www.e-itt.uz
I SON. 2025
129
ALTERNATIV MOLIYA BOZORI: “ISLOM DARCHA”LARI FAOLIYATINING
MAMLAKATLAR MOLIYAVIY SEKTORIGA TA’SIRI
Dadabayev Umidjon Abdusamat o‘g‘li
Toshkent davlat iqtisodiyot universiteti huzuridagi
“O‘zbekiston iqtisodiyotini
rivojlantirishning ilmiy asoslari va muammolari” ilmiy
-tadqiqot markazi
ORCID: 0000-0001-7143-2351
Annotatsiya.
Ushbu maqolada alternativ moliya bozorining muhim yo‘nalishlaridan biri
hisoblangan “Islom darchalari” faoliyatining mamlakatlar moliyaviy sektoriga ta’siri tahlil qilinadi.
Tadqiqotda “Islom darchalari” konsepsiyasi, ularning an’anaviy banklar tarkibida
tashkil etilishining
iqtisodiy samaradorligi, moliyaviy inklyuzivlikni oshirishdagi roli va Shariat tamoyillariga mos
xizmatlarni taqdim etish orqali bozor talabiga javob berish imkoniyatlari o‘rganiladi. Shuningdek,
ushbu mexanizmning rivojlanayotgan mamlakatlardagi bank sektori barqarorligiga va xorijiy
investitsiyalarni jalb qilishga ta’siri tahlil qilinadi. Maqola tajriba asosidagi empirik natijalar va
nazariy yondashuvlarni birlashtirgan holda “Islom darchalari”ning global moliyaviy bozorda
gi
istiqbollarini ham yoritadi.
Kalit so‘zlar:
a
lternativ moliya bozori, islom darchalari, an’anaviy banklar,
moliyaviy
inklyuzivlik, bank sektori barqarorligi, xorijiy investitsiyalar.
АЛЬТЕРНАТИВНЫЙ ФИНАНСОВЫЙ РЫНОК: ВЛИЯНИЕ ДЕЯТЕЛЬНОСТИ
«ИСЛАМСКИХ ОКОН» НА ФИНАНСОВЫЙ СЕКТОР СТРАН
Дадабаев Умиджон Абдусамат угли
Научно
-
исследовательский центр
«Научные основы и проблемы развития экономики Узбекистана»
при Ташкентском государственном экономическом университете
Аннотация.
В данной статье анализируется влияние деятельности «Исламских окон»,
одного из ключевых направлений альтернативного финансового рынка, на финансовый
сектор различных стран. Исследование охватывает концепцию «Исламских окон», их
экономическую эффективность
в составе традиционных банков, роль в повышении
финансовой инклюзии и возможности удовлетворения рыночного спроса через
предоставление услуг, соответствующих принципам Шариата. Также рассматривается
влияние данного механизма на стабильность банковского сектора и привлечение
иностранных инвестиций в развивающихся странах. Статья объединяет эмпирические
результаты и теоретические подходы, освещая перспективы «Исламских окон» на
глобальном финансовом рынке.
Ключевые слова:
альтернативный финансовый рынок, исламские окна, традиционные
банки, финансовая инклюзия, стабильность банковского сектора, иностранные инвестиции.
UOʻK:
339.187.62
129-138
www.e-itt.uz
I SON. 2025
130
ALTERNATIVE FINANCIAL MARKET: THE IMPACT OF THE ACTIVITIES OF “ISLAMIC
WINDOWS” ON THE FINANCIAL SECTOR OF COUNTRIES
Dadabaev Umidjon Abdusamat ugli
Scientific Research Center "Scientific Foundations and Problems
of the Development of the Economy of Uzbekistan"
at Tashkent State University of Economics
Abstract.
This article examines the impact of “Islamic windows” a key segment of the
alternative finance market, on the financial sectors of various countries. The study explores the
concept of “Islamic windows” their economic efficiency within traditional banks, their role in
enhancing financial inclusion, and their capacity to meet market demand by offering services
compliant with Sharia principles. The paper also analyzes the effect of this mechanism on banking
sector stability and the attraction of foreign investments in developing countries. Combining
empi
rical findings and theoretical approaches, the article highlights the prospects of “Islamic
windows” in the global financial market.
Keywords:
alternative finance market, Islamic windows, traditional banks, financial
inclusion, banking sector stability, foreign investments.
Kirish.
