آثار متغیرهای حقیقی و پولی- مالی بر نرخ سود سپرده بانکی ایران

اقتصاد مالی

مقاله 1، دوره 13، شماره 46، اردیبهشت 1398، صفحه 1-24   

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

ابوالقاسم مهدوی مزده^{* 1}؛ ناصر الهی²؛ اکبر کمیجانی³؛ عباس دادجوی توکلی⁴

¹دانشیار دانشکده اقتصاد، دانشگاه تهران، تهران، ایران

²دانشیار دانشکده اقتصاد دانشگاه مفید، تهران، ایران

³استاد دانشکده اقتصاد دانشگاه تهران، تهران، ایران

⁴دانشجوی دکتری اقتصاد، دانشگاه مفید، تهران، ایران.

چکیده

با توجه به ساختار اقتصادی کشور، مقاله  حاضر درصدد مقایسه میزان آثار متغیرهای حقیقی (اختلاف بین نرخ دلار رسمی و غیر رسمی، شاخص قیمت زمین در تهران و حجم واردات رسمی و غیر رسمی) و متغیرهای پولی- مالی (بدهی بانک­ها به بانک مرکزی ، سپرده‌های مدت­دار و مطالبات غیرجاری ) بر نرخ سود سپرده پرداختی بانک­ها، بر اساس نظریه درون‌زایی همزمان پول و نرخ بهره در اقتصاد است که در مطالعات برخی از پساکینزی­های ساختارگرا مطرح گردیده است. مدل مورد استفاده، رویکرد آستانه ای(STAR) بوده و دوره زمانی بر اساس داده‌های فصلی سال­های 1385− 1396 می­باشد. نتایج حاصل از برآورد نشان می­دهد با وجود انفعال سیاستگذار، در بازه زمانی سال 1385 الی نیمه نخست سال 1391، متغیرهای شاخص قیمت زمین، حجم سپرده­های مدت­دار و حجم واردات رسمی و غیر رسمی، معنی­دار بوده و تاثیر مثبت بر نرخ سود سپرده پرداختی دارند که نشان می­دهد انگیزه­های سفته­بازانه بانک­ها و مشتریان، نقش مهمی در بالا بودن نرخ سود بانکی داشته اند. اما در بازه زمانی نیمه دوم سال 1391 الی 1396، تمام متغیرهای مستقل معنی دار و تاثیر مثبت بر نرخ سود سپرده پرداختی دارند که با شدت بیشتر به دلیل تنگنای مالی بانک­ها و با شدت کمتر به دلیل انگیزه­های سفته بازی بانک­ها و مشتریان بوده است.
 
Abstract
Taking into account the theoretical issues of the subject, the empirical studies carried out and the economic structure of Iran and by using the STAR method as well as the seasonal data collected during 2006- 2017, the present study compares the effects of real variables (the difference between the official and unofficial US dollar rates, the land price index for Tehran, and the volume of official and unofficial imports), and monetary-financial variables (banks debt to the central bank, time deposits and non performing loans) on the deposits interest rate In based on the theory of simultaneous Endogenous money and interest rate in the economy, which has been raised in the studies of some of the structuralist post Keynesian.
The results indicate that despite the policymakers passivity in the period from 2006 to the first half of 2012, the variables related to the land price index, the time deposits volume, and the volume of official and unofficial imports are meaningful and have a positive effect on the deposits interest rate, which shows that the speculative motive of banks and the customers play a significant role in the high interest rates. However, in the second half of 2012 to 2017, the independent variables qualities of being meaningful and having a positive effect on the deposits interest rate are more caused by the financial distress of banks and less caused by the speculative motive of banks as well as the customers
 
Keywords: Interest rate, banking system, monetary policy, threshold approach model
JEL Classification: O23 , E43, G21

کلیدواژه‌ها

نرخ سود؛ نظام بانکی؛ سیاست پولی؛ مدل رویکرد آستانه ای. طبقه بندی JEL : O23 E43؛ G21

اصل مقاله

آثار متغیرهای حقیقی و پولی- مالی بر نرخ سود سپرده بانکی ایران

 

 

ابوالقاسم مهدوی مزده[1]

 

تاریخ دریافت: 01/10/1397            تاریخ پذیرش: 04/12/1397

ناصر الهی[2]

اکبر کمیجانی[3]

عباس دادجوی توکلی[4]

 

 

