسيوني با وقفه‌هاي توزيعي (ARDL) بررسي کرده‌اند. نتايج مطالعه نشان مي‌دهد که رشد اقتصادي و تأمين مالي بانکداري بدون ربا، رابطة عليت دو طرفه دارند، اما اين رابطه سطح معناداري ضعيفي دارد که مطالعة علت آن را ضعيف بودن ساختار بازار مالي در ايران و عدم سرمايه‌گذاري و تأمين مالي مناسب پروژه‌هاي اقتصادي مي‌داند. افزون بر اين، نتايج نشان‌دهندة اثر مثبت و معنادار تأمين مالي بانکداري بدون ربا در ايران بر روي رشد اقتصادي است.
اميري و ديگران (1399) به بررسي رابطة بين تأمين مالي و رشد اقتصادي با تأکيد بر بانک و بازار سرمايه در کشورهاي اسلامي با استفاده از روش گشتاورهاي تعميميافته پرداختند. نتايج حاصله براي نمونه 18 کشور اسلامي در دورة زماني 2000ـ2016 نشان مي‌دهد که بازار سرمايه و بانک تأثير مثبت و معناداري بر رشد اقتصادي دارد و بازار بيمه تأثير معناداري بر رشد اقتصادي ندارد.
باختر چوري و ديگران (1401) در مطالعه‌اي با عنوان «تأثير اجراي بانکداري اسلامي بر زير بخش‌هاي مهم اقتصاد ايران»، به بررسي رابطة بانکداري اسلامي و رشد اقتصادي پرداخته‌اند. روابط ميان متغيرها در اين مطالعه با استفاده از روش معادلات هم‌زمان بر اساس داده‌هاي آماري 1371ـ1396 مورد بررسي قرار گرفته است. فرضيه‌هاي تحقيق با استفاده از روش حداقل مربعات دومرحله‌اي (2SLS) و در نظر گرفتن ناهمساني واريانس و رفع آن با استفاده از حداقل مربعات تعميميافته (GLS) مورد تجزيه‌و‌تحليل قرار گرفته است. يافته‌هاي مطالعه نشان مي‌دهد با افزايش و توسعة بانکداري اسلامي و اجراي صحيح آن، شاخص رشد اقتصادي بهبود يافته است؛ همچنين بهبود و توسعة بانکداري اسلامي سبب افزايش سرمايه‌گذاري در کشور مي‌شود. رابطة مثبت و معناداري بين سرماية انساني و رشد اقتصادي وجود دارد. شاخص‌هاي بهره‌وري سرمايه و پس‌انداز رابطة مثبت و معنادار با رشد اقتصادي دارد.
مرور نتايج کمّي مطالعات با سؤال مشترک (تأثير بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي چگونه است؟)، نشان از نتايج مختلف و متناقض در اين مطالعات دارد. پژوهش حاضر با تعريف مجموعة جامعي از متغيرهاي کنترل بر اساس مدل‌هاي رگرسيوني مطالعات اوليه، سعي در توضيح دلايل اختلاف نتايج مطالعات پيشين دارد. علاوه بر اين، ترکيب نتايج مطالعات قبلي، اندازة اثر متوسط تأثير بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي را نتيجه مي‌دهد. در رابطه با موضوع مورد مطالعه، استفاده از روش فرارگرسيون سابقه ندارد يا اگر انجام شده در پايگاه‌هاي اطلاعاتي منتشر نشده است. مطالعاتي مانند چفاي (2022) نيز با روش فرارگرسيون به حوزة بانکداري اسلامي ورود کرده‌اند. اين مطالعات عمدتاً به مقايسة بهره‌وري بانکداري اسلامي با بانکداري متعارف پرداخته‌اند. بنابراين به لحاظ موضوعي با پژوهش حاضر که تأثير عملکرد بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي را سنجيده است، متفاوت هستند. علاوه بر اين، برخلاف اين دو مطالعه که از روش سنتي فرارگرسيون استفاده کرده‌اند، پژوهش حاضر از تحليل فرارگرسيون چندسطحي بهره مي‌برد. اين روش مي‌تواند با کنترل عوامل ناهمگني نتايج دقيق‌تري در مورد تأثير بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي حاصل نمايد.