Zamonaviy dunyoda moliya bozorlarining o‘zgaruvchanligi va murakkabligi sharoitida
alternativ moliya bozori, xususan, islomiy moliyaviy xizmatlar, tobora dolzarb ahamiyat kasb
etmoqda. An’anaviy bank tizimlariga muqobil bo‘lgan bu yo‘nalish Shariat tamoyillariga
asoslangan holda, axloqiy va ijtimoiy mas’uliyatni birinchi o‘ringa qo‘ygan moliyaviy
yechimlarni taqdim etadi. Ayniqsa, rivojlanayotgan mamlakatlarda “Islom darchalari”
konsepsiyasi moliyaviy inklyuzivlikni oshir
ish, bank sektori barqarorligini ta’minlash va xorijiy
investitsiyalarni jalb qilish uchun samarali mexanizm sifatida namoyon bo‘lmoqda.
“Islom darchalari” nafaqat moliyaviy xizmatlarning yangi turlarini taqdim etadi, balki
an’anaviy banklar
faoliyatini diversifikatsiya qilishga va moliyaviy bozorning yanada barqaror
rivojlanishiga xizmat qiladi. Ushbu jarayon nafaqat iqtisodiy jihatdan, balki ijtimoiy va axloqiy
nuqtai nazardan ham muhimdir. Ushbu maqolada “Islom darchalari”ning mamlakatlar
m
oliyaviy sektoriga ta’siri, ularning iqtisodiy samaradorligi va xalqaro moliyaviy bozorlardagi
istiqbollari tahlil qilinadi.
Mazkur tadqiqotning natijalari alternativ moliya bozorining ahamiyatini chuqurroq
anglash va rivojlanayotgan mamlakatlarda barqaror moliyaviy yechimlarni joriy etishda
muhim qadam bo‘lib xizmat qiladi.
Adabiyotlar sharhi.
Alternativ moliya bozori, xususan, islom moliyasi, o‘zining noyob faoliyat tamoyillari va
kengroq bank sektoriga ta’siri sababli, so’nggi yillarda katta e’tibor tortmoqda. Islom banklari
shariat tamoyillari asosida faoliyat yuritib, foiz olishni taqiqlaydi va foyda ulashish, adolat va
ijtimoiy mas’uliyatni birinchi o‘ringa qo‘yadi. Olimlar olib borgan tadqiqotlar shuni
ko‘rsatadiki, islomiy bankchilik moliyaviy faoliyatni axloqiy va ijtimoiy maqsadlar bilan
uyg‘unlashtiradi, bu esa uni an’anaviy bank tiziml
aridan farq qiladi (Chapra, 2000).
Tadqiqotlarga ko‘ra, islom banklari va an
-anaviy banklarda islom darchalari faoliyatini
yo’lga qo’yish mamlakatning iqtisodiy rivojlanishiga ijobiy ta’sir ko‘rsatadi. Ushbu banklar
diniy sabablarga ko‘ra an’anaviy banklardan foydalanmaydigan aholini qamrab
olish orqali
moliyaviy inklyuzivlikni oshiradi (Iqbal va Molinyuks, 2005). O‘zbekistonlik tadqiqotchi
A.Eshimov o‘zining tadqiqotida an’anaviy banklar tarkibida “islomiy darchalar”ni joriy
etishning iqtisodiy samaradorligini isbotladi. Tadqiqot O‘zbekisto
n sharoitida islomiy
moliyaviy xizmatlarning joriy etilishi foydali ekanini ko‘rsatdi (Eshimov, 2023).
www.e-itt.uz
I SON. 2025
131
So’nggi yillarda inqiroz davri olib borilgan tadqiqotlarda bir nechta xorij olimlari
tomonidan olib borilgan tadqiqotlarda islomiy banklar 2008-yilgi moliyaviy inqiroz davrida
inqirozga nisbatan chidamliroq bo‘lgani qayd etilgan (Beck va boshq., 2013). Pan
demiya
davrida ham olib borilgan tadqiqotlarga ko‘ra, islomiy banklarning yillik o’sish suratlari ijobiy
va boshqalarga qaraganda barqarorroq bo‘lgan (Hasan va Dridi, 2011).
Rivojlanayotgan bozorlarda ham islom moliyasi keng rivojlanish imkoniyatlariga ega.
Horijlik iqtisodchi olim Asutay (Asutay, 2012) tadqiqotida islomiy moliya musulmon aholisi
ko‘p bo‘lgan hududlarda mamlakatning barqaror rivojlanishga xizmat qilishi ta’kid
langan.
