ارزیابی تاثیر توانایی مدیریت، روابط سیاسی و بحرانهای مالی بر مدیریت ریسک بانکهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران
الموضوعات :عبدالمجید کوزه گر کالجی 1 , عباس پورآقا جان 2 , محمد عباسیان 3
1 - دانشکده علوم انسانی،، دانشگاه آزاد اسلامی واحد قائم شهر ، ایران
2 - استادیار و عضو هیات علمی دانشکده علوم انسانی،، دانشگاه آزاد اسلامی واحد قائم شهر ، ایران
3 - استادیار و عضو هیات علمی دانشکده علوم انسانی،، دانشگاه آزاد اسلامی واحد قائم شهر ، ایران
الکلمات المفتاحية: تاثیر توانایی مدیریت, عملکرد, مدیریت ریسک , سقوط قیمت سهام,
ملخص المقالة :
درجهان امروز هیچ کشوری نمی تواند از پیشرفت برخوردار باشد مگر اینکه از نظام بانکی مالی روزآمد وکارایی برخوردار باشد؛ زیرا که امروزه نقش بانک ها که قبلا شامل واسطه گری مالی بود به بسیاری از زمینه ها از جمله تخصیص منابع و مدیریت ریسک بنگاه ها در نظام اقتصادی، انجام و تسهیل معاملات مالی پیچیده و ... گسترش یافته است بر همین اساس نیز پژوهشگر به ارزیابی تاثیر توانایی مدیریت، روابط سیاسی و بحرانهای مالی بر مدیریت ریسک بانکهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهراناست. روش ترکیبی تحلیل پوششی داده ها و تخمین رگرسیون 2sls استفاده گردید تحقیق حاضر توصیفی و از نوع تحقیقات همبستگی و پس رویدادی است. تحقیق توصیفی، نوعی پژوهش بنیادی است و از روش استدلال و تحلیل بنیادی استفاده می کند و بر پایه مطالعات کتابخانه ای انجام می گیرد اطلاعات مربوط به 11 بانك در دوره زماني 9 ساله از سالهای 1388 لغایت 1396 مورد تجزيه و تحليل قرار گرفت تا ارتباط بين متغيرها براي آزمون فرضيه تحقيق بررسي شود. نتایج نشان دهنده این مسلئه است که توانایی مدیریت قادر به تاثیر بر ریسکهای اعتباری و مدیریت ریسک های اعتباری، ریسک نقدینگی ریسک عملیاتی و ریسک ورشکستگی نمی باشد. متغیر روابط سیاسی با شاخصهای مطالبات مشکوک الوصول و مطالبات معوق ارتباط معني داري وجود ندارد. مدیریت سیاسی و نفوذ دولتی بر ریسک نقدینگی تاثیر گذار است. روابط سیاسی بر ریسکهای عملیاتی اثرات معنی داری ندارد مدیریت سیاسی و نفوذ دولتی بر ریسک ورشکستگی تاثیر گذار است
ابراهيمي كردلر، علي و شهرياري، عليرضا. (1394)، "بررسي رابطه بين هزينه‌هاي سياسي و محافظه كاري(فرضيه سياسي) در بورس اوراق بهادار تهران"، بررسي‌هاي حسابداري و حسابرسي، سال بيست و دوم، شماره 2 (پياپي 80)، تابستان، صص 3-16.
احمدی، علی؛ احمدی¬جشفقانی، حسین¬علی و اصغر، ابوالحسنی¬هستیانی. (1395)، " تأثیر ریسک اعتباری بر عملکرد نظام بانکی ایران: مطالعه بین بانکی با رویکرد PANEL VAR "، فصلنامه اقتصاد مالی، دوره 10، شماره 34، بهار، صص 131-152.
حسینی مقدم، سیدمحدرضا و حجازی، سیدرضا. (1392)، "تأثیر گرایش کارآفرینانه بر عملکرد بانکها با متغیر میانجی بازارگرایی"، نشریه توسعه کارآفرینی، دوره 7، شماره 2 (پیاپی 24)، تابستان، 211-229.
خردمند, علی؛ پژوهی، محمدرضا و فاطمه، ضیاء الدینی دشت خاکی. (1396)، "بررسی تاثیر توانایی مدیریتی و کیفیت سود بر ریسک ریزش قیمت سهام شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، اولین کنفرانس ملی مطالعات نوین مدیریت در ایران، کرج، موسسه آموزش عالی علامه خویی و موسسه آموزش عالی معراج.
شاهچرا، مهشید و طاهری، ماندانا. (1395)، " ساز و‌کار انتقال سیاست پولی بر وام‌دهی بانکها از طریق اقلام زیرخط ترازنامه"، فصلنامه پژوهشها و سیاستهای اقتصادی، سال بیست و چهارم، شماره 78، تابستان، صص 54-78.
عزتى، مرتضى؛ عاقلی، لطفعلى و نفیسه، کشاورز ساجى. (1395)، " عوامل موثر بر سودآوری بانکهای اسلامی (کشورهای عضو سازمان کنفرانس اسلامی)"، فصلنامه اقتصاد و بانکداري اسلامی، شماره پانزدهم، تابستان، صص153-139.
علی نژاد ساروکلائی، مهدی و ترفی، ستاره. (1396)، "تأثیر توانایی مدیریت بر سیاست تأمین مالی"، مجله دانش حسابداری، دوره 8، شماره 2 (پیاپی 29)، تابستان، صص 159-180.
فرهنگ، امیرعلی ؛ ابوالقاسم آثنی عشری؛ اصغر ابوالحسنی؛ محمدرضا رنجبر فلاح و جهانگیر بیابانی. (1395)، " درآمد غیربهره‌ای، ریسک و سودآوری در صنعت بانکداری"، مدلسازی اقتصادی، دوره 10، شماره 35، پاییز، صفحه 47-70.
لاری دشت بیاض، محمود؛ ابراهیمي، مجتبی و فهیمه، بالیده. (1396)، " بررسي رابطه افشا حسابداری، همزماني قیمت سهام و ریسک سقوط سهام در شرکتهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران"، ماهنامه پژوهشهای مدیریت و حسابداری، شماره سی و شش، خرداد، صص 119-137.
مهرآرا، محسن، مهران فر، مهدی، بهار 1392، "عملکرد بانکی و عوامل کلان اقتصادی در مدیریت ریسک"، فصلنامه مدلسازی اقتصادی، سال7، شماره 1.
Aning Sejati,Y.2009,Political connections and earnings quality : evidence from Malaysia.phd dissertation,Oklahoma state university
Boubakri, N.; Cosset, J. C.; and W. Saffar (2008). “Political Connections of Newly Privatized Firms.”,Journal of Corporate Finance, Vol. 14, pp. 654-673.
Boubakri, Narjess, Omrane Guedhami Dev Mishra, Walid Saffar, (2012), "Political connections and the cost of equity capital." Journal of Corporate Finance journal homepage: www.elsevier.com/locate/jcorpfin.
Boubakri. N , Claude.J, Saffar.W, (2012),"The impact of political connections on firms operating performance and financing decisions" , The Journal of Financial Research • Vol. 16, No. 3 PP 397-423
Chen. Chling. (2009). Bank Efficiency in Sub-Saharan Africa Middle –Income Countries IMF Working Paper, WP/09/14
Freixas, Xavier/ Rochet, Jean-Charles, spring 2014, "Microeconomics of Banking, Monetary and Banking Research Institute, Central Bank of the Islamic Republic of Iran
Lina N, and I, Petraitytė. (2014), “Assessment of banks asset and liability management: problems and perspectives (case of Lithuania)”, Contemporary Issues in Business, Management and Education, Procedia - Social and Behavioral Sciences 110 ( 2014 ), pp 1082 – 1093.