1. روش پژوهش
اين مطالعه براي بررسي تأثير بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي، از روش فرارگرسيون استفاده مي‌کند. استفاده از اين روش زماني موضوعيت پيدا مي‌کند که مطالعاتي با سؤال مشابه به پاسخ‌هاي متفاوتي رسيده باشند و اجماع نظر وجود نداشته باشد. در چنين حالتي محققان براي بررسي تناقض موجود بين نتايج مطالعات، شناسايي عواملي که باعث اختلاف در نتايج شده‌اند و تأثير هريک از اين عوامل بر رابطة مورد تحليل، از روش مذکور استفاده مي‌کنند. فرارگرسيون يک نسخة پيشرفته از فراتحليل است که عمليات فراتحليل را در دو سطح درون مطالعه‌اي و بين مطالعه‌اي انجام مي‌دهد. فراتحليل، يک ارزيابي کمّي از رابطة بين دو متغير هدف است (گورويچ و ديگران، 2018)؛ همچنين مي‌توان از آن براي آزمايش فرضيه‌هاي نظري رقيب در مقابل يکديگر يا شناسايي عوامل مهمي که باعث اختلاف در نتايج مطالعات اوليه شده، استفاده کرد (برگ و ديگران، 2016). به‌طور خلاصه در اين روش، نتايج کمّي مطالعات اوليه با روش‌هاي آماري با هم ترکيب مي‌شود تا اندازة اثر متوسط رابطة مورد بررسي، به‌دست آيد و در گام بعدي متغيرهاي کنترل به مدل فرارگرسيون اضافه مي‌شوند تا تأثير هريک از عوامل ناهمگني در نتايج مطالعات اوليه، بر رابطة مورد پژوهش، مشخص شود. انجام اين دو گام، مستلزم طي کردن فرايندي است که در ادامه به آن پرداخته خواهد شد.
1ـ1. فرايند اجراي روش فراتحليل
اهميت فزايندة فراتحليل در تحقيقات منجر به انتشار دستورالعمل‌هايي در سال‌هاي اخير شده است که استانداردهايي در زمينه‌هاي مختلف پژوهشي مانند تجارت بين‌الملل (استيل و ديگران، 2021)، اقتصاد و امور مالي (گير ـ کلينگبرگ و ديگران، 2020؛ هورانک و ديگران، 2020) و بازاريابي (آيند، 2017؛ گروال و ديگران، 2018)، ارائه مي‌دهند (هنسن و ديگران، 2022). در اين مطالعه براي انجام فرايند فراتحليل از دستورالعمل هورانک و ديگران (2020)، استفاده مي‌شود. فرايند اجراي فراتحليل در 4 بخش خلاصه مي‌شود. تعيين سؤالات پژوهش، استراتژي جست‌وجوي مطالعات و تعيين پروتکل غربال مطالعات، استخراج اطلاعات و تعريف متغيرهاي کنترل و تجزيه‌و‌تحليل آماري و انتخاب مدل، اين 4 مرحله را تشکيل مي‌دهند.
1ـ1ـ1. تعيين سؤالات پژوهش
نتايج بررسي تأثير بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي به دليل ناهمگني نمونه‌هاي مورد استفاده، مشخصات مدل رگرسيوني، برآوردگرهاي مورد استفاده و ساير عواملي که در اين مطالعه شناسايي مي‌شود، متفاوت است. با توجه به اختلاف نتايج مطالعات اوليه، سؤالات اصلي اين پژوهش به اين شکل تعيين مي‌شوند:
الف) برآيند نتايج مطالعات تجربي حوزة بانکداري اسلامي، تأثير بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي را چه ميزان ارزيابي مي‌کند؟
ب) عوامل مؤثر بر ناهمگني نتايج مطالعات (متغيرهاي کنترل)، چگونه برآيند نتايج را تحت تأثير قرار مي‌دهند؟
2ـ1ـ1. استراتژي جست‌وجوي مطالعات و تعيين پروتکل غربال مطالعات
به‌منظور پاسخ به سؤالات پژوهش و انجام فراتحليل، در مطالعة حاضر به‌طور نظام‌مند، تمام شواهد تجربي موجود در پايگاه‌هاي اطلاعاتي با محوريت کليدواژه‌هاي (بانکداري اسلامي و رشد اقتصادي) و معادل انگليسي آنها، مورد جست‌وجو قرار گرفت. يکي از نقدها و محدوديت‌هاي شناخته‌شده براي فراتحليل، ترکيب نتايج مطالعات مختلف است که به نقد «ترکيب سيب و پرتقال» معروف است. نسخه‌هاي جديد فراتحليل با اجراي نظام‌مند فرايند فراتحليل و تعيين پروتکل غربال مطالعات، به سمت يکپارچه‌سازي مطالعات منتخب براي ورود به فراتحليل حرکت کرده‌اند که تا حد زيادي باعث رفع محدوديت مذکور شده است. اين مطالعه نيز پس از مرحلة جست‌وجو از چنين پروتکلي بهره مي‌گيرد. پروتکل غربال مطالعات، کمک مي‌کند تا روي سؤالي که مطالعه به آن پاسخ مي‌دهد، متمرکز بماند (الشاکرچي، 2022) و احتمال سوگيري در مسير انجام فراتحليل را کاهش مي‌دهد (چندلر و ديگران، 2019). بنابراين پس از تکميل فرايند جست‌وجو، به‌منظور انتخاب مطالعات مناسب براي فراتحليل، نتايج جست‌وجو بر اساس 5 معيار پروتکل ذيل، غربال شدند. براي طراحي پروتکل فراتحليل در اين مطالعه از چارچوب استاندارد (Preferred Reporting Items for Systematic Reviews) PRISMA استفاده شده است. اين چارچوب در سال 2015 با هدف تسهيل توسعه و گزارش پروتکل‌هاي بررسي نظام‌مند در وب‌سايت کتابخانة دانشگاه هاروارد منتشر شد.