O‘zbekistonda islom banklarini tashkil etish xorijiy investitsiyalarni jalb qilish va islom
qoidalariga mos moliyaviy xizmatlarga talabni qondirish uchun muhim qadam sifatida
ko‘rilmoqda (Eshnayev, 2023).
Tadqiqot metodologiyasi.
Tadqiqot metodologiyasi mahalliy va xorijiy mualliflarning an’anaviy banklar tarkibida
faoliyat ko’rsatuvchi islom darchalariga turli jihatlariga bag‘ishlangan konsepsiyalariga
asoslanadi. Tadqiqotning uslubiy asosini strukturaviy-funksional va islom iqtisodiyoti va
moliyasida neoliberal yondashuv tashkil etadi.
Tahlil va natijalar muhokamasi.
“O‘zbekiston iqtisodiyotini rivojlantirishning ilmiy asoslari va muammolari” ilmiy
-
tadqiqot markazi mustaqil izlanuvchisi Eshimov Alisher Dusmurodovichning iqtisod fanlari
bo’yicha falsafa doktori ilmiy darajasini olish uchun 2007
-yildan 2022-yilgacha Islom banklari
aktivlari (2020-yilgi narxlarda, mlrd. AQSh dollari), dunyoda mavjud islom banklari soni
(dona), shuningdek, dunyoda dualistik tizimli mamlakatlarda an’anaviy banklar tarkibida
faoliyat yuritayotgan islom darchalari soni (da) o’rtasidagi bog’li
qlikni regretsiya tenglamasi
asosida ilmiy tahlil qildi.
Tadqiqotchi m
aqsadga erishish uchun, ma’lumotlar harakteristikasidan kelib chiqqan
xolda, tanlangan model eng kichik kvadratlar (OLS,
Ordinary Least Squares) bo‘ldi. Chiziqli eng
kichik kvadratlar modeli chiziqli regressiya modelining parametrlarini baholash uchun
ishlatiladigan usul bolib, chiziqli regressiya kuzatilgan ma’lumotlarga chiziqli tenglamani
o‘rnatish orqali erksiz o‘zgaruvchi va bir yoki bir nechta mustaqil o‘zgaruvchilar o‘rtasidagi
munosabatni modellashtirishga qaratilgan (Yu Miao va boshq., 2011).
Mazkur modelni quyidagi umumiy formula orqali ifodalsh mumkin:
Y
=
β
0
+
β
1
X
1
+
β
2
X
2
+… +
β
k
X
k
+
ε
(1)
bu yerda,
Y-
erksiz o‘zgaruvchi;
X1, X2, Xk
–
erkli
o‘zgaruvchilar;
β
-
modelni baholash uchun kerak bo‘lgan parametrlarni o‘z ichiga olgan vektor.
ε
–
tasodifiy xatolik
Tanlangan natijaviy omil va erkli o‘zgaruvchilar o‘rtasida o‘zaro bog‘liqlik mavjud.
Natijaviy omil va erkli o‘zgaruvchilarning normal taqsimoti, ishonch oralig‘i, ma’lumotlarning
75 foizi qaysi oraliqda joylashganligi omillar o‘rtasida modelga moslik grafiklari bitta qilib
(sixplot) grafikda 1-ilovada keltirilgan. Mazkur ilovadagi grafiklardan kuzatuv davridagi barcha
raqamli dataset tahlil qilish uchun yaroqli ekanligidan dalolat beradi.
Quyidagi grafikda natijaviy omil hisoblangan islom banklari aktivlari (mlrd. AQSh
dollarida) dinamikasi va bu tendensiyaning o‘rtacha qiymati tasvirlangan.
www.e-itt.uz
I SON. 2025
132
6-rasm. Islom banklari aktivlari (mlrd. AQSh dollarida)
(ICD, 2022)
Grafikdan ko‘rinib turibdiki, islom banklari aktivlari 2005
-yildan boshlab faqat yillik
o‘sishga erishgan. Mana shu yillik barqaror o‘sishga ta’sir
etayotgan omillardan ikkitasi, islom
banklari sonining ortishi, hamda tijorat banklarida ham islom darchalarining ochilishi tanlab
olinib, ular yordamida oddiy chiziqli tahlil qilib ko‘rildi.