Vaidyanathan, R. (1999), “Asset-liability management: Issues and trends in Indian context”, Asci Journal of Management, No.29. 39-48, 1999
ارزیابی تاثیر توانایی مدیریت، روابط سیاسی و بحرانهای مالی بر مدیریت ریسک بانکهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران
عبدالمجید کوزه گر کالجی دانشکده علوم انسانی،، دانشگاه آزاد اسلامی واحد قائم شهر ، ایران majidkaleji@gmail.com عباس پورآقاجان(نویسنده مسئول) استادیار و عضو هیات علمی دانشکده علوم انسانی،، دانشگاه آزاد اسلامی واحد قائم شهر ، ایران Abbas_acc46@yahoo.com محمد عباسیان استادیار و عضو هیات علمی دانشکده علوم انسانی،، دانشگاه آزاد اسلامی واحد قائم شهر ، ایران mm. abbasian@yahoo.com
تاریخ ارسال:01/12/99 تاریخ پذیرش: 10/05/1400
|
درجهان امروز هیچ کشوری نمیتواند از پیشرفت برخوردار باشد مگر اینکه از نظام بانکی مالی روزآمد وکارایی برخوردار باشد؛ زیرا که امروزه نقش بانک ها که قبلا شامل واسطه گری مالی بود به بسیاری از زمینهها از جمله تخصیص منابع و مدیریت ریسک بنگاه ها در نظام اقتصادی، انجام و تسهیل معاملات مالی پیچیده و ... گسترش یافته است بر همین اساس نیز پژوهشگر به ارزیابی تاثیر توانایی مدیریت، روابط سیاسی و بحرانهای مالی بر مدیریت ریسک بانکهای پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهراناست. روش ترکیبی تحلیل پوششی داده ها و تخمین رگرسیون 2sls استفاده گردید تحقیق حاضر توصیفی و از نوع تحقیقات همبستگی و پس رویدادی است. تحقیق توصیفی، نوعی پژوهش بنیادی است و از روش استدلال و تحلیل بنیادی استفاده می کند و بر پایه مطالعات کتابخانه ای انجام می گیرد اطلاعات مربوط به 11 بانك در دوره زماني 9 ساله از سالهای 1388 لغایت 1396 مورد تجزيه و تحليل قرار گرفت تا ارتباط بين متغيرها براي آزمون فرضيه تحقيق بررسي شود. نتایج نشان دهنده این مسلئه است که توانایی مدیریت قادر به تاثیر بر ریسکهای اعتباری و مدیریت ریسک های اعتباری، ریسک نقدینگی ریسک عملیاتی و ریسک ورشکستگی نمی باشد. متغیر روابط سیاسی با شاخصهای مطالبات مشکوک الوصول و مطالبات معوق ارتباط معني داري وجود ندارد. مدیریت سیاسی و نفوذ دولتی بر ریسک نقدینگی تاثیر گذار است. روابط سیاسی بر ریسکهای عملیاتی اثرات معنی داری ندارد مدیریت سیاسی و نفوذ دولتی بر ریسک ورشکستگی تاثیر گذار است
کلید واژه:
تاثیر توانایی مدیریت، عملکرد، مدیریت ریسک ، سقوط قیمت سهام
مقدمه
درجهان امروز هیچ کشوری نمیتواند از پیشرفت برخوردار باشد مگر اینکه از نظام بانکی مالی روزآمد وکارایی برخوردار باشد؛ زیرا که امروزه نقش بانک ها که قبلا شامل واسطه گری مالی بود به بسیاری از زمینهها از جمله تخصیص منابع و مدیریت ریسک بنگاه ها در نظام اقتصادی، انجام و تسهیل معاملات مالی پیچیده و ... گسترش یافته است بنابراین باتوجه به نقش برجسته بانکها در اقتصاد کشور ارزیابی عملکرد آنها می تواند از اهمیت فوق العاده ای برخوردار باشد (ابرقویی، علوی راد و دانشمند شیرازی، 13۹۲). عملیات بانکی ممکن است پیچیده و متنوع باشد، اما تعریف ساده و عملیاتی از بانک، عبارت است از موسسهای که عملیات جاری آن، جذب سپرده از عموم و اعطای وام به متقاضیان است.بانکها بخش قابل توجهی از وامهای خود را از طریق سپردههای عمومی تامین مالی میکنند. این نحوه تامین مالی، دلیل اصلی آسیبپذیری بخش بانکداری و توجیهی برای وضع مقررات بر بانکهاست (فریکزاس، چارلز روچت1،1393). ارتباط صحیح بین نظامهای مالی و تولیدی در هر کشور از مهمترین عوامل رشد و توسعه اقتصادی محسوب میشود، کشورهایی که الگوی کارآمدی در تخصیص سرمایه به بخش های مختلف اقتصادی دارند، اغلب از پیشرفت اقتصادی و در نتیجه رفاه اجتماعی بالاتری برخوردارند، تجهیز و تخصیص منابع سرمایه گذاری به فعالیت های اقتصادی از طریق بازار مالی انجام میپذیرد که بازار اعتبارات بانکی قسمتی از این بازار است (مهرآرا، مهران فر، 1392).
نظامهای اقتصادی مبتنی بر روابط، ارتباط سیاسی یک منبع مهم ارزش برای شرکتهای دارای این روابط است. شرکتهای دارای روابط سیاسی راحت تر به منابع سرمایه و مزایای دیگر از طریق ارتباطاتشان دست می یابند که باعث می شود کمتر به گزارشگری مالی با کیفیت بالا متکی باشند(چنی و دیگران، 2012؛ آنینگ سجاتی، 2009). در کشور ایران نیز روابط سیاسی دارای ابعاد پررنگی است، سیاسی بودن مدیران و مالکان عمده شرکتها بدلیل دولتی بودن شرکتها و صنایع بزرگ تاثیر گذار بر اقتصاد و نیزنظام اقتصادی حاکم برکشور یعنی اقتصاد دولتی می باشد.
نظامهای اقتصادی مبتنی برروابط، بوسیله الزامات قانونی ضعیف وعدم شفافیت شناخته می شوند (زینگالس و راجان2، 2008). اشخاص، در این نظام، برای محافظت از روابط خود در برابر رقابت سالم به درجه ای از ابهام نیاز دارند (آنینگ سجاتی، 2009). در چند دهه اخیر، نظامهای اقتصادی بعضی از کشورهای آسیای شرقی به رشد اقتصادی شگفت انگیزی رسیده اند. در سال 1993 بانک جهانی گزارشی با عنوان "معجزه آسیای شرقی" منتشر کرد . این گزارش معرف 8 کشوری بود که طی سالهای 1965 تا 1990 به رشد اقتصادی معجزه آسایی دست یافتند. این 8 کشور ژاپن، هنگ کنگ، سنگاپور، کره جنوبی، تایوان، اندونزی، تایلند و مالزی می باشند. نظامهای اقتصادی برخی از این کشورها بطور کامل مبتنی بر روابط هستند. مثلاً نظام اقتصادی کره جنوبی تحت تسلط تعداد معدودی از صنایع بزرگ قرار دارد که به کابلزها3 معروفند. کابلزها مجموعه ای از شرکتهای عظیم صنعتی،به زعامت متنفذان سیاسی، تحت حمایت کامل دولت قرار دارند.این صنایع در یک شبکه نزدیک وبهم تنیده ، متشکل از خود این صنایع و دولت بطور بسته تعامل دارند، کابلزها امتیازات ویژه ای مثل دریافت وامهایی با نرخ بهره پایین از بانکهای دولتی دارند. شرکتهای صنعتی مورد حمایت دولت (کابلزها) رشد سریعی را نشان می دهند. رشد بالای کابلزها بدان دلیل است که آنها می توانند وجوه هنگفتی را با نرخ بهره پایین اعتبار گرفته و از این فرصت رانت گونه بهره مند گردند. فعالیتهای تجاری مشابهی در دیگر کشورهای آسیای شرقی نیز وجود دارند(چنی و دیگران ،2012). در مالزی مساعدت و طرفداری دولت از شرکتهایی که با صاحب منصبان کلیدی دولت رابطه نزدیک داشته اند، وجود دارد(آنینگ سجاتی 2009). به اعتقاد فیس من4 (2001) روابط سیاسی در مقایسه با پایه های اقتصادی شرکت ، عامل اصلی تعیین کننده سودآوری شرکت در کشورهای آسیای شرقی و در حال توسعه است. او معتقد است که عایدات شرکت های دارای روابط سیاسی به طور گسترده تحت تأثیر تصمیمات دولتی قرار دارد، که علائق آنها را مورد توجه قرار می دهد(فیس من، 2001). در شرکتهای دارای روابط سیاسی دسترسی به منابع سرمایه بستگی زیادی به سود گزارش شده ندارد. زیرا روابط سیاسی منجر به دسترسی آسان به اعتبار ومنابع سرمایه از بانکهای تحت تملک دولت می گردد (بوبکری5 و دیگران، 2012، چین و جان6، 2004، کال و زو7، 2005، دینک8، 2005، خاجا و میک9، 2005).
عملکرد بنگاه ها در دوران بحرانهای مالی تنها به وسيله رشد اقتصاي و پايداري در كسب سود قابل توضيح نيست و عوامل و فاكتورهاي موثر ديگري نيز وجود دارند. در دوران رونق اقتصادي مشكلات عمده شرکتها منجر به استراتژیهای متفاوت، فرصتهای سرمایه گذاری گونان و حتی رویه های مدیریتی مختلف است، تاثیرگذاری بحرانهای مالی و یا دوره های رکود و رونق اقتصادی بر عملکرد بنگاه ها در قالب عوامل زیر قابل ردیابی و تائید است:
اولا، در دوران بحرانهای مالی هنگامي كه احتمال وقوع كاهش غير منتظره قيمت بازار سهام وجود دارد، ريسك وقوع دعاوي حقوقي افزايش مي يابد، در نتيجه كاهش رشد اقتصاي باعث وقوع دعاوي حقوقي مي گردد. يكي از راه هاي كاهش دعاوي حقوقي گزارشگري محافظه كارانه و ارائه عملکرد بهتر است به گونه ای که مدیران به علت رفتارهای فرصت طلبانه و اعمال مدیریت سود تحت پیگرد قانونی قرار نگیرند (واتز، 1993).
ثانيا، تقاضا براي ثبات عملکرد در دوران بحرانهای مالی بخاطر عدم اطمينانهايي كه در سرمايه گذاري وجود دارد، افزايش مي يابد. با توجه به اينكه احتمال كسب ستانده هاي منفي در دوران ركود افزايش مي يابد، سرمايه گذاران خواستار ایجاد ثبات در عملکرد و یا عدم کاهشهای فراوان در دوره های رکود هستند، البته تمایل سرمایه گذاران و مالکیت در دوران رونق تحت تاثیر عدم اطمینانهای ناشی از سرمایه گذاری بلعکس است و آنها خواستار عملکردهای با شیب صعودی بالا بوده که بتوانند در فرصت پیش آمده بیشترین ارزش را کسب نمایند.
ثالثا، بانکها همواره خواستار تامين مالي داخلي نسبت تامين مالي خارجي هستند و هنگام تامين مالي خارجي خواستار جذب بیشتر منابع سپرده گذاران هستند(ماير، 1984). در دوران بحرانهای مالی با توجه به كاهش سودآوري بانکها، نرخهای سپرده کاهش می یابد و خروج منابع سپرده از بانکها نیز اتفاق می آفتد، از طرفی معمولا در کشورهای توسعه نیافته رکود به همراه تورم حادث می شود و رکود تورمی مانعی دیگری برای سوق منابع به سمت بانکها می گردد، لذا بحرانهای مالی هم از طریق کاهش توانایی پرداخت بهره و هم از طریق ایجاد رکود تورمی منجر به خروج سپرده سپرده گذاران بانکی شده و تامین منابع بانکی را دچار مشکلات عدیده می نماید.