1. مطالعه يک پژوهش تجربي باشد که شامل حداقل يک رگرسيون يا يک تجزيه‌و‌تحليل همبستگي است؛
2. مطالعات سري زماني حذف شدند و صرفاً مطالعات بين کشوري و بر اساس داده‌هاي تابلويي مدنظر قرار گرفتند. اين عمل به‌منظور اطمينان از اين است که نتايج صرفاً براي يک زمينة خاص (مثلاً ملي) معتبر نباشد. انجام فراتحليل روي مطالعات سري زماني مطالعة ديگري را مي‌طلبد؛
3. متغير مربوط به رشد اقتصادي به‌عنوان متغير وابسته در نظر گرفته شده باشد. به‌طورکلي مطالعات اولية حوزة مدنظر، مدل‌هايي را تخمين مي‌زنند که مشخصات آنها تقريباً شبيه معادلة ذيل است:
(1)
که در آن Y معيار رشد اقتصادي است، X بردار متغيرهاي کنترلي، IB شاخص ارزيابي عملکرد بانک اسلامي و ν يک عبارت خطا است. براي به‌دست آوردن تخميني از تأثير بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي که با برآيند نتايج مطالعات اوليه به‌دست مي‌آيد، از مدل فرارگرسيون ذيل استفاده مي‌شود:
(2)
که در آن effecti نشان‌دهندة رابطة بانکداري اسلامي و رشد اقتصادي، SEi خطاي استاندارد اثر متوسط برآورد شده، Zjk يک بردار از متغيرهاي کنترل که نشان‌دهندة تفاوت در مطالعات اوليه است و αk ضريب فرارگرسيون است، که منعکس‌کنندة اثر خاص هر متغير کنترل بر رابطة مورد بررسي است و ei بيانگر اختلال فرارگرسيون است؛
4. متن کامل مقاله قابل دسترسي باشد؛
5. داده‌هاي مورد نظر براي استخراج و انجام فراتحليل در هر مطالعه کامل باشد.
پس از انتخاب مطالعات مناسب براي ورود به فراتحليل بر اساس پروتکل تعريف‌شده، مرحلة استخراج اطلاعات از اين مطالعات آغاز مي‌شود.
3ـ1ـ1. استخراج اطلاعات و تعريف متغيرهاي کنترل
فرايند جست‌وجوي يک فراتحليل بايد نظام‌مند، قابل تکرار و شفاف باشد و به نمونه‌اي منجر شود که شامل تمام مطالعات مرتبط باشد (گزنباوئر و هاداوي، 2020). به اين منظور مراحل جست‌وجو و انتخاب مطالعات به‌طور شفاف در ادامه مطرح مي‌شود: مرحلة نخست با جست‌وجوي کليدواژه‌هاي بانکداري اسلامي و رشد اقتصادي در پايگاه‌هاي اطلاعاتي آغاز شد، که تعداد 460000 مطالعه را نتيجه داد (اين تعداد بر اساس شمارشگر پايگاه‌هاي اطلاعاتي ثبت و جست‌وجوي مطالعات اوليه در تاريخ 25 تير سال 1403 متوقف شد)؛ سپس با بررسي و فيلتر عنوان اين مقالات و کنار گذاشتن عنوان‌هاي نامرتبط، تعداد 195 مقاله حاصل شد. تا اين مرحله مقالات با استفاده از ابزارهاي جست‌وجوي پيشرفته پايگاه‌هاي اطلاعاتي فيلتر شدند. پس از آن مقالاتي که امکان دسترسي به متن آنها وجود نداشت، حذف شدند و تعداد مقالات به عدد 124 رسيد. در ادامه با بررسي چکيدة مقالات با محوريت بررسي رابطة بانکداري اسلامي و رشد اقتصادي، تعداد 87 مطالعه که در راستاي پاسخ‌گويي به سؤالات پژوهش بودند، استخراج و کدگذاري شدند. پس از قرار دادن اين مطالعات در پروتکل فراتحليل و بررسي متن کامل مطالعات، مطالعات با اطلاعات ناکافي براي محاسبة اندازة اثر، مطالعات کيفي، مطالعات سري زماني و مطالعاتي که متغير وابسته‌شان با پروتکل مغايرت داشت، کنار گذاشته شدند. نهايتاً تعداد 9 مطالعه براي استخراج داده انتخاب شدند و اطلاعات آنها در صفحة گستردة اکسل وارد شد.
در همين مرحله با بررسي مدل‌هاي رگرسيوني و اطلاعات آماري مطالعات منتخب، متغيرهاي کنترل به شرح جدول (1) مشخص شدند.