1-jadval
Vaqtli qator omillari ko‘rsatkichlari
Yillar
Islom banklari aktivlari
(2020-yilgi narxlarda,
mlrd. AQSh dollari)
Islom
banklari soni
(ta)
Islom darchalari soni
(ta)
2007
505
362
163
2008
639
420
194
2009
822
435
191
2010
894
456
199
2011
1033
512
161
2012
1173
549
145
2013
1352
593
110
2014
1460
623
126
2015
1603
644
138
2016
1707
675
145
2017
1768
702
159
2018
1819
742
187
2019
2069
784
180
2020
2364
794
140
2021
2765
808
202
2022
3240
849
236
Manba:
STATA dasturi yordamida muallif tomonidan ishlab chiqildi.
Ma’lumotlarni tahlil qilish, ilmiy farazni tekshirish uchun STATA 16 dasturidan keng
foydalanildi. Statistik gipotezani tekshirishda ikkita gipoteza solishtiriladi. Bular nol gipoteza
va muqobil gipoteza deb ataladi. Nol gipoteza -
bu aloqasi o‘rganilayotgan hodisalar o‘rtasida
hech qanday bog‘liqlik yoki hech bo‘lmaganda muqobil gipoteza tomonidan berilgan shakldagi
aloqa yo‘qligini bildiruvchi gipoteza. Muqobil gipoteza, nomidan ko‘rinib turibdiki, nol
gipotezaga muqobildir: u qandaydir munosabat mavjudligini bildiradi (Altman, 1990).
www.e-itt.uz
I SON. 2025
133
STATA dasturi yordamida erishilgan quyidagi natijalar modelning parametrlari haqida
tasvirlaydi. Unga ko‘ra H
0
gipoteza inkor qilinib, H
1
gipoteza
–
natijaviy omil va mustaqil
o‘zgaruvchilar o‘rtasida chiziqli bog‘liqlik mavjudligi tan olinadi.
2-jadval
Erkli va erksiz o‘zgaruvchilarning ba’zi ko‘rsatkichlari
Omillar
Kuzatuvlar
soni
O‘rtacha
Standart
chetlanish
Minimum
Maksimum
Islom banklari aktivlari
(mlrd. AQSh dollari)
16
1575.813
763.324
505
3240
Islom banklari soni (ta)
16
621.75
153.893
362
849
Islom darchalari soni (ta)
16
167.25
33.133
110
236
Manba:
STATA dasturi yordamida muallif tomonidan ishlab chiqildi.
Regressiya tenglamasini tuzishdan oldin tanlangan omillarga nisbatan ba’zi
tekshirishlarni amalga oshirib olamiz. Dastlab omillarning o‘zaro korrelyatsiya
ko‘rsatkichlarini aniqlab olindi. Quyidagi 2.4
-
jadvalda erkli va erksiz o‘zgaruvchilarning o‘zaro
kor
relyatsiyasi koeffitsentlari keltirilgan, unga ko‘ra, islom banklari soni islom banklari
aktivlariga ham islom darchalari soniga nisbatan to‘g‘ri proportsional bo‘lib, korrelytasiya
koeffitsentlari mos ravishda 95 va 24 foizni tashkil qilmoqda. Bu esa biri
nchi erkli o‘zgaruvchi
–
Islom banklari sonining islom banklari aktivlari qiymatiga nisbatan kuchli bog‘liqlik, ikkinchi
erkli o‘zgaruvchi –
islom darchalari soniga nisbatan esa sezilarli bog‘liklik mavjud ekanligini
anglatadi. Aniqlangan korrelyatsiya koeffitsentlarining ishonchlilik darajasi 0.10 ishonch
oralig‘ida bo‘lib, statistik ahamiyatga ega ekanligini bildiradi.
3-jadval
O‘zgaruvchilar o‘rtasida o‘zaro korrelyatsiya koeffitsentlari jadvali
O‘zgaruvchilar
(1)
(2)
(3)
(1) Islom banklari aktivlari (mlrd.
AQSh dollari)
1.000
(2) Islom banklari soni (ta)
0.956*
1.000
(0.000)
(3) ln (Islom darchalari soni (ta)
0.244
0.090
1.000
(0.062)
(0.741)
*** p<0.01, ** p<0.05, * p<0.1
Manba:
STATA dasturi yordamida muallif tomonidan ishlab chiqildi.
Tadqiqotning avvalida natijaviy omilga nisbatan to‘rtta erkli o‘zgaruvchi tanlangan edi.