بانکها، مانند هر بنگاه اقتصادی به دنبال حداکثر نمودن سودآوری و منافع ذینفعان خویش هستند. به عبارت دیگر، با توجه به فشار فزآینده در بازار رقابتی و محدودیت منابع، بانكها تاش مي كنند که درآمدهای خود را حداکثر نموده و هزینه ها را تا جایی که ممکن است، حداقل نمایند. منبع درآمدهای بانک، عمدتاً تسهیلات و سرمایه گذاری ها هستند که در ترازنامه، ذیل عنوان داراییها قرار دارند و سرچشمه هزینه ها به طور عمده منابع سپرده های بانک هستند که در ترازنامه، زیر عنوان بدهی ها قرار می گیرند. البته این هدف حداکثر نمودن سود، همواره متأثر از ريسك هاي مختلفی است که بانكها با آن مواجه هستند. این ریسکها از طریق تأثیر روی هزینه و درآمد بانک، سودآوری بانک را متأثر نموده و حتّی گاه موجودیت بانک را به خطر می اندازند(حسینیمقدم و حجازی، 1392).
عمده فعالیت های مؤسسه های واسطه گر مالی، نظیر بانک مربوط به جذب سپرده ها و تسهیلات اعتباری است. به بیان دیگر، مؤسسات واسطه گر مالی مانند بانک در بازار پول، فعالیتی دوگانه دارند. به نحوی که از یک سو تقاضا کننده منابع پولی سپرده گذاران و از سوی دیگر عرضه کننده منابع پولی به سرمایه گذاران هستند و از این طریق سود کسب می نمایند. بانكها در واقع در این قالب به دنبال دستیابی به استراتژی هستند که حداکثر سود را با حداقل ریسک امکان پذیر سازد در راستای اجرایی نمودن و کاربردی ساختن این مدل و به عنوان گام نخست، با در نظر گرفتن دو حالت حدیِ حداکثر نمودن سود و حداقل نمودن ریسک، استراتژی بهینه در زمینه ترکیب بهینه منابع-تسهیلات تعیین و انتخاب گردد. این امر با وزن دهی به درجه اهمیّت اجزای منابع و تسهیلات بر مبنای تأثیر آ نها بر حداکثر سودآوری و حداقل نمودن ریسک بانک صورت پذیرفت (وايدياناتان، 1999).
اهمیت توانایی مدیریت برای هدایت و راهبری بنگاه ها به گونه ای است که در تمامی بخشهای شرکتها تاثیر گذار می باشند. بهبود مدیریت منابع انسانی، استفاده صحیح از منابع افزایش کارایی در سطوح مختلف شرکتها همه تحت تواناییهای مدیریتی حاصل می آید و مدیران توانمند در تلاشند تا سود خود را افزایش دهند تا بتوانند نتیجه فعالیتهای مرتبط با تواناییهای خود را به اطلاعات استفاده کنندگان از اطلاعات و سهامداران و سرمایه گذاران شرکتها برسانند. در واقع تحقیق حاضر هم از جهت ارزابی تواناییهای مدیریت و هم از لحاظ اهمیت کیفیت سود شرکتها در بازارهای سرمایه حائز توجه و مهم می باشد.
اهمیت و ضرورت ارزیابی روابط سیاسی بر جنبه های مختلف عملکرد بانکها را میتوان در عوامل زیر جویا شد:
اولا بخشي قابل توجهي از مديريت بانکهای فعال در بازار سرمايه چه بصورت مستقيم و چه بصورت غير مستقيم تحت تاثير مديريت سياسي بوده، زيرا دولت و نمايندگي هاي آن كه از طريق موسسات و شركتهاي وابسته به دولت قدرت خود را اعمال ميكند، در بسياري از بانکها نفوذ داشته و قادرند كه فرايندهاي عملياتي و داخلي آنها و همچنين سياستهاي كاري و رويههاي حسابداري را تحت تاثير قرار دهند بگونهاي كه بتوانند عملكرد و سیاستهای بانکها را هدایت نمایند. اين مسئله بخصوص در بانکهایی كه بخشي از سهام آنها از طريق واگذاري شركتهاي دولتي طبق اصل 44 قانون اساسي، صورت پذيرفته است بيشتر قابل مشاهده است، زيرا مديريت دولتي در اين شركتها كه هنوز عملا در دست دولت است تلاش مينمايد كه سیاستهای بانکها کماکان در اختیار دولت باقی بگذارد.
ثانيا روابط سياسي تحت تأثير وقايع و رويدادهاي سياسي مي باشد به گونه اي كه مديران بانک ها بزرگ (همانند ملتف صادرات و تجارت) حتي با وجود اينكه مديريت دولتي ندارند اما تحت تاثير وقايع سياسي، اقدام به نوعي مديريت سياسي مينمايند و اهداف، راهبردها و عملكردهاي خود را باتوجه به شرايط سياسي تغيير مي دهند، اين مسئله منجر به تغيير در رويههاي جاري و عملياتي بنگاه شده و در نهايت ميتواند بر تضاد منافع بین مدیران و مالکان و حتی تضاد منافع بین دولت و مالکان و یا تضاد منافع بین جامعه و مالکان تاثيرگذار باشد لذا وجود روابط سیاسی قادر به اثرگذاری استراتژیها، اهداف و شیوه مدیریت بانکهای فعال در بورس اوراق بهادار تهران می باشد.
بحرانهای مالی بخشی از واقعیت موجود در اقتصاد همه کشورها بوده، در این میان کشوری مانند ایران که باتوجه به کشمکشهای مختلف سیاسی، تحت تاثیر عوامل مختلف گوناگونی نیز می باشد که بحران زا هستند. تحریمهای اعمال شده از طرف آمریکا و اتحادیه اروپا که عمدتا بانکهای ایران را نشانه می گیرد از عمده ترین دلایل ایجاد بحران مالی و اقتصادی در دهه های گذشته بوده و این تحریمها و بحرانهایی که بدنبال دارند در اولین مرحله بر عملکرد بانکها و سودآوری آنها تاثیر مستقیمی می گذارد. بر همین اساس و باتوجه به اهمیت و ضرورت بحرانهای مالی بوجود آمده از تحریمهای مستمر خارجیبر اقتصاد و بخصوص صنعت بانکداری، ارزیابی این تاثیرگذاری طی یک پژوهش لازم است تا اثرات این بحرانهای مالی در تدوین برنامه ریزیهای مقابله با آنها، تدوین گردد.
باتوجه به بیان ادبیات تئوریک مرتبط با تاثیرگذاری عوامل مختلف بر جنبه های عملکردی بانکها، باید عنوان نمود که شرایط ویژه صنعت بانکداری در ایران و تاثیرات عوامل مختلفی مانند وابستگی به دولت، ریسکهای سیاسی موجود، وضعیت کلان اقتصادی و همچنین روابط سیستم اقتصادی ایران با دنیای خارج (بخصوص ناشی از تحریمهای اقتصادی) باعث شده که جنبه های مختلف عملکرد بانکها تحت تاثیر این شاخصها قرار گیرند. بگونه ای که علاوه بر وضعیت سودآوری و توانایی در کسب درآمد، توانایی مدیریت ریسک بانکها نیز تا حدود زیادی متاثر از شرایط فوق الاشاره قرار گرفته اند. از طرفی نیز در سالیان اخیر تغییرات و نوسانات زیاد درآمدهای مشاع و غیر مشاع بانکها و سودآوری آنها منجر به نوسانات شدید و در نهایت سقوط قیمت برخی از بانکهای فعال در بورس گردیده که در ردیابی علت وقوع این واقعه، می توان ریسکهای سیاسی و بحرانهای مالی رو مطرح نمود. لذا با ارزیابی جنبه های مهم هدایتگرانه مدیریت بانکها می توان به ارزیابی تاثیر این جنبه ها بر ویژگیهای مختلفی عملکرد آنها نیز پرداخت تا در نهایت تبیین نوسانات وضعیت بانکداری را مورد مطالعه قرار دهیم. بر همین اساس مسئله اصلی تحقیق حاضر در سه محور مطرح می گردد:
آیا توانایی مدیریت، روابط سیاسی و بحرانهای مالی بر مدیریت ریسک بانکها تاثر گذار است؟
در ادامه این مقاله، به بررسی مبانی نظری و تدوین فرضیه‌ها، خواهیم پرداخت، در بخش سوم، به ارائه مدل و تعریف عملیاتی متغیرها، در بخش چهارم، به تجزیه‌وتحلیل داده‌ها و در آخر به بحث و نتیجه‌گیری پرداخته میشود.
2. ادبیات تحقیق:
مطالعه در چگونگی به دست آوردن حداکثر ستانده از منابع محدود، ماهیت علم اقتصاد است و تخصیص بهینه منابع محدود هدف این علم به شمار می رود. کارایی نیز در ساده ترین بیان حداکثر ساختن ستانده با توجه به نهاده معین در مقیاس اقتصادی خرد و کلان است. كه در نظام بانكداري از طريق مديريت بهينه از دارايي ها و بدهي ها بدست مي ايد. از جمله مهمترين بنگاه هاي اقتصادي كه بهبود كارايي آن منجر به بهبود كارايي و عملكرد اقتصاد مي گردد، سيستم بانكداري مي باشد. هرگونه اقدامي در جهت بهبود و ارتقا كارايي سيستم بانكداري، موجب خواهد شد كه جريان پس انداز، سرمايه گذاري و تخصيص منابع، بهبود يابد و امكانات بالقوه، پراكنده و نهفته در كشور براي پيشرفت و رفاه عمومي به كار گرفته شود(بسيس، 2010).