جدول 1: توضيح متغير
رديف متغير توضيحات
متغيرهاي مربوط بهاندازهگيري عملکرد بانکداري اسلامي
1 Inv Ac اگر عمليات بانکي اسلامي با حساب‌هاي سرمايه‌گذاري مشخص شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
2 TA اگر عملکرد بانکداري اسلامي با کل دارايي‌هاي بانکي اندازه‌گيري شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
3 TD اگر عملکرد بانکداري اسلامي با کل سپرده‌هاي بانکي اندازه‌گيري شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
4 ROD اگر عملکرد بانکداري اسلامي با بازده سپرده‌ها اندازه‌گيري شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
5 ROB اگر عملکرد بانکداري اسلامي با بازدة بانک‌ها اندازه‌گيري شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
6 ROA اگر عملکرد بانکداري اسلامي با بازدة دارايي‌ها اندازه‌گيري شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
7 ROE اگر عملکرد بانکداري اسلامي با بازدة سهام اندازه‌گيري شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
8 NPM اگر عملکرد بانکداري اسلامي با خالص سود نهايي اندازه‌گيري شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
9 CAR اگر عملکرد بانکداري اسلامي با نسبت کفايت سرمايه اندازه‌گيري شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
10 AQ اگر عملکرد بانکداري اسلامي با کيفيت دارايي اندازه‌گيري شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
11 LIQ اگر عملکرد بانکداري اسلامي با نسبت دارايي‌هاي نقد به کل دارايي اندازه‌گيري شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
12 MAN اگر عملکرد بانکداري اسلامي با نسبت هزينه‌هاي عملياتي به درآمد ناخالص اندازه‌گيري شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
13 NI/ATA اگر عملکرد بانکداري اسلامي با نسبت درآمد خالص به کل دارايي اندازه‌گيري شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
14 CI اگر عملکرد بانکداري اسلامي با نسبت هزينه به درآمد اندازه‌گيري شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
15 LLR/GL اگر عملکرد بانکداري اسلامي با نسبت ذخيرة عدم پرداخت وام به وام ناخالص اندازه‌گيري شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
16 ILE اگر عملکرد بانکداري اسلامي با نسبت وام‌هاي غيرجاري به دارايي سهام اندازه‌گيري شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
17 LAD اگر عملکرد بانکداري اسلامي با نسبت دارايي‌هاي نقدي به سپرده‌ها و وجوه کوتاه‌مدت اندازه‌گيري شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
18 NLD اگر عملکرد بانکداري اسلامي با نسبت وام خالص به سپرده‌ها و وجوه کوتاه‌مدت اندازه‌گيري شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
19 FT اگر عملکرد بانکداري اسلامي با نسبت دارايي سهام به دارايي کل اندازه‌گيري شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
متغيرهاي مربوط بهاندازهگيري رشد اقتصادي
20 Gdp Annual اگر براي رشد اقتصادي از متغير رشد اقتصادي سالانه استفاده شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
21 Gdp PerCap اگر براي رشد اقتصادي از متغير رشد اقتصادي سرانه استفاده شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
متغيرهاي کنترل بر اساس مدل رگرسيوني مطالعات اوليه
22 Log Gr اگر متغير وابسته لگاريتمي باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
23 Log IB اگر متغير مربوط به بانکداري اسلامي لگاريتمي باشد، اين متغير مجازي برابر 1، در غير اين صورت صفر است.
24 Openness اگر آزادي تجاري در مدل رگرسيوني مطالعة اوليه به‌عنوان متغير مستقل لحاظ شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
25 GFCF اگر تشکيل سرماية ثابت ناخالص در مدل رگرسيوني مطالعة اوليه به‌عنوان متغير مستقل لحاظ شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
26 Int Rate (R) اگر نرخ بهرة واقعي در مدل رگرسيوني مطالعة اوليه به‌عنوان متغير مستقل لحاظ شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
27 EXR اگر نرخ ارز در مدل رگرسيوني مطالعة اوليه به‌عنوان متغير مستقل لحاظ شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
28 GQ اگر کيفيت دولت در مدل رگرسيوني مطالعة اوليه به‌عنوان متغير مستقل لحاظ شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
29 Hum Cap اگر سرماية انساني در مدل رگرسيوني مطالعة اوليه به‌عنوان متغير مستقل لحاظ شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
30 Capital اگر سرمايه در مدل رگرسيوني مطالعة اوليه به‌عنوان متغير مستقل لحاظ شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
31 Labor اگر نيروي کار در مدل رگرسيوني مطالعة اوليه به‌عنوان متغير مستقل لحاظ شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
32 Inf اگر تورم در مدل رگرسيوني مطالعة اوليه به‌عنوان متغير مستقل لحاظ شده باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
متغيرهاي مربوط به دورة زماني مطالعات
33 2000 اگر داده‌ها مربوط به دهة 2000 باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
34 2010 اگر داده‌ها مربوط به دهة 2010 باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
35 2020 اگر داده‌ها مربوط به دهة 2020 باشد، اين متغير مجازي برابر با 1، در غير اين صورت صفر است.
منبع: اطلاعات پژوهش
متغيرهاي کنترل جدول (1) ـ که به‌منظور شناسايي و کنترل عوامل ناهمگني در نتايج مطالعات اوليه، در مطالعه حاضر استفاده مي‌شوند ـ بر اساس استفاده و تکرار در الگوهاي رگرسيوني مطالعات اوليه، در نظر گرفته شده‌اند.