Ammo regressiya tenglamasi tuzilgandan so‘ng, erkli o‘zgaruvchilar o‘rtasida multikollenyarlik,
ya’ni o‘zari takrorlanish, bog‘liklik borligi aniqlandi. Shu sababdan ba’zi erkli o‘zgaruvchilar,
masalan dunyo bo‘ylab musulmonlar soni va islom bankchiligini joriy qilgan mamlakatlar soni
singari erkli o‘zgaruvchilarni olib tashlashga to‘g‘ri keldi. Shunday muammo tanlangan yana bir
erkli o‘zgaruvchi bilan yuzaga kelmasligi
uchun uni natural logarifmlab olindi.
Kointergarsion aloqani tekshirish o‘zgaruvchilarning integratsiya darajasini talab qilishi
sababli kointegratsiya testlaridan avval har bir o‘zgaruvchi uchun integratsiya darajasini
aniqlaniladi. Buning uchun Dickey-Fuller (DF) testidan foydalaniladi . Mazkur test Dikkey va
Fuller tomonidan ishlab chiqilgan bo‘lib, “Birlik ildiz testi” nomi bilan ishlatiladi. Umuman
ko‘rsatkichlarni statsionarlikka tekshirish uch usulda amalga oshiriladi. Grafik usuli,
www.e-itt.uz
I SON. 2025
134
avtokorrelyatsiyon korrelagramma hamda ADF (Augmented-Dickey-Fuller) testlaridir
(Jumayev va Turapova, 2022).
Vaqtli qator ma’lumotlari statsionar yoki statsionar emasligini quyidagi jadvallar orqali
tahlil qilish mumkin bo‘ladi. Dickey
-Fuller testi natijasi qolgan uchta (1% lik kritik qiymat, 5%
lik kritik qiymat, hamda 10%lik kritik qiymat) qiymatlarining barcha
sidan kichik bo‘lishi,
shuningdek, Makkinon
p-qiymatining
0.05 dan kichik bo‘lishihi talab etiladi (Johanson, 2004).
Vaqtli qatorlarni statsionarlikka tekshirish uchun Dikey-Fuller (Dickey-Fuller) testidan
foydalanildi. Quyida statsionarlik testi natijalar
ining jadval ko‘rinishi, 2
-ilovada esa grafik
ko‘rinishi keltirilgan.
4-jadval
Erkli va erksiz o‘zgaruvchilar birinchi
tartibli ayorishdan keyingi statsionarlikka
tekshirish natijalari (Dickey-Fuller testi asosisda)
Omillar
p-
qiymat
Test
natijasi
1% kritik
qiymat
5%
kritik
qiymat
10%
kritik
qiymat
Natijaviy omil (ikkinchi tartibli
ayirishdan so‘ng)
0.0098
-3.434
-3.750
-3.000
-2.630
Birinchi
erkli
o‘zgaruvchi
(birinchi tartibli ayirishdan
so‘ng)
0.0005
-4.282
-3.750
-3.000
-2.630
Ikkinchi
erkli
o‘zgaruvchi
(birinchi tartibli ayirishdan
so‘ng)
0.0090
-3.461
-3.750
-3.000
-2.630
Manba:
STATA dasturi yordamida muallif tomonidan ishlab chiqildi.
Mazkur test yordamida omillarning trendi aniqlab olindi. Ko‘p omilli ekonometrik model
tuzish bo‘yicha olib borilgan hisob
-
kitoblardan shuni ko‘rish mumkinki, ozod had va ko‘p omilli
ekonometrik modelga kiritilgan barcha omillar bo‘yicha t
-mezonning hisoblangan qiymatlari
aniqlikda jadval qiymatidan katta ekanligini ko‘rish mumkin (2.5
-jadval). Bu esa barcha
omillarni ishonchli ekanligini bildiradi va ko‘p omilli ekonometrik modelda ishtirok etishiga
imkon beradi. Ko‘rib turganimizdek, barcha koeffitsentlar
va ozod xadning (t-student) p-
qiymatlari 0.05 dan kichik. Bu esa erkli o‘zgaruvchilar hamda konstantaning statistik
ahamiyatga ega ekanligidan dalolat beradi.