در این بخش با تکیه بر نتایج بدست آمده از تحقیقات انجام شده، به ارایه مهمترين عوامل موثر بر بهبود عملکرد بانک ها پرداخته خواهد شد که عبارتند از:
تجهیز منابع پولی در بانکداری نوین: تجهیز منابع پولی از همان ابتدا که بشر به زندگی اجتماعی روی آورد و داد و ستد و مبادله کالا را شروع کرد، آغاز شد و همواره اصلی ترین وظیفه سیستم بانکی بوده است. بدین ترتیب، بانک ها سپرده های مازاد در دسترس مردم را جمع آوری می کردند و با دادن وام به افراد نیازمند، وظیفه سنتی خود، یعنی واسطه گری را میان سپرده گذاران و وام گیرندگان ایفا می کردند.
فناوری اطلاعات و ارتباطات: در بخش بانکداری، نوآوری های جدید مانند پول الکترونیکی، پایانه های انتقال، دریافت و پرداخت اتوماتیک، بانکداری مجازی و بانکداری اینترنتی لحظه ای، تحول عظیمی را در این بخش ایجاد کرده اند و باعث ارتقای کارایی، بهره وری، سرعت در برقراری ارتباطات و کاهش هزینه های عملیاتی برای بانک ها شده اند.
مهارت های نیروی انسانی: در بانک ها و مؤسسات مالی، بیشتر خدمات توسط نیروی انسانی ارایه می شود و تجهیز منابع در سطح استانداردهای جهانی، مستلزم داشتن کارکنانی ماهر و آموزش دیده است.
تنوع خدمات بانکی: بانک ها برای ارایه خدمات نوین و محصولات جدید، نیاز به بازاریابی نوین علمی دارند. شناسایی مشتریان و نیازهای متنوع آن ها، با بازاریابی نوین امکان پذیر است. در بانکداری نوین، بانک ها برای شناسایی مشتریان و نیازهای آنها دست به بازاریابی تک به تک و بازاریابی براساس پایگاه داده ها می زنند.
سودآوری بانكها و بخصوص بانكهاي دولتي كه در اقتصادي ايران عمده ترين بخش صنعت بانكداري را در اختيار دارند، تحت تاثير عوامل مختلف مالي و غير مالي قرار مي گيرد كه تاثير پذيري سودآوری بانكها از عوامل مالي بيشتر است. اين عوامل مي تواند شامل تنوع درآمد، كفايت سرمايه، ريسكهاي بانك، سهم بانك از صنعت بانكداري و همچنين وضعيت كلان اقتصادي باشد. در واقع هر يك از عوامل مالي فوق از جنبه اي خاص بر عملكرد و در نتيجه سودآوری بانكهاي دولتي تاثير گذار است.
رویکردهای موثر بر عملکرد و سودآوری بانکها بصورت کلی شامل دو رویکرد مبتنی بر افزایش سود یا کاهش ریسک است. در رویکرد اوّل، فرض بر این است که بانک، انواع ریسک موجود را در تصمیم گیریهای خود در نظر نمی گیرد و تنها کسب حداکثر سود برای آن اهمیّت دارد. در رویکرد دوّم، عکس این حالت، بانک بدون توجه به سودآوری به دنبال به حداقل رساندن ريسك هاي مورد مواجهه خود می باشد. واضح است که هر دوی این حالات، حدی هستند. بانكها در فضای بازار رقابتی، یک راه حل میانه را دنبال مي كنند (مقدم، 1392).
ریسک به عنوان پدیدهای تعریف شده است که زیان بالفعل و مستقیم- از طریق کاهش جریان درآمدی و زیان سرمایهای- بر موسسه وارد میکند. گروهی از اقتصاددانان تعریف وسیعتری از پدیده ریسک ارائه دادهاند: آنها بروز هرگونه پیشامد و واقعهای را که به صورت بالقوه از طریق اعمال و ایجاد محدودیت بر ظرفیت و فعالیت های سازمان، امکان تحقق اهداف سازمان را متزلزل کند، ریسک تعریف کردهاند. در بازارهاي پيچيده کنوني، تمامي صنايع با مخاطراتي مواجه هستند که در صورت عدم توجه به آن، با عواقب وخيمي مواجه خواهند شد. بانكها نيز به عنوان موسسات واسطه وجوه، عهده‌دار جمع‌آوري مازاد نقدينگي جامعه و هدايت آن به صورت اعتبارات تخصيص يافته به واحدهاي اقتصادي نيازمند نقدينگي هستند. يکي از عوامل مهم سلامت اقتصاد جامعه، کارکرد منظم و دقيق چرخه گردش پول بين بانک و مشتريان اعتباري است زيرا در صورت حبس منابع نزد مشتريان، چرخه گردش پول دچار نقصان شده و در عمل فاقد بازدهي مناسب خواهد شد. اگرچه براي بانكها ريسک عدم بازپرداخت تسهيلات توسط مشتري (ريسک اعتباري) يکي از مهمترين مخاطرات محسوب مي‌شود، ليکن مخاطرات و ريسک‌هاي ديگري همانند ريسک عملياتي، نقدينگي، بازار و... نيز بر روند فعاليت‌هاي بانک تاثير عمده‌اي دارند(بسيس، 2010).
با توجه به رقابت بسيار شديد و روزافزون بانك ها و موسسات مالي و همچنين پر رنگ شدن ساير ريسک‌ها، حيات بانكها با ترديد جدي مواجه شده است و همانطور که در بحران اقتصادي اخير مشاهده شد عدم توجه به ريسک‌هاي عمده صنعت بانکداري و همچنين عدم اهتمام جدي به مديريت ريسک جامع، باعث ورشکستگي تعداد بسيار زيادي از بانكهاي کوچک و متوسط شد که به منزله هشداري است براي ساير فعالان اين صنعت. به هر حال نقصان در سيستم گردش پول و اعطاي اعتبارات، تمام فعالان اقتصادي را کم و بيش تحت تاثير قرارداده و همانند امواج سهمگين لايه به لايه اقتصاد را با مشکل و معضلات جدي مواجه مي‌سازد.
يكي از مهم ترین مباحث در صنعت بانکداری، مبحث کارایی و ریسک می باشد. هر جا که آینده ناشناخته باشد، ریسک وجود دارد. از این رو، کسانی می توانند آینده ای مطمئن را برای خود و سازمان خویش رقم بزنند که بتوانند با برنامه ریزی و تحلیل های صحیح، شناخت خود را افزایش دهند. لذا امروزه وقتی در مورد مدیریت ریسک صحبت می شود، هدف از بین بردن ریسک نیست، بلکه شناسایی و تعیین هزینه های ناشی از آن است. این در حالی است که مدیریت ریسک خود به تنهایی معنایی را در بر ندارد زیرا ریسک، متغیری است که می تواند بر دیگر شرایط بنگاه مانند سود، کارایی و ... تاثیر بگذارد. در این بخش به دنبال بررسی تاثیر انواع ریسک بر کارایی صنعت بانکداری ایران می باشیم. در این بخش برای برآورد تاثیر ریسک بر کارایی، برای هر ریسک، شاخص هایی را انتخاب می کنیم. به طور تقریبی هر فعالیتی که توسط بانک صورت می پذیرد، در بطن خود با ريسك هايي مواجه است. مدیریت ریسک در وهله اول مستلزم شناسایی ريسك هاي فعالیت بانکی می باشد. ریسک هایی که بانکها با آن مواجه می باشند، به طور عمده به چهار دسته کلی ریسکهای مالی، عملیاتی، تجاری و حوادث تقسیم می شوند (ون گرينين، 2000).
فشار ريسك ناشي از منابع مختلف ريسك مي تواند بر يكي از جنبه هاي سيستم بانكداري اثرات منفي بگذارد. ريسك حوادث مي تواند نرخ هاي بهره و سپرده گذاري را تحت تاثير قرار داده و به منابع اصلي بانك كه صرف وام دهي و كسب درآمد مي شود، اثرات منفي داشته باشد. ريسك هاي تجاري مي تواند از طريق ايجاد محدوديت هاي قانوني و سياسي مانع انجام بانكداري نوين گرديده و انحصار را براي بانكهاي دولتي بوجود آورد. ريسك هاي عملياتي بر روند اجراي بانكداري و همچنين شيوه ارائه خدمات به مشتريان تاثيرگذار است و بر توانايي رقابتي بانك تاثير بسزايي داشته باشد و در نهايت ريك هاي مالي كه جزء مهمترين ريسك هاي بانك ها مي باشد بر مديريت اعتبارات، مديريت نقدينگي و مديريت بانكي تاثير گذار است و بصورت مستقيم مي تواند بر معوقات بانكي، هزينه هاي تامين منابع و وضعيت مالي بانكها تاثير بگذارد.
مدیریت ریسک، لزوم تنوع درآمدها و همچنین دامنه گسترده خدمات مطابق با استانداردهای بانک جهانی را می طلبد تا بانکها همزمان با اتخاذ استراتژی خصوصی سازی، به امور سرمایه گذاری، بیمه گری و سایر فعالیتهای تخصصی بپردازد (رسول اف، 1391).
بائله و همکاران (2007) بررسی کردند که آیا بانکهای متنوع از لحاظ عملکرد بلند مدت نسبت به رقبای خود مزیت نسبی دارند که این تحقیق در بانکهای اروپایی در دوره زمانی 1989 لغایت 2004 انجام گرفت و نتایج بیانگر این بود که تنوع درآمدی ارزش شرکت را افزایش و ریسک غیر سیستماتیک را کاهش می دهند در این پژوهش ارزش شرکت با کیوتوبین مورد سنجش قرار داده شده است و نتایج نشان می دهد که نسبت هزینه به درآمد اثر منفی بر ارزش شرکت داشته و همچنین نسبت مالکیت و اندازه تأثیر بر ارزش نداشته است.