4ـ1ـ1. تجزيه‌و‌تحليل آماري و انتخاب مدل
به‌منظور تجزيه‌و‌تحليل آماري نتايج مطالعات اوليه، داده‌هاي کمّي مستخرج از 9 مطالعه شامل 31 رگرسيون و 89 ضريب تأثير بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي، کدگذاري شدند. پس از کدگذاري، اطلاعات مستخرج به‌منظور انتخاب مدل به نرم‌افزار CMA وارد شدند. انتخاب مدل در فراتحليل از آنجا اهميت دارد که وزن مطالعات تحت تأثير انتخاب مدل اثرات ثابت يا مدل اثرات تصادفي قرار مي‌گيرد. بنابراين اگر بر اساس تحليل ناهمگني يکي از اين دو رويکرد انتخاب شود، وزن مطالعات به‌طور قابل‌توجهي متفاوت خواهد شد و اين تغيير وزن، کلية نتايج بعدي تحليل را تحت تأثير خود قرار خواهد داد (بورنشتاين و ديگران، 2011). جدول (2) نتايج آزمون Q کوکران را براي انتخاب مدل اثرات ثابت يا مدل اثرات تصادفي، گزارش مي‌دهد.
جدول 2: آزمون Q کوکران
Q-value درجة آزادي Q P-value
776/23 8 002/0
منبع: محاسبات پژوهش با استفاده از نرم‌افزار CMA
آزمون Q مبتني‌بر توزيع کاي دو (χ2) و درجة آزادي k-1 مي‌باشد که k در اينجا به تعداد مطالعات اوليه اشاره مي‌کند. فرضية H0 در اين آزمون، همگني مطالعات و فرضية H1 ناهمگني مطالعات را نشان مي‌دهد. عدم رد فرض همگني مطالعات باعث انتخاب مدل اثرات ثابت مي‌شود و رد فرض همگني منجر به انتخاب مدل اثرات تصادفي مي‌گردد (هارول، 1997). با توجه به مقدار (P-value) گزارش‌شدة اين آزمون، فرضية H0 اين آزمون در سطح معناداري 5 درصد رد مي‌شود و فرضية ناهمگني مطالعات تأييد مي‌شود. بنابراين نتايج اين آزمون نشان مي‌دهد که مطالعات اولية واردشده در فراتحليل ناهمگن هستند و در برآورد اندازة اثر متوسط بايد از مدل اثرات تصادفي استفاده نمود.
2. نتايج برآيندگيري از مطالعات اوليه
ترکيب و برآيندگيري وزني ضرايب رگرسيوني مطالعات اوليه، اندازة اثر متوسط را نتيجه مي‌دهد. جدول (3) نتايج مربوط به اين فرايند را نشان مي‌دهد.
جدول 3: نتايج ترکيب مطالعات
تعداد مطالعات تعداد رگرسيون‌ها تعداد ضرايب بانکداري اسلامي اندازة اثر متوسط فاصلة اطمينان 95% Z-value P-value
9 31 89 0984/0 1800/0 _ 0154/0 3222/2 0202/0
منبع: محاسبات پژوهش با استفاده از نرم‌افزار CMA؛ *** p<0/01/** p<0/05/* p<0/1
اندازة اثر متوسط، شدت و نوع اثرگذاري متغيرهاي هدف را مشخص مي‌کند. علامت مثبت اندازة اثر متوسط گزارش‌شده در جدول (3)، تأثير مثبت (مستقيم) عملکرد بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي را نشان مي‌دهد، که بر اساس آماره‌هاي Z و P، اين رابطه معنادار است. علاوه بر اين، مقدار اندازة اثر متوسط (0984/0) با توجه به معيار تفسير کوهن، شدت اثرگذاري کوچک را نشان مي‌دهد. بنابراين پاسخ به سؤال اول پژوهش (برآيند نتايج مطالعات تجربي حوزة بانکداري اسلامي، تأثير بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي را چه ميزان ارزيابي مي‌کند؟) نشان مي‌دهد که تأثير عملکرد بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي مثبت و کوچک است.
1ـ2. بررسي اعتبار نتايج و تورش انتشار
تورش انتشار از اين واقعيت ناشي مي‌شود که يافته‌هاي مهم و معنادار به نسبت يافته‌هاي نامعنادار به احتمال زياد منتشر مي‌شوند؛ زيرا محققان نتايج نامعنادار را ارسال نمي‌کنند و داوران نيز تمايل دارند مطالعات با اين نوع نتايج را رد کنند (هنسن و ديگران، 2022). اين موضوع به‌عنوان سوگيري انتشار شناخته مي‌شود. به عبارت بهتر، تورش انتشار زماني اتفاق مي‌افتد که نتيجة يک آزمايش يا مطالعه بر تصميم‌گيري دربارة انتشار و چاپ آن تأثير بگذارد (سونگ و ديگران، 2010). تأثير اين سوگيري اين است که مطالعات فراتحليلي اگر مطالعات منتشر نشده را شامل نشده باشند، اثرات را بيش از حد برآورد مي‌کنند.