Fisher testining p-
qiymati ham 0.05 dan kichik, bo‘lib, ma’lumki, F
-testi modelning
samaradorligi to‘g‘risidagi qisqa natijalarni tahlil qilishga yordam beradi va modelning
maqbullik darajasini baholashda yordam beradi. Bundan tashqari modelning R-kvadrat
qiymati 0.93 ni tashkil qilgan. Bu esa modelning sifatidan, hayotiyligidan dalolar beradi. R-
kvadrat 0 va 1 orasida bo‘lgan bir qiymatdir. Agar R
-
kvadrat 1 ga yaqin bo‘lsa, bu modelning
o‘zgaruvchilar tomonidan ko‘rsatilgan yuklamalardagi o‘zgarishlarni an
iq shakllantirishda juda
yaxshi ekanligini anglatadi. Bunday holatda, model ma’lum bir o‘zgaruvchi tomonidan ma’lum
qisqa o‘zgarishlarni aniq shakllantiradi. Bu modelning 93 foiz hayotiy ekanligiga dalolat
qiladi.Quyida tanlangan o‘zgaruvchilar ishtirokida
tenglama tuzib olindi. Tenglamaning ba’zi
elementlarini baholash uchun jadval taqdim etiladi (5-jadval).
www.e-itt.uz
I SON. 2025
135
5-jadval
Chiziqli tenglama (OLS modeli) koeffitsentlar va testlar jadvali
Natijaviy omilga
nisbatan
Koeffitsentlar Standart
xatolik
t
-qiymat
p
-qiymat
[95%
ishonch
orali’gi]
daraja
Birinchi o‘zgaruvchi
4.669
0.043
13.63
0.000
3.929
5.409
***
Ikkinchi o‘zgaruvchi
606.538
262.285
2.31
0.038
39.905
1173.17
**
Konstanta
-4420.881
1336.698
-3.31
.006
-7308.642 -1533.121
*
R-kvadrat
0.93
Kuzatuvlar soni
16
F-test
99.151 F-testning
p
-qiymati
0.000
*** p<.01, ** p<.05, * p<.1
Manba:
STATA dasturi yordamida muallif tomonidan ishlab chiqildi.
Yuqoridagi jadval ma’lumotlari asosida quyidagi tenglama tuzib olindi:
Y= 4.7 X
1
+606.5ln X
2
- 4420.881
(2)
Bu yerda,
Y
–
Islom banklari aktivlari (mlrd. AQSh dollari);
X
1
–
Islom banklari soni (ta);
X
2
–
ln (Islom darchalari soni (ta).
Yuqoridagi modelni interpritatsiya qilishdan oldin, model sifatiga baho beruvchi ba’zi
testlar natijalari bilan tanishib chiqilsa, maqsadga muvofiq bo‘ladi. Avvalo modelni sifatli tahlil
qilish uchun kuzatuvlar soni omillar sonidan besh barobar ko‘pligi qo
idasiga tekshirilsa,
tadqiqotda kuzatuvlar soni 16 ta, omillar soni 3 ta, demak bu shartdan model muvaffaqiyatli
o‘tganligini ko‘rish mumkin. Bu shartlarni ekonometrikaning taniqli nomayondasi G.Markov
ishlab chiqqan bo‘lib, modelning sifatini belgilashda asosiy ko‘rsatkichlar inobatga olingan.
6-jadval
Emperik va nazariy qiymatlarning ayrim ko‘rsatkichlarining solishtirma jadvali
O‘zgaruvchilar
Kuzatuvlar
soni
O‘rtacha
qiymat
Standart
chetlanish
Minimum
qiymat
Maksimum
qiymat
Emperik qiymat
16
1575.813
763.324
505
3240
Nazariy qiymat
16
1575.812
739.4701
358.7995
2857.005
Manba:
STATA dasturi yordamida muallif tomonidan ishlab chiqildi.
Modelning ikkinchi tekshiriladigan tarafi ishlab chiqilgan model va emperik qiymatlar
o‘rtasidagi tafovutni aniqlashdan iborat. Yuqoridagi jadvaldan ishlab chiqilgan model
qiymatlari hamda emperik qiymatlar solishtirilgan bo‘lib, ikkalasining o‘rtacha qiym
atlari
deyarli teng. Standart chetlanishlar o‘rtasida bir oz tavofut bor, chunki kuzatilgan vaziyat
o‘rtacha qiymatlar standart chetlanishi va model qiymatlari o‘rtachasidan standart chetlanishi
orasida farq bo‘lishi tabiiy holat hisoblanadi. Minimum qiyma
tlar va maksimum qiymatlar
o‘rtasida tafovut katta emas, va bu holat navbatdagi shartdan ham model muvaffaqiyatli
o‘tganini bildiradi.