ادسانمی و ولف10 (2007) در مقاله خود در بیان تنوع درآمدی و ریسک ورشکستگی در بانکهای اقتصادهای نوظهور بیان کردند که فعالیتهای تنوع درآمد بهره ای و بدون بهره ریسک ورشکستگی را کاهش می دهد. مطالعات الساس و همکاران (2010) که در زمینه آناتومی تنوع درآمد انجام گرفت نشان دادند که چگونه تنوع درآمدی با افزایش اندازه بانک بر ارزش بانک اثر می گذارد. یافته ها نشان داد که تنوع درآمدی، عملکرد بانک را افزایش می دهد و این با افزایش ارزش بازار همراه است.
برگر و همکاران (2010) بررسی کردند که آیا تنوع، ریسک و عملکرد بانکها را افزایش یا کاهش می دهد و نتایج بیانگر این بود که عملکرد بانکها به استراتژی تنوع آنها مربوط می شود، اثرات حاشیه ای بر روی شاخص تمرکز)عدم تنوع( بر روی عملکرد یک رابطه غیر خطی با سطح ریسک و مالکیت خارجی دارد. استراتژی تمرکز تا یک آستانه خاصی سود را افزایش و ریسک را کاهش می دهد و زمانی که مالکیت خارجی بسیار بالا یا بسیار پایین باشد بانکها به سود بیشتر از تنوع گرایش دارند.
ساوادا (2013) تأثیر تنوع درآمدی را بر ارزش بازار، عملکرد و ریسک بانکها در ژاپن بررسی کردند، نتایج نشان داد که نرخ بازده دارایی ها تأثیر معناداری بر عملکرد دارد ولی اندازه بانک و نسبت مالکیت تأثیر معناداری بر عملکرد بانک ندارند ونسبت هزینه به درآمد تأثیر منفی بر عملکرد دارد. لی و ژانگ11 (2013) در پژوهشی بررسی کردند که آیا تنوع سود از افزایش درآمدهای بدون بهره در صنعت بانکداری ژاپنی وجود دارد و بیان کردند که به طور کلی تنوع عملکرد از افزایش در درآمدهای بدون بهره وجود دارد. هرچند نوسانات در درآمدهای بدون بهره بیشتر از درآمد بهره ای خالص است و حاشیه سود از تنوع با افزایش درآمدهای بدون بهره کاهش می یابد.
با توجه به اینکه توانایی مدیریت، روابط سیاسی و بحرانهای مالی می تواند بر عملكرد بانك تاثیر بگذارد و همچنین در راستای بررسی این تاثیرگذاری، سوالات زیر در ذهن پژوهشگر ایجاد گردیده است که بدنبال پاسخ آنها هستیم:
توانایی مدیریت بر مدیریت ریسک بانکها تاثیر معنی داری است؟
روابط سیاسی بر مدیریت ریسک بانکها تاثیر معنی داری است؟
بحرانهای مالی بر مدیریت ریسک بانکها تاثیر معنی داری است؟
3. روش تحقیق
3. 1. مدل و داده
در تحقیق حاضر برای ارزیابی فرضیات باتوجه به ادعای مطرح شده در هر فرضیه از مدلهای مختلفی استفاده می گردد که در ادامه معرفی می شوند.
مدلهای مورد استفاده برای آزمون فرضیات فرعی چهارم از فرضیات اصلی دوم، پنجم و هشتم بصورت زیر می باشد:
مدل اول برای عدم بازپرداخت بدهی:
مدل دوم برای نوسانات عملکرد بانک:
برای آزمون فرضیات فرعی هر يك از فرضيات اصلي، مدل فوق برای کل بانکها و در طول بازه تحقیق مورد آزمون قرار می گیرد و جهت ارزیابی هر یک از فرضیات فرعی، ضریب متغیر مستقل مرتبط با هر یک از فرضیات فرعی مورد بررسی و تجزیه و تحلیل قرار می گیرد به اینصورت که معنی داری ضریب متغیر مستقل در مدل نشان دهنده تاثیرگذاری متغیر مستقل بر متغیر وابسته می باشد و جهت ضریب فوق نیز نمایان کننده نوع تاثیرگذاری متغیر مستقل بر متغیر وابسته می باشد. در این مقاله تلاش شده با استفاده از به‌کارگیری آخرین روش‌های برآورد در داده‌های تابلویی ایرادات موجود در مطالعات قبلی را تا حد امکان رفع کرده و نتایج سازگار و قابل اعتمادی ارائه گردد. بازه زمانی تحقیق در بازار بورس، بین سالهای 1396-1388 بوده است. که 11 بانک پذیرفته شده در بورس اوراق بهادار تهران، به‌صورت حذفی سیستماتیک، از بازار بورس، به‌عنوان نمونه انتخاب گردید.
4. داده‌ها و نتایج تجربی:
4. 1 . آمار توصیفی
اولین گام در تحلیل آماری تعیین مشخصات خلاصه شده داده‌ها و محاسبه شاخصهای توصیفی می‌باشد. هدف از این تحلیل شناخت روابط درونی متغیرها و نشان دادن رفتار آزمودنی‌ها می‌باشد تا مقدمات تحلیل آماری فراهم شده و خصوصیات توصیفی برای تحلیل بیشتر آشکار گردد (هومن، 1383). تحلیل داده‌ها در این بخش با محاسبه شاخصهای مرکزی از جمله میانگین و میانه و شاخصهای پراکندگی از قبیل انحراف معیار، حداکثر و حداقل مقدار متغیرها انجام شده است.
جدول (1). آمار توصیفی متغیرهای تحقیق
نام متغیر | مشاهدات | میانگین | میانه | ماکزیمم | مینیمم | انحراف معیار | چولگی | کشیدگی |
ریسک اعتباری-مطالبات مشکوک الوصول | 99 | 0.000105 | 8.20E-05 | 0.000871 | 3.00E-06 | 0.000123 | 0.142704 | 3.367712 |
ریسک اعتباری-مطالبات معوق | 99 | 3.72E-05 | 3.70E-05 | 0.000133 | 2.00E-06 | 2.91E-05 | 0.636849 | 3.371034 |
ریسک نقدینگی- نسبت وامها به سپرده‌ها | 99 | 0.860909 | 0.886114 | 1.223359 | 0.532604 | 0.158946 | -0.37017 | 2.355429 |
ریسک نقدینگی-نسبت تركيب سپرده | 99 | 0.180679 | 0.173585 | 0.543139 | 0.000407 | 0.149752 | 0.189189 | 2.699722 |
ریسک نقدینگی-خالص وامها به كل دارايي‌ها | 99 | 0.688396 | 0.709922 | 0.893881 | 0.347830 | 0.122155 | -0.13627 | 3.173003 |
ریسک عملیاتی-کارایی تکنیکی | 99 | 0.000173 | 0.000166 | 0.000671 | 9.00E-06 | 0.000177 | 0.392072 | 3.972790 |
ریسک عملیاتی-کارایی بهای تمام شده | 99 | 0.377608 | 0.391626 | 0.782882 | 0.037704 | 0.217196 | 0.133941 | 1.916431 |
ریسک ورشکستگی-عدم بازپرداخت بدهی | 99 | 17.25940 | 18.91637 | 32.49115 | 4.111484 | 7.073575 | -0.27526 | 2.264938 |
ریسک ورشکستگی-نوسانات عملکرد بانک | 99 | 4.432187 | 5.061552 | 9.619707 | 0.312294 | 2.523907 | -0.14081 | 1.931946 |
توانایی مدیریت | 99 | 0.114399 | 0.117829 | 0.232701 | 0.011388 | 0.053577 | 0.019792 | 2.443970 |
روابط سیاسی-مديريت سياسي | 99 | 0.323232 | 0.000000 | 1.000000 | 0.000000 | 0.470091 | 0.755885 | 1.571362 |
روابط سیاسی-نفوذ دولتی | 99 | 18.75646 | 0.000000 | 81.01000 | 0.000000 | 27.34112 | 1.278639 | 3.214291 |
بحران مالی-دوره رکود و رونق اقتصادی | 99 | 0.444444 | 0.000000 | 1.000000 | 0.000000 | 0.499433 | 0.223607 | 1.050000 |
بحران مالی-فشار مالی | 99 | 1.636163 | 1.190168 | 5.847687 | -0.68975 | 1.343088 | 1.415651 | 4.539090 |
سهم سپرد بانک از کل نظام بانکی | 99 | 0.036656 | 0.032028 | 0.108430 | 0.002066 | 0.027329 | 0.912136 | 3.283154 |
عمر | 99 | 3.073619 | 2.995732 | 4.276666 | 1.791759 | 0.584459 | 0.358906 | 2.523223 |
اندازه | 99 | 19.36852 | 19.49557 | 21.52017 | 16.44080 | 1.182280 | -0.37713 | 2.493456 |
نرخ رشد تسهیلات | 99 | 0.201801 | 0.217356 | 0.654583 | -0.12828 | 0.193107 | 0.336261 | 2.318543 |
نرخ رشد سپرده ها | 99 | 0.084092 | 0.125979 | 0.387624 | -0.40366 | 0.215192 | -0.80286 | 2.646402 |
تغییر در سود خالص | 99 | 0.000857 | 0.001077 | 0.008777 | -0.0084 | 0.003893 | -0.27332 | 2.582213 |
متغیر مجازی زیان | 99 | 0.060606 | 0.000000 | 1.000000 | 0.000000 | 0.239821 | 3.683004 | 14.56452 |
میانگین اصلی‌ترین و مورداستفاده‌ترین شاخص مرکزی است. مقدار میانگین دقیقاً در نقطه تعادل و مرکز ثقل داده‌ها قرار می‌گیرد. متغیرهایی دارای کیفیت مناسب می‌باشند که اولاً بین میانگین و میانه آنها اختلاف چندانی وجود نداشته و از طرفی میزان چولگی و کشیدگی آنها با چولگی و کشیدگی توزیع نرمال اختلاف فاحشی نداشته و به ترتیب تقریباً برابر 0 و 3 باشند. همانطور که مشاهده می‌گردد همه متغیرها دارای توزیع‌های چوله و کشیده می‌باشند.