سوگيري انتشار را مي‌توان با روش‌هاي گرافيکي و آماري بررسي کرد. نمودار قيفي يک ابزار گرافيکي ساده است که مي‌تواند يک نماي کلي از توزيع اندازة اثر ارائه دهد و به تشخيص سوگيري انتشار کمک کند (استنلي و دوکولياگوس، 2010). نمودار قيفي همچنين مي‌تواند در شناسايي نقاط پرت بالقوه کمک کند (ويختباوئر و چونگ، 2010). علاوه بر روش گرافيکي، چندين روش آماري مانند آزمون همبستگي رتبه‌اي بگ و مازومدر (1994)، آزمون رگرسيون اِگِر و... را مي‌توان براي آزمايش سوگيري انتشار استفاده کرد.
1ـ1ـ2. بررسي گرافيکي تورش انتشار
در نمودار (2) دايره‌ها، نشان‌دهندة اندازة اثرهاي حاصل فراتحليل درون مطالعه‌اي است. خط وسط قيف، بر اساس نتايج ترکيب مطالعات و اندازة اثر متوسط مشخص شده است.
نمودار 2: نمودار قيفي
منبع: محاسبات پژوهش با استفاده از نرم‌افزار CMA
بررسي نمودار (2) بيانگر اين موضوع است که پراکندگي اندازة اثرها، نسبتاً متقارن مي‌باشد. اين تقارن نسبي به اين معناست که فراتحليل دچار تورش ناشي از انتشار نشده است، اما براي بررسي کمّي و دقيق تقارن و تورش انتشار، نمودار قيفي کافي نيست و بايد آزمون مربوط به بررسي تقارن و تورش انتشار انجام پذيرد.
2ـ1ـ2. آزمون‌هاي آماري بررسي تورش انتشار
نتايج آزمون اِگِر و آزمون همبستگي رتبه‌اي بگ و مازومدر در جدول (4) براي بررسي کمّي تورش انتشار در اين فراتحليل، قابل مشاهده است.
جدول 4: نتايج آزمون‌هاي تورش انتشار
آزمون اِگِر
عرض از مبدأ 2178/1
خطاي معيار 6419/1
حد پايين فاصلة اطمينان 6646/2-
حد بالا فاصلة اطمينان 1003/5
t-value 7417/0
درجة آزادي 7
p-value 4824/0
آزمون همبستگي رتبه‌اي بگ و مازومدر
آمارة S کندال 9
ضريب همبستگي کندال بدون پيوستگي 2500/0
ضريب همبستگي کندال با پيوستگي 2222/0
P-value مربوط به T کندال بدون پيوستگي 3480/0
P-value مربوط به T کندال با پيوستگي 4042/0
منبع: محاسبات پژوهش با استفاده از نرم‌افزار CMA
در هر دو آزمون، به‌طور مشابه، فرضية H0 اين است که پراکندگي اندازة اثرهاي مطالعات اوليه متقارن است و فرضية H1 عدم تقارن پراکندگي اندازة اثرهاي مطالعات اوليه را بيان مي‌کند. با توجه به آمارة P در هر دو آزمون اِگِر و بگ و مازومدر، فرضية H0 (تقارن داده‌ها و عدم تورش انتشار) در اين آزمون‌ها تأييد مي‌شود (رد نمي‌شود). بنابراين نتيجه گرفته مي‌شود که فراتحليل مطالعة حاضر، دچار سوگيري ناشي از انتشار نشده و نتايج آن از اعتبار بالايي برخوردار است.
3. تحليل فرارگرسيون تأثير بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي
تجزيه‌و‌تحليل فرارگرسيون با آزمايش چندين متغير کنترل، به‌طور هم‌زمان به بررسي ناهمگني بين اندازة اثرهاي مشاهده‌شده مي‌پردازد. اين نوع از تحليل، بر معايب رويکرد سنتي فراتحليل ـ که تنها اثرات دو متغير بر هم را مي‌آزمود ـ غلبه مي‌کند (کامبز و ديگران، 2019). به عبارت بهتر، تحليل فرارگرسيون نشان مي‌دهد که چگونه ويژگي‌هاي منحصربه‌فرد يک مدل تجربي، اندازة اثر متوسط برآوردشده را تحت تأثير قرار مي‌دهد. در جدول (5)، نتايج اين تحليل گزارش و پس از آن تفسير مي‌شود.