Regressiya tahlilida multikollinearlik ikki yoki undan ortiq izohlovchi o‘zgaruvchilar bir
-
biri bilan yuqori darajada korrelyatsiya qilinganda yuzaga keladi, shuning uchun ular
regressiya modelida ishonchli natija bermaydi. Agar o‘zgaruvchilar orasidagi ko
rrelyatsiya
darajasi yetarlicha yuqori bo‘lsa, bu regressiya modelini tuzish va sharhlashda muammolarga
olib kelishi mumkin. Ikki erkli o‘zgaruvchi o‘rtasida multikollenyarlik hususiyati yo‘qligini,
Estat vif buyrug‘i orqali STATA mustaqil o‘zgaruvchilar u
chun dispersiya inflyatsiya omillarini
hisoblab chiqadi. Quyidagi jadvalda VIF (variance inflation factor) testi natijalari taqdim etilgan
www.e-itt.uz
I SON. 2025
136
bo‘lib, mazkur test natijasi (qiymatlar 10 dan kichik, ya’ni VIF=1.008) ham ijobiy ekanligi,
tanlangan omillar o‘zaro kollenyar emasligi anglashiladi.
7-jadval
VIF testi natijasi
VIF
1/VIF
Islom banklari soni
1.008
0.992
lnX2
1.008
0.992
O‘rtacha VIF
1.008
0.00
Ekonometrikada heteroskedastiklikni (yoki geteroskedastistlikni) tekshirish regressiya
modelidagi xatolarning dispersiyasi mustaqil o‘zgaruvchilarning barcha darajalari bo‘yicha
doimiyligini baholash uchun juda muhimdir. Geteroskedastiklik chiziqli regressiyaning asosiy
taxminlaridan birini, ya’ni xatolar dispersiyasi doimiy ekanligini bildiruvchi homosedastiklikni
buzadi. Bu test, ayniqsa, prognoz olish uchun zaruriy testlardan hisoblanadi. Keyingi bosqichda
Brosh-Pagan va Kuk-Veysberglarning modeldagi jami qoldiqlar farqlarining konstantaligi
–
geteroskedastiklik holatining mavjud emasligi testiga tekshirilganda, gomoskodastiklik holati
aniqlandi (chi
2
(1) = 7.80, Prob > chi
2
=
0.0052). Ya’ni qiymat 0.05 dan kichik bo‘lishi kerak
edi, bunga erishildi, model qoldiqlarida geteroskedastiklik aniqlanmadi.
Quyidagi rasmdan yuqorida nazariy jihatdan isbotlangan teoremani grafikdagi holati aks
etgan. Ushbu grafikdan ham mazkur modelning qoldiqlari o‘rtasida hech qanday na to‘gri
proportsional, va na teskari propoertsional bog‘liqlik mavjud emasligini kuzatish
mumkin.
7-
rasm. Natijaviy omil va model qoldiqlarining o‘zaro bog‘liqligi
Manba:
STATA dasturi yordamida muallif tomonidan ishlab chiqildi.
Keyingi test qoldiqning normal taqsimlanganligi testi bo‘lib bu bosqichda ham Shapiro
-
Wilk testidan foydalanildi. Natija qoniqarli bo‘lib, testning qiymati
-0.308, prob>z-qiymati esa
0.62110 chiqdi. Prob>z-
qiymati 0.05dan katta bo‘lishi qoldiqlarning norma
l taqsimlanganligini
anglatadi. Buni garafik orqali tekshirib ko‘rilganda ham quyidagicha natija olindi.
www.e-itt.uz
I SON. 2025
137
8-rasm. Model qoldiqlarining normal taqsimlanganligi
Manba:
STATA dasturi yordamida muallif tomonidan ishlab chiqildi.
Yuqoridagi barcha testlardan ijoboy baho olinganidan so‘ng, erishilgan chiziqli
tenglamani interpretatsiya qilish mumkin bo‘ladi, bunga ko‘ra:
Y= 4.7 X
1
+ 606.5ln X
2
- 4420.881
(3)
Bu yerda,
Y
–
Islom banklari aktivlari (mlrd. AQSh dollari);
X
1
–
Islom banklari soni (ta);
X
2
–
ln (Islom darchalari soni (ta).
Demak, tadqiqotdan olingan chiziqli OLS modeli natijasiga ko‘ra, dunyoda islom banklari
sonining bittaga ortishi, boshqa omillar ta’sir etmaganda dunyo bo‘ylab islom banklari
aktivlarining 4.7 million AQSh dollariga ortishini anglatadi.