4. 2. آزمون نرمال بودن متغیرهای پژوهش
در انجام این پژوهش، به‌منظور تخمین پارامترهای مدل از روش حداقل مربعات معمولی استفاده می‌گردد. روش حداقل مربعات معمولی بر این فرض استوار است که متغیر دارای توزیع نرمال است و توزیع غیر نرمال آن منجر به تخطی از مفروضات این روش برای تخمین پارامترها میشود. لذا لازم است نرمال بودن متغیرها مورد آزمون قرار گیرد. در مطالعه حاضر آزمون نرمال بودن از طریق آماره جارک-برا مورد بررسی قرار می‌گیرد. اگر سطح معناداری آماره این آزمون بزرگتر از 05/0 باشد، فرض صفر مبنی بر نرمال بودن توزیع متغیرها پذیرفته میشود. نتایج آزمون جارک-برا برای متغیرها در جدول (2) ارائه شده است.
جدول (2). آماره جارک-برا متغیرهای وابسته تحقیق
نام متغیر وابسته | آماره آزمون جارک برا | P-Value | نتیجه‌گیری |
ROE | 5.314417 | 0.070144 | فرضیه صفر پذیرفته میشود یعنی داده‌ها نرمال هستند. |
CREDIT1 | 2.370031 | 0.305741 | فرضیه صفر پذیرفته میشود یعنی داده‌ها نرمال هستند. |
CREDIT2 | 3.053931 | 0.217194 | فرضیه صفر پذیرفته میشود یعنی داده‌ها نرمال هستند. |
LEQUIDITY1 | 3.974769 | 0.137053 | فرضیه صفر پذیرفته میشود یعنی داده‌ها نرمال هستند. |
LEQUIDITY2 | 2.544979 | 0.280133 | فرضیه صفر پذیرفته میشود یعنی داده‌ها نرمال هستند. |
LEQUIDITY3 | 0.974639 | 0.614271 | فرضیه صفر پذیرفته میشود یعنی داده‌ها نرمال هستند. |
OPERATION1 | 5.444228 | 0.065736 | فرضیه صفر پذیرفته میشود یعنی داده‌ها نرمال هستند. |
OPERATION2 | 5.139263 | 0.076564 | فرضیه صفر پذیرفته میشود یعنی داده‌ها نرمال هستند. |
INSOLVENCY1 | 3.478981 | 0.175610 | فرضیه صفر پذیرفته میشود یعنی داده‌ها نرمال هستند. |
INSOLVENCY2 | 5.032715 | 0.080753 | فرضیه صفر پذیرفته میشود یعنی داده‌ها نرمال هستند. |
نحوه داوری: همانطور که در نگاره فوق مشاهده میشود، مقدار P-Value محاسبه‌شده برای متغیرهای وابسته از مقدار 05/0 سطح معنی‌داری بیشتر می‌باشند لذا میتوان گفت در سطح معناداری 5 درصد، فرض H1 رد و فرض H0 پذیرفته میشود یعنی داده‌ها نرمال می‌باشند..
4. 3. آزمون مانایی متغیرها (ریشه واحد):
به‌منظور بررسی مانایی متغیرهای تحقیق از آزمون ریشه واحد فیلیپس پرون برای متغیرهای تحقیق استفاده می‌گردد. درصورتی‌که سری‌های زمانی مورداستفاده در رگرسیون پایا نباشد، ممکن است دچار رگرسیون کاذب شویم. نتیجه آزمون ریشه واحد فیلیپس پرون برای متغیرهای مدل موردبررسی در ذیل آمده است.
جدول (3). بررسی مانایی متغیرها
نام متغیر | آماره آزمون دیکی- فولر | P-Value | نتیجه‌گیری |
CREDIT1 | -7.79909 | 0.0000* | مانا می‌باشد |
CREDIT2 | -6.13494 | 0.0000* | مانا می‌باشد |
LEQUIDITY1 | -8.84906 | 0.0000* | مانا می‌باشد |
LEQUIDITY2 | -5.97083 | 0.0000* | مانا می‌باشد |
LEQUIDITY3 | -5.99318 | 0.0000* | مانا می‌باشد |
OPERATION1 | -6.28787 | 0.0000* | مانا می‌باشد |
OPERATION2 | -5.80352 | 0.0000* | مانا می‌باشد |
INSOLVENCY1 | -7.20319 | 0.0000* | مانا می‌باشد |
INSOLVENCY2 | -6.25281 | 0.0000* | مانا می‌باشد |
MA | -3.83397 | 0.0160* | مانا می‌باشد |
POLITIC1 | -3.22563 | 0.0214* | مانا می‌باشد |
POLITIC2 | -10.3706 | 0.0000* | مانا می‌باشد |
CRISIS1 | -9.69455 | 0.0000* | مانا می‌باشد |
CRISIS2 | -8.19765 | 0.0000* | مانا می‌باشد |
DEPMARKET | -5.82617 | 0.0000* | مانا می‌باشد |
Ln Age | -3.25045 | 0.0200* | مانا می‌باشد |
SIZE | -3.85662 | 0.0034* | مانا می‌باشد |
LOANGRTH | -7.64386 | 0.0000* | مانا می‌باشد |
DEPGRTH | -9.73743 | 0.0000* | مانا می‌باشد |
∆NI/TA | -7.70962 | 0.0000* | مانا می‌باشد |
LOSS | -5.90292 | 0.0000* | مانا می‌باشد |
نتایج جدول (3) با توجه به اینکه مقادیر P-value آماره دیکی- فولر(ADF) کمتر از 5 درصد می‌باشد لذا فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود ریشه واحد و به عبارتی عدم مانایی تمامی متغیرها رد شده و مانا می‌باشند.
4. 4. آزمون تشخيص مدل:
به‌منظور تخمین مدل مربوط به فرضیه ها، در ابتدا باید نوع روش تخمین، مشخص گردد. بنابراین، ابتدا برای تشخیص بین اینکه باید از روش پولینگ دیتا استفاده شود یا از روش داده های تلفیقی استفاده شود، آماره چاو (F لیمر) محاسبه میشود. با توجه به فرض ثابت بودن ضرايب متغيرها، آيا عرض ازمبدا در تمامی سال ها ثابت است يا خير. به طور کلی برای انتخاب از میان مدل Pooled و Panel از آزمون زیر استفاده می کنیم:
جدول (4). نتایج آزمون F لیمر
شماره مدل | P-Value | نتیجه گیری | مدل مورد استفاده | |
1 | 2.773183 | 0.0057 | عرض از مبداها با هم برابر نیستند | Panel |
2 | 3.297845 | 0.0014 | عرض از مبداها با هم برابر نیستند | Panel |
3 | 0.687134 | 0.7332 | عرض از مبداها با هم برابر هستند | Pooled |
4 | 2.287444 | 0.0210 | عرض از مبداها با هم برابر نیستند | Panel |
5 | 3.544789 | 0.0007 | عرض از مبداها با هم برابر نیستند | Panel |
6 | 2.07217 | 0.0371 | عرض از مبداها با هم برابر نیستند | Panel |
7 | 3.267325 | 0.0015 | عرض از مبداها با هم برابر نیستند | Panel |
8 | 2.610629 | 0.0088 | عرض از مبداها با هم برابر نیستند | Panel |
9 | 3.900402 | 0.0003 | عرض از مبداها با هم برابر نیستند | Panel |
همانطور که مشاهده میشود با توجه به اینکه در مدل شماره های 3، 4 و 7 مقادیر P-Value بیش از 5 درصد می باشند فرضیه صفر مبنی بر برابری عرض از مبداها رد نشده و برای آزمون فرضیات می بایست از روش Pooled استفاده شود. در حالی که درسایر مدل ها از روش پنل برای برازش مدل استفاده می شود. حال می بایست در مدل Panel، مدل اثرات ثابت در مقابل مدل اثرات تصادفی آزمون گردد. برای این کار از آزمون هاسمن استفاده میشود. به عبارت ديگر پاسخ به اين پرسش كه بافرض ثابت بودن ضرائب مربوط به متغيرها آيا عرض از مبداء براي مقاطع مختلف ثابت است به عبارت ديگر آيا تفاوت در عرض از مبدأ واحدهاي مقطعي به طور ثابت عمل ميكند يا اينكه عملكردهاي تصادفي مي توانند اين اختلاف بين مقاطع را بطور واضحتري بيان نمايد كه به ترتيب اين دو روش در ادبيات داده هاي تلفيقي به روش هاي ثابت و اثرات تصادفي مشهور هستند كه ذيلا روش هاي ذکر شده، به اختصار مورد بحث قرار مي گيرد.
4. 5. تخمین مدل با اثرات ثابت12 یا تصادفی13:
حال می بایست در مدل داده های تلفیقی (panel)، مدل اثرات ثابت در مقابل مدل اثرات تصادفی آزمون گردد. برای این کار از آزمون هاسمن استفاده می شود. به عبارت ديگر پاسخ به اين پرسش كه با فرض ثابت بودن ضرائب مربوط به متغيرها آيا عرض از مبداء براي مقاطع مختلف ثابت است به عبارت ديگر آيا تفاوت در عرض از مبدأ واحدهاي مقطعي به طور ثابت عمل مي كند يا اينكه عملكردهاي تصادفي مي توانند اين اختلاف بين مقاطع را بطور واضحتري بيان نمايد كه این روش در ادبيات داده هاي تلفيقي به روش هاي ثابت و اثرات تصادفي مشهورهستندكه ذيلا روش هاي فوق الذكر به اختصارمورد بحث قرارمي گيرد.