جدول 5: نتايج ترکيب مطالعات با در نظر گرفتن متغيرهاي کنترل
p-value کران بالا کران پايين اندازة اثر متغيرهاي کنترل
متغيرهاي مربوط بهاندازهگيري عملکرد بانکداري اسلامي
0001/0 4766/0 1648/0 3296/0 Investment Accounts
0481/0 3028/0 0053/0 1525/0 TA
0190/0 5294/0 0294/0 1551/0 TD
0281/0 1876/0 0108/0 1000/0 ROD
0194/0 3116/0 0283/0 1736/0 ROB
0375/0 0610/0 1347/0 0372/0- ROA
0470/0 3219/0 1016/0 1154/0 ROE
5073/0 1643/0 0818/0- 0419/0 NPM
0302/0 1794/0 0675/0 0568/0 CAR
0445/0 1977/0 2119/0 0074/0- AQ
8191/0 1815/0 2279/0- 0242/0- LIQ
7279/0 2399/0 1692/0- 0369/0 MAN
0052/0 1281/0 0277/0 0505/0 NI/ATA
6565/0 0565/0 0356/0- 0105/0 CI
0275/0 0615/0 1443/0 0419/0- LLR/GL
0065/0 1067/0 4587/0 1919/0- ILE
8784/0 0425/0 0497/0- 0036/0- LAD
0471/0 0559/0 0363/0 0098/0 NLD
9186/0 0485/0 0437/0- 0024/0 FT
متغيرهاي مربوط بهاندازهگيري رشد اقتصادي
0369/0 0441/0 0291/0 0075/0 Gdp Annual
0000/0 4075/0 1639/0 2904/0 Gdp Per Capita
متغيرهاي کنترل بر اساس مدل رگرسيوني مطالعات اوليه
0007/0 2743/0 0749/0 1764/0 Log Growth
0001/0 4018/0 1422/0 2771/0 Log Ib
4527/0 1834/0 0826/0- 0514/0 Openness
0200/0 1159/0 0557/0 0303/0 GFCF
0251/0 0941/0 0313/0 0315/0 Interest Rate (real)
0251/0 0941/0 0313/0 0315/0 EXR
0019/0 1622/0 0370/0 1000/0 Government Quality
0019/0 1622/0 0370/0 1000/0 Human Capital
0019/0 1622/0 0370/0 1000/0 Capital
0019/0 1622/0 0370/0 1000/0 Labor
7824/0 0441/0 0332/0- 0055/0 Inf
متغيرهاي مربوط به دورة زماني مطالعات
0380/0 0929/0 0164/0 1133/0 2000
0032/0 1205/0 0244/0 0726/0 2010
0213/0 0761/0 0790/0 0014/0 2020
منبع: محاسبات پژوهش با استفاده از نرم‌افزار CMA
بر اساس جدول (5)، استفاده از شاخص‌هاي متفاوت براي اندازه‌گيري عملکرد بانکداري اسلامي، مي‌تواند اندازة اثر بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي را تحت تأثير قرار دهد. ترکيب مطالعاتي که از متغيرهاي (Investment Accounts، TA، TD، ROD، ROB، ROA، ROE،CAR ، AQ، NI/ATA، LLR/GL، ILE و NLD) براي اندازه‌گيري عملکرد بانکداري اسلامي استفاده کرده‌اند، تأثير مثبت و معنادار را نشان مي‌دهد، اما براي متغيرهاي (NPM، LIQ، MAN، CI، LAD و FT) اين تأثير معنادار نيست. علاوه بر اين، در متغيرهاي معنادار، هم اندازة اثر مثبت و هم منفي نتيجه‌گيري شده است. بنابراين متغير مورد استفاده براي اندازه‌گيري عملکرد بانکداري اسلامي يکي از عوامل مهم ناهمگني در نتايج مطالعات اوليه است.
انتخاب رشد اقتصادي سالانه يا رشد اقتصادي سرانه به‌عنوان متغير وابسته الگوهاي رگرسيوني مطالعات اوليه، تأثيري بر معناداري رابطة مورد بررسي ندارد و به‌عنوان عامل ناهمگني شناسايي نمي‌شود.
بخش سوم متغيرهاي کنترل، مربوط به متغيرهاي مستقلي است که در الگوهاي رگرسيوني مطالعات اوليه مورد استفاده قرار گرفته است. استفاده از متغيرهاي آزادي تجاري و تورم در الگوي رگرسيوني مطالعات اوليه، مي‌تواند به‌طور جدي معناداري رابطة مورد بررسي را تحت تأثير منفي قرار دهد. لگاريتمي بودن متغير وابسته و متغير مربوط به بانکداري اسلامي و استفاده از متغيرهاي تشکيل سرماية ثابت ناخالص، نرخ بهرة حقيقي، نرخ ارز، کيفيت دولت، سرماية انساني، سرمايه و نيروي کار به معناداري رابطه خدشه‌اي وارد نمي‌کند، ولي اندازة اثر گزارش‌شده در هر مطالعه را مي‌تواند تغيير دهد.
متغيرهاي کنترل مربوط به دورة زماني مدنظر مطالعات اوليه (2000، 2010 و 2020) در انتهاي جدول (5) نشان مي‌دهد که دورة زماني متفاوت، روي معناداري تأثيري ندارد، اما مقدار اندازة اثر را تحت تأثير قرار مي‌دهد و يکي ديگر از دلايل ناهمگني در مطالعات اوليه مي‌باشد.