Xulosa va takliflar.
An’anaviy banklarda islom darchalari ochilishining bir foizga ortishi, boshqa omillar ta’sir
etmaganda 606 million 500 ming AQSh dollariga ortishiga olib keladi.
“O‘zbekiston iqtisodiyotini rivojlantirishning ilmiy asoslari va muammolari” ilmiy
-
tadqiqot markazi mustaqil izlanuvchisi A.Eshimov ning ekonometrik tahlillardan olingan
xulosasi shu bo‘ladiki, dunyoda islom banklari soning ortishidan ko‘ra, an’anaviy bank
larda
islom darchalari ochilshi, boshqa omillar ta’sir etmaganda, islom banklari aktivlarining
ko‘payishiga ko‘proq hissa qo‘shar ekan. Buni esa quyidagicha izohlash mumkin bo‘ladi:
-
Mijozlar bazasining kengayishi islom banki bo‘limiga tegishli depozitlar va
investitsiyalar hajmining ko‘payishiga olib kelishi mumkin, bu esa islom banki aktivlarining
o‘sishiga olib keladi;
-
Shuningdek, shariatga mos keladigan turli xil mahsulotlarni joriy etish talabni
rag‘batlantirishi va umumiy bank portfelida islomiy aktivlarning ko‘payishiga olib kelsishi
mumkin;
-
Xarajatlarning samaradorligi va takomillashtirilgan operatsiyalar islom banki
bo‘limining rentabelligiga ijobiy ta’sir ko‘rsatishi mumkin, bu esa vaqt o‘tishi bilan aktivlarning
o‘sishiga olib keladi;
www.e-itt.uz
I SON. 2025
138
-
Islom
moliyasi uchun tartibga soluvchi va qulay muhit an’anaviy banklarni islomiy
darchalarni ochishga undasa, shariatga muvofiq amaliyotlarni targ‘ib qiluvchi me’yoriy
-
huquqiy bazalar islom bankining rivojlanishiga hissa qo‘shadi. Natijada tartibga solish muhit
i
mijozlar o‘rtasida mazkur tizimga nisbatan ishonchni kuchaytiradi, bu esa islom banki
faoliyatida faol ishtirok etishiga va natijada aktivlarning o‘sishiga olib keladi.
Adabiyotlar/ Литература/ Reference
:
Altman, D.G. (1990) Practical Statistics for Medical Research. Boca Raton: CRC Press, Section
8.5.
Asutay, M. (2012) ‘Islamic banking and finance and its role in the GCC economic
development’, Arabian Journal of Business and Management Review, 1(3), pp. 1–
10.
Beck, T., Demirgüç
-
Kunt, A. and Merrouche, O. (2013) ‘Islamic vs. conventional banking:
Business model, efficiency, and stability’, Journal of Banking & Finance, 37(2), pp. 433–
447.
Chapra, M.U. (2000) The Future of Economics: An Islamic Perspective. Leicester: The Islamic
Foundation.
Eshimov, A. (2023) Integrating Islamic Windows into Conventional Banks: An Econometric
Analysis of Uzbekistan’s Banking Sector. PhD dissertation. Tashkent State University of Economics.
Hasan, M. and Dridi, J. (2011) ‘The Effects of the Global Crisis on Islamic and Conventional
Banks: A Comparative Study’, IMF Working Papers, 11(116).
ICD (2022) ICD
–
Refinitiv Islamic Finance development report 2022: Embracing change, p-
48.
ICD and Refinitiv (2022) Islamic Finance Development Report 2022: Embracing Change. p.
48.
Iqbal, M. and Molyneux, P. (2005) Thirty Years of Islamic Banking: History, Performance,
and Prospects. New York: Palgrave Macmillan.
Johansen, S. (2004). A small sample correction of the Dickey
–
Fuller test, Contributions to
Economic Analysis, 269, pp. 49
–
68. Elsevier. ISBN 9780444516336. ISSN 0573-8555.
Jumaev, A.M. and Turapova, D. (2022) Ipoteka kreditlarini ARIMA modeli asosida
prognozlash, Central Asian Academic Journal of Scientific Research, 2(5). ISSN: 2181-2489.
Yu, M., Wang, K. and Zhao, F. (2011) ‘Some limit behaviors for the LS estimator in simple
linear EV regression models’, Statistics & Probability Letters, 81(1), pp. 92–
102.
doi:10.1016/j.spl.2010.09.010.