اثرات ثابت
يك روش متداول در فرمول بندي كردن مدل داده هاي تلفيقي، بر اين فرض استوار است كه اختلافات بين واحدها را مي توان به صورت تفاوت عرض از مبدا نشان داد. در واقع براي هر ضريب، عرض از مبدا متفاوت مي باشد.
اثرات تصادفي
جامعه از بي نهايت تصميم تشكيل شده است نه از بي نهايت افراد. در اين صورت نبايد عرض از مبداها را مشروط و مقيد بدانيم يعني بهتر است كه آن ها را جمله تصادفي بناميم نه ثابت. روش اثرات تصادفي فرض مي كند جزء ثابت مشخص كننده مقاطع مختلف به صورت تصادفي بين واحدهاي مختلف توزيع شده است. با معرفي اين دو روش سوالي كه پيش مي آيد اين است كه در عمل ما بايستي كدام يك از روش هاي مذكور را استفاده كنيم كه براي تصميم گيري از آزمون هاسمن14 استفاده می شود.
آزمون این فرض به شرح ذیل می باشد:
جدول (5). نتایج آزمون هاسمن
شماره مدل | درجه آزادی | مقدار P-Value | نتیجه گیری | |
19.092937 | 12 | 0.0244 | اثرات ثابت | |
2 | 19.519963 | 12 | 0.0067 | اثرات ثابت |
3 | 40.020763 | 12 | 0.0000 | اثرات ثابت |
4 | 20.052319 | 12 | 0.0101 | اثرات ثابت |
5 | 32.875029 | 12 | 0.0001 | اثرات ثابت |
6 | 62.571042 | 12 | 0.0000 | اثرات ثابت |
7 | 146.447552 | 12 | 0.0000 | اثرات ثابت |
8 | 36.271734 | 12 | 0.0000 | اثرات ثابت |
همانگونه که از جدول فوق مشاهده می گردد آماره هاسمن محاسبه شده برای همه مدل های فوق، بزرگتر از مقدار استاندارد آماره کای دو با درجه آزادی 12 (تعداد متغیرهای مستقل در مدل) بوده ومقدار P-Value آن ها نیز کمتر از 5 درصد است لذا فرضیه صفر در این مدل ها رد شده و برای برازش مدل از روش اثرات ثابت استفاده میشود..
4. 6. هم خطی متغیرها
در اقتصادسنجی هم خطی زمانی اتفاق می‌افتد که دو یا بیش از دو متغیر توضیح دهنده (مستقل) در یک رگرسیون چندمتغیره نسبت به یکدیگر از همبستگی بالایی برخوردار باشند. منظور از همبستگی در اینجا وجود یک ارتباط خطی بین متغیرهای مستقل است. بسته به شدت همبستگی بین متغیرهای مستقل، میزان و نوع هم خطی متفاوت خواهد بود. هم خطی کمابیش در همه مدلهای رگرسیون موجود است؛ آنچه که مهم است شدت هم خطی بین متغیرهای مستقل است. وجود «هم خطی کامل» موجب نقض فرض‌های کلاسیک مدل رگرسیون میشود. در این مطالعه برای بررسی هم خطی بین متغیرهای توضیحی از ضریب همبستگی بین آنها استفاده شده است. که نتایج آن در جدول (6) آمده است.
جدول (6). ماتريس ضرايب همبستگي پيرسون
Correlation | LEQUIDITY3 | OPERATION1 | OPERATION2 | INSOLVENCY1 | INSOLVENCY2 | CREDIT1 | CREDIT2 | LEQUIDITY1 | LEQUIDITY2 |
MA | -24.43% | -13.71% | 26.21% | -11.25% | -0.68% | -11.64% | -3.83% | -17.37% | 25.15% |
POLITIC1 | 24.30% | -34.79% | -31.07% | -21.34% | -31.86% | -5.70% | -6.18% | 10.43% | 54.72% |
POLITIC2 | 16.74% | -27.83% | 33.43% | 19.47% | 25.75% | 11.87% | 2.04% | -17.11% | 47.67% |
DEPMARKET | 5.97% | -35.26% | -2.29% | -4.16% | -11.30% | -20.69% | -22.06% | -18.96% | 31.48% |
Ln Age | -37.89% | 41.23% | 36.23% | -10.38% | 15.76% | 11.13% | 17.15% | -25.55% | 50.94% |
SIZE | -21.13% | -43.79% | 23.03% | 13.95% | 4.37% | 1.91% | -34.84% | -23.63% | 21.58% |
LOANGRTH | 27.83% | -12.51% | -26.98% | 0.90% | -7.27% | -34.05% | -5.85% | 11.42% | -18.77% |
DEPGRTH | -9.22% | 11.64% | -32.25% | 5.25% | 4.98% | 3.23% | 15.60% | -8.37% | 5.96% |
∆NI/TA | 15.42% | 24.47% | -43.74% | -4.00% | 18.97% | -17.82% | 7.17% | 24.11% | 11.63% |
LOSS | -24.58% | 19.86% | 25.77% | 2.51% | 0.90% | -5.59% | 3.15% | 8.89% | -4.24% |
آزمون نتایج همبستگی نشان می دهد که ارتباط همبستگی توانایی مدیریت با ریسک اعتباری-مطالبات مشکوک الوصول 11.64-%، ریسک اعتباری-مطالبات معوق 3.83-%، ریسک نقدینگی- نسبت وامها به سپرده‌ها 17.37-%، ریسک نقدینگی-نسبت تركيب سپرده 25.15%، ریسک نقدینگی-خالص وامها به كل دارايي‌ها 24.43-%، ریسک عملیاتی-کارایی تکنیکی 13.71-%، ریسک عملیاتی-کارایی بهای تمام شده %26.21، ریسک ورشکستگی-عدم بازپرداخت بدهی 11.25-%، ریسک ورشکستگی-نوسانات عملکرد بانک 0.68-%، می باشد.
4. 7. تخمین مدل‌ها:
تاثیر توانایی مدیریت، روابط سیاسی و بحرانهای مالی بر ریسک اعتباری-مطالبات مشکوک الوصول
جدول (7). نتایج حاصل از آزمون تاثیر توانایی مدیریت، روابط سیاسی و بحرانهای مالی بر ریسک اعتباری-مطالبات مشکوک الوصول بر اساس مدل 5
مدل |
| |||||||
متغيرهاي توضيحي | ضرايب متغير در مدل | مقادير آماره t | مقادير P-Value | نتيجه گيري | ||||
مقدار ثابت | -4.39E-05 | -0.171587 | 0.8642 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.000197 | -0.818432 | 0.4154 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -6.68E-05 | -1.112823 | 0.2689 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 1.03E-06 | 1.201811 | 0.2327 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -4.52E-05 | -1.799286 | 0.0755 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 1.27E-05 | 1.370619 | 0.1741 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.001533 | -2.749039 | 0.0073* | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | ||||
| 6.97E-05 | 1.886736 | 0.0626 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 2.30E-06 | 0.148228 | 0.8825 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.000178 | -2.622900 | 0.0103* | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | ||||
| 0.000113 | 1.838911 | 0.0694 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.003924 | -1.166841 | 0.2465 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -2.85E-07 | -0.005363 | 0.9957 | عدم معناداری در مدل | ||||
مقادير آزمون F | 2.875815 | آزمون دوربين واتسون | 1.851343 | |||||
مقاديرP-Value | 0.002240* | مقادير ضريب تعيين R2 | 0.096365 | |||||
|
| مقادیر ضریب تعیین تعدیل‌شده R2 | 0.086788 | |||||
نتيجه كفايت مدل: | با توجه به مقادير آزمون F و مقدار P-Value که کمتر از 5درصد است مدل معنادار است. | |||||||
مدل |
| |||||||
متغيرهاي توضيحي | ضرايب متغير در مدل | مقادير آماره t | مقادير P-Value | نتيجه گيري | ||||
مقدار ثابت | 0.000204 | 3.387547 | 0.0011* | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | ||||
| -8.67E-06 | -0.152783 | 0.8789 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -1.80E-05 | -1.269771 | 0.2076 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 1.09E-07 | 0.537703 | 0.5922 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -1.55E-05 | -2.610659 | 0.0107* | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | ||||
| -5.67E-06 | -2.599426 | 0.0110* | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | ||||
| -7.17E-05 | -0.545386 | 0.5869 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 3.53E-06 | 0.405322 | 0.6862 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -7.89E-06 | -2.158312 | 0.0337* | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | ||||
| -1.94E-05 | -1.208484 | 0.2302 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 1.68E-05 | 1.153994 | 0.2517 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 7.23E-05 | 0.091188 | 0.9276 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 1.61E-05 | 1.286597 | 0.2017 | عدم معناداری در مدل | ||||
مقادير آزمون F | 2.991543 | آزمون دوربين واتسون | 1.588521 | |||||
مقاديرP-Value | 0.001555* | مقادير ضريب تعيين R2 | 0.204495 | |||||
|
| مقادیر ضریب تعیین تعدیل‌شده R2 | 0.196053 | |||||
نتيجه كفايت مدل: | با توجه به مقادير آزمون F و مقدار P-Value که کمتر از 5درصد است مدل معنادار است. | |||||||
مدل |
| |||||||
متغيرهاي توضيحي | ضرايب متغير در مدل | مقادير آماره t | مقادير P-Value | نتيجه گيري | ||||
مقدار ثابت | 1.332188 | 3.826986 | 0.0002 | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | ||||
| -0.311346 | -0.949644 | 0.3450 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.188029 | 2.301106 | 0.0238 | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | ||||
| -0.002951 | -2.523424 | 0.0135 | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | ||||
| -0.005278 | -0.154329 | 0.8777 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.019044 | 1.510735 | 0.1345 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.875271 | -1.152522 | 0.2523 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.041999 | -0.834422 | 0.4064 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.016319 | -0.773124 | 0.4416 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.011054 | 0.119271 | 0.9053 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.003838 | -0.045701 | 0.9637 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 5.972041 | 1.303919 | 0.1957 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.005427 | 0.074961 | 0.9404 | عدم معناداری در مدل | ||||
مقادير آزمون F | 1.926569 | آزمون دوربين واتسون | 1.975007 | |||||
مقاديرP-Value | 0.041915* | مقادير ضريب تعيين R2 | 0.211868 | |||||
|
| مقادیر ضریب تعیین تعدیل‌شده R2 | 0.201897 | |||||
نتيجه كفايت مدل: | با توجه به مقادير آزمون F و مقدار P-Value که کمتر از 5درصد است مدل معنادار است. | |||||||
مدل |