به‌طورکلي لحاظ متغيرهاي کنترل در مدل و نتايج حاصل از آن نشان مي‌دهد که متغير مورد استفاده براي اندازه‌گيري عملکرد بانکداري اسلامي و دورة زماني مطالعات، ازجمله عوامل ناهمگني در نتايج مطالعات پيشين هستند؛ همچنين متغيرهايي مانند تشکيل سرماية ثابت ناخالص، نرخ بهرة حقيقي، نرخ ارز، کيفيت دولت، سرماية انساني، سرمايه و نيروي کار مي‌تواند اثرگذاري مطلوب بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي را تقويت کند، اما حضور متغيرهايي مانند آزادي تجاري و تورم، باعث بي‌معني شدن آماري رابطة مورد بررسي مي‌شود.
نتيجه‌گيري
بررسي ادبيات نظري رابطة بانکداري با رشد اقتصادي نشان مي‌دهد که کانال‌هاي اثرگذاري بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي، مشابه کانال‌هاي بين بانکداري متعارف و بخش واقعي اقتصاد است و تفاوت آنها در شدت اثرگذاري است. تأمين مالي مبتني‌بر بدهي و عمليات سفته‌بازي نامرتبط با توليد، در بانکداري اسلامي به شدت محدود مي‌شود. از سوي ديگر در همة عقود مشارکتي اسلامي، فعاليتي حقيقي وجود دارد که به رشد اقتصادي مي‌انجامد. به‌طورکلي يک سيستم مالي اسلامي بهينه تا حد زيادي مبتني‌بر حقوق صاحبان سهام است که دلالت بر يک همبستگي قوي بين بخش‌هاي مالي و واقعي اقتصاد دارد. بنابراين با توجه به ارتباط مشخص‌تر و نزديک‌تر ابزارهاي پولي و بانکي اسلامي (به‌ويژه عقود و اوراق مشارکتي) نسبت به ابزارهاي پولي متعارف با بخش واقعي اقتصاد، مي‌توان تأثير عملکرد بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي را پررنگ‌تر از اثرات مالي متعارف دانست. مطالعات تجربي اين حوزه، نتايجي مختلفي براي تأثير بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي گزارش مي‌دهند. مطالعة حاضر به‌منظور دستيابي به‌اندازة اثر متوسط در مورد رابطة مورد بررسي و تجزيه‌و‌تحليل عواملي که باعث اختلاف در نتايج مطالعات قبلي شده‌اند، با بهره‌مندي از روش فرارگرسيون به بررسي نتايج کمّي مطالعات قبلي پرداخت. نتايج ترکيب ضرايب رگرسيوني مطالعات اوليه، فرضية تعريف‌شده بر اساس مباني نظري مبني‌بر تأثير مثبت و معنادار بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي را تأييد نمود. افزون بر اين، متغير مورد استفاده براي اندازه‌گيري عملکرد بانکداري اسلامي و دورة زماني، به‌عنوان عوامل ناهمگني در نتايج مطالعات قبلي، شناسايي شدند. متغيرهايي مانند تشکيل سرماية ثابت ناخالص، نرخ بهرة حقيقي، نرخ ارز، کيفيت دولت، سرماية انساني، سرمايه و نيروي کار مي‌تواند اثرگذاري مطلوب بانکداري اسلامي بر رشد اقتصادي را تقويت کند، اما حضور متغيرهايي مانند آزادي تجاري و تورم، معناداري رابطة مورد بررسي را مخدوش مي‌کنند. نتايج آزمون‌هاي تورش انتشار به همراه گزارش نمودار قيفي، عدم وجود سوگيري ناشي از انتشار و اعتبار نتايج فرارگرسيون را تأييد کردند. برآيندگيري از نتايج مطالعات پيشين به لحاظ پيامدهاي سياستي تأييد مي‌کند که بهبود عملکرد بانکداري اسلامي با کنترل و توجه به ساير عوامل اثرگذار، مي‌تواند موجب افزايش رشد اقتصادي شود.
- امیری، حسین و دیگران (1400). تأمین مالی اسلامی و رشد اقتصادی با تأکید بر بانک و بازار سرمایه، شواهدی از کشورهای اسلامی. مطالعات و سیاست‌های اقتصادی، 8(1)، 309ـ328.
- باختر چوری، حسن و دیگران (1401). تأثیر اجرای بانکداری اسلامی بر زیر بخش‌های مهم اقتصاد ایران. جامعه‌شناسی سیاسی ایران، 5(5)، 266ـ288.
- صمصامی، حسین و توکلی، امیرحسن (1391). اثر اجرای بانک داری بدون ربا بر سرمایه‌گذاری، رشد اقتصادی و تورم در ایران. معرفت اقتصاد اسلامی، 3(2)، 77ـ96.
- فراهانی‌فرد، سعید و دیگران (1394). تأثیر مؤسسات مالی بانکی و غیربانکی اسلامی بر رشد اقتصادی ایران (رهیافت گشتاور تعمیم‌یافته GMM). مدل‌سازی اقتصادی، 9(3)، 21ـ41.
- موسویان، سیدعباس و ورمزیاری، بهزاد (1391). بررسی تأثیر بانکداری بدون ربا بر رشد اقتصادی در ایران. اقتصاد اسلامی، 12(48)، 29ـ52.