| |||||||
متغيرهاي توضيحي | ضرايب متغير در مدل | مقادير آماره t | مقادير P-Value | نتيجه گيري | ||||
مقدار ثابت | -0.406678 | -1.529575 | 0.1298 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.558593 | 2.230704 | 0.0283* | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | ||||
| 0.093300 | 1.494934 | 0.1386 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.000957 | 1.070823 | 0.2872 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.042795 | -1.638394 | 0.1050 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.002443 | -0.253751 | 0.8003 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.282904 | 0.487725 | 0.6270 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.053783 | 1.398988 | 0.1654 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.017286 | 1.072196 | 0.2866 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.043434 | -0.613589 | 0.5411 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.076997 | 1.200325 | 0.2333 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.044843 | 0.012819 | 0.9898 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.162663 | -2.941726 | 0.0042* | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | ||||
مقادير آزمون F | 6.669743 | آزمون دوربين واتسون | 1.749275 | |||||
مقاديرP-Value | 0.000000* | مقادير ضريب تعيين R2 | 0.152043 | |||||
|
| مقادیر ضریب تعیین تعدیل‌شده R2 | 0.149770 | |||||
نتيجه كفايت مدل: | با توجه به مقادير آزمون F و مقدار P-Value که کمتر از 5درصد است مدل معنادار است. | |||||||
مدل |
| |||||||
متغيرهاي توضيحي | ضرايب متغير در مدل | مقادير آماره t | مقادير P-Value | نتيجه گيري | ||||
مقدار ثابت | 1.043475 | 4.141120 | 0.0001* | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | ||||
| -0.179790 | -0.757575 | 0.4508 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.001832 | 0.030972 | 0.9754 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 8.81E-05 | 0.104117 | 0.9173 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.068564 | 2.769709 | 0.0069* | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | ||||
| 0.009064 | 0.993328 | 0.3233 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.735582 | 1.338080 | 0.1844 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.070487 | -1.934614 | 0.0563 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.010539 | -0.689762 | 0.4922 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.079483 | 1.184773 | 0.2394 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.030267 | -0.497871 | 0.6198 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.483350 | 0.145792 | 0.8844 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.035567 | -0.678700 | 0.4992 | عدم معناداری در مدل | ||||
مقادير آزمون F | 3.083482 | آزمون دوربين واتسون | 2.333304 | |||||
مقاديرP-Value | 0.001163* | مقادير ضريب تعيين R2 | 0.100823 | |||||
|
| مقادیر ضریب تعیین تعدیل‌شده R2 | 0.093264 | |||||
نتيجه كفايت مدل: | با توجه به مقادير آزمون F و مقدار P-Value که کمتر از 5درصد است مدل معنادار است. | |||||||
مدل |
| |||||||
متغيرهاي توضيحي | ضرايب متغير در مدل | مقادير آماره t | مقادير P-Value | نتيجه گيري | ||||
مقدار ثابت | 0.001405 | 3.994115 | 0.0001* | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | ||||
| -5.21E-05 | -0.157240 | 0.8754 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -3.59E-05 | -0.435328 | 0.6644 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -1.65E-06 | -1.400029 | 0.1651 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 5.60E-05 | 1.620600 | 0.1088 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -5.69E-06 | -0.446539 | 0.6563 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.000878 | -1.143950 | 0.2558 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 2.06E-05 | 0.405532 | 0.6861 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -6.34E-05 | -2.971064 | 0.0038* | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | ||||
| -7.19E-05 | -0.767383 | 0.4450 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 5.39E-05 | 0.634844 | 0.5272 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.006531 | 1.411023 | 0.1618 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 2.38E-05 | 0.324743 | 0.7462 | عدم معناداری در مدل | ||||
مقادير آزمون F | 3.836772 | آزمون دوربين واتسون | 1.514316 | |||||
مقاديرP-Value | 0.000109* | مقادير ضريب تعيين R2 | 0.148688 | |||||
|
| مقادیر ضریب تعیین تعدیل‌شده R2 | 0.127808 | |||||
نتيجه كفايت مدل: | با توجه به مقادير آزمون F و مقدار P-Value که کمتر از 5درصد است مدل معنادار است. | |||||||
مدل |
| |||||||
متغيرهاي توضيحي | ضرايب متغير در مدل | مقادير آماره t | مقادير P-Value | نتيجه گيري | ||||
مقدار ثابت | -0.487495 | -1.160789 | 0.2489 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.145409 | 0.367620 | 0.7141 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.011724 | -0.118925 | 0.9056 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.002529 | 1.792659 | 0.0765 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.038472 | -0.932464 | 0.3537 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.008173 | 0.537387 | 0.5924 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -1.466733 | -1.600845 | 0.1131 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.037577 | 0.618807 | 0.5377 | عدم معناداری در مدل | ||||
| 0.040268 | 1.581252 | 0.1175 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.056062 | -0.501398 | 0.6174 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -0.125140 | -1.235050 | 0.2202 | عدم معناداری در مدل | ||||
| -15.17348 | -2.746026 | 0.0073* | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | ||||
| 0.028343 | 0.324507 | 0.7463 | عدم معناداری در مدل | ||||
مقادير آزمون F | 4.498947 | آزمون دوربين واتسون | 1.858685 | |||||
مقاديرP-Value | 0.000014* | مقادير ضريب تعيين R2 | 0.085659 | |||||
|
| مقادیر ضریب تعیین تعدیل‌شده R2 | 0.079937 | |||||
نتيجه كفايت مدل: | با توجه به مقادير آزمون F و مقدار P-Value که کمتر از 5درصد است مدل معنادار است. | |||||||
مدل |
| ||||
متغيرهاي توضيحي | ضرايب متغير در مدل | مقادير آماره t | مقادير P-Value | نتيجه گيري | |
مقدار ثابت | -15.55300 | -1.009423 | 0.3156 | عدم معناداری در مدل | |
| -25.91253 | -1.785644 | 0.0777 | عدم معناداری در مدل | |
| -4.879928 | -1.349251 | 0.1808 | عدم معناداری در مدل | |
| 0.038758 | 0.748704 | 0.4561 | عدم معناداری در مدل | |
| -5.317490 | -3.512939 | 0.0007* | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | |
| -0.261656 | -0.468941 | 0.6403 | عدم معناداری در مدل | |
| -29.18782 | -0.868313 | 0.3876 | عدم معناداری در مدل | |
| -0.921891 | -0.413800 | 0.6801 | عدم معناداری در مدل | |
| 2.206010 | 2.361150 | 0.0205* | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | |
| 2.294334 | 0.559298 | 0.5774 | عدم معناداری در مدل | |
| 1.738320 | 0.467622 | 0.6412 | عدم معناداری در مدل | |
| -63.38544 | -0.312669 | 0.7553 | عدم معناداری در مدل | |
| 0.660388 | 0.206087 | 0.8372 | عدم معناداری در مدل | |
مقادير آزمون F | 2.025837 | آزمون دوربين واتسون | 1.774700 | ||
مقاديرP-Value | 0.031202* | مقادير ضريب تعيين R2 | 0.120379 | ||
|
| مقادیر ضریب تعیین تعدیل‌شده R2 | 0.111595 | ||
نتيجه كفايت مدل: | با توجه به مقادير آزمون F و مقدار P-Value که کمتر از 5درصد است مدل معنادار است. | ||||
مدل |
| ||||
متغيرهاي توضيحي | ضرايب متغير در مدل | مقادير آماره t | مقادير P-Value | نتيجه گيري | |
مقدار ثابت | -3.383613 | -0.659354 | 0.5114 | عدم معناداری در مدل | |
| -3.287958 | -0.680284 | 0.4982 | عدم معناداری در مدل | |
| -3.326171 | -2.761229 | 0.0070* | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | |
| 0.021615 | 1.253690 | 0.2134 | عدم معناداری در مدل | |
| -1.950956 | -3.869814 | 0.0002* | معنادار در مدل در سطح 95 درصد | |
| -0.060264 | -0.324284 | 0.7465 | عدم معناداری در مدل | |
| -10.44732 | -0.933164 | 0.3533 | عدم معناداری در مدل | |
| 0.359227 | 0.484127 | 0.6295 | عدم معناداری در مدل | |
| 0.462694 | 1.486924 | 0.1407 | عدم معناداری در مدل | |
| -0.594271 | -0.434961 | 0.6647 | عدم معناداری در مدل | |
| 0.900685 | 0.727473 | 0.4689 | عدم معناداری در مدل | |
| 117.6584 | 1.742598 | 0.0850 | عدم معناداری در مدل | |
| 1.448395 | 1.357116 | 0.1783 | عدم معناداری در مدل | |
مقادير آزمون F | 3.383515 | آزمون دوربين واتسون | 2.157933 | ||
مقاديرP-Value | 0.000451* | مقادير ضريب تعيين R2 | 0.120707 | ||
|
| مقادیر ضریب تعیین تعدیل‌شده R2 | 0.115922 | ||
نتيجه كفايت مدل: | با توجه به مقادير آزمون F و مقدار P-Value که کمتر از 5درصد است مدل معنادار است. | ||||