چکیده

با توجه به ساختار اقتصادی کشور، مقاله  حاضر درصدد مقایسه میزان آثار متغیرهای حقیقی (اختلاف بین نرخ دلار رسمی و غیر رسمی، شاخص قیمت زمین در تهران و حجم واردات رسمی و غیر رسمی) و متغیرهای پولی- مالی (بدهی بانک­ها به بانک مرکزی ، سپرده‌های مدت­دار و مطالبات غیرجاری ) بر نرخ سود سپرده پرداختی بانک­ها، بر اساس نظریه درون‌زایی همزمان پول و نرخ بهره در اقتصاد است که در مطالعات برخی از پساکینزی­های ساختارگرا مطرح گردیده است. مدل مورد استفاده، رویکرد آستانه ای(STAR) بوده و دوره زمانی بر اساس داده‌های فصلی سال­های 1385− 1396 می­باشد. نتایج حاصل از برآورد نشان می­دهد با وجود انفعال سیاستگذار، در بازه زمانی سال 1385 الی نیمه نخست سال 1391، متغیرهای شاخص قیمت زمین، حجم سپرده­های مدت­دار و حجم واردات رسمی و غیر رسمی، معنی­دار بوده و تاثیر مثبت بر نرخ سود سپرده پرداختی دارند که نشان می­دهد انگیزه­های سفته­بازانه بانک­ها و مشتریان، نقش مهمی در بالا بودن نرخ سود بانکی داشته اند. اما در بازه زمانی نیمه دوم سال 1391 الی 1396، تمام متغیرهای مستقل معنی دار و تاثیر مثبت بر نرخ سود سپرده پرداختی دارند که با شدت بیشتر به دلیل تنگنای مالی بانک­ها و با شدت کمتر به دلیل انگیزه­های سفته بازی بانک­ها و مشتریان بوده است.

 

واژه‌های کلیدی: نرخ سود، نظام بانکی، سیاست پولی، مدل رویکرد آستانه ای.

طبقه بندی JEL: O23  E43; G21;

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

1- مقدمه

پس از سلطه تقریباً یک دهه نرخ بهره حقیقی مثبت و نرخ بهره بسیار بالا در اقتصاد آمریکا در دهه 80 میلادی، از انتهای دهه 1980 تا قبل از بحران مالی سال 2008، سیاست پولی از طریق تغییرات (نوسانات) در نرخ بهرۀ سیاستی بانک مرکزی اجرا می­شد نه محدودیت‌های کمّی در عرضه‌ی پول و سیاست‌گذاران پولی نسخۀ جدیدی از نظریۀ وجوه قابل‌عرضه^[i] را تحت عنوان قاعده تیلور^[ii] ارائه کرد‌ند (فلچر^[iii]،2000). بر اساس این قاعده بانک مرکزی منحصراً هدف سیاست‌گذاری خود را بر تعیین نرخ بهره بوسیله عملیات بازار باز^[iv] و از طریق مکانیسم انتقال پولی^[v] قرار داده بود. در این مکانیزم، نرخ بهره سیاستی^[vi]، تعیین کننده اصلی نرخ های دیگر من جمله نرخ بهره سپرده­های بانکی می­باشد (ری^[vii]،2012). با وقوع بحران 2008، کارکرد سیاستی نرخ بهره که تا آن زمان به صورت قضاوتی بر اساس علایم گسترده اقتصاد کلان و بر مبنای قاعده تیلور تعیین می­شد، از بین رفت و قیمت سپرده­ها و تسهیلات بانکی یک پدیدۀ پولی و بی‌ارتباط به بنیان‌های واقعی اقتصادی گردید (مارتین^[viii]،2011) که با اعمال نرخ بهره سطح صفر^[ix] درصد از سوی سیاستگذار در کنار طراحی و اجرای الگوی سیاست های پولی نامتعارف^[x] با عنوان «تسهیل مقداری^[xi]»، بهبود محسوسی در متغیرهای کلان پیش آمد (کریشنامورتی و ویسینگ- یورگنسن^[xii]،2011).

ازسویی طی دو دهه اخیر ساختارگرایان^[xiii] پساکینزی^[xiv] با تأکید بر اهمیت درون‌زایی پول^[xv] از طریق خلق پول و اعتبار توسط بانک­ها، در خصوص عوامل تعیین کننده نرخ بهره در اقتصاد اظهار نظر می­نمایند (اسمیتین^[xvi]،2013). برخی از آنها اعتقاد دارند بانک­ها در تعیین نرخ بهره سپرده و تسهیلات، علاوه بر نرخ بهره سیاستی بانک مرکزی، به متغیرهایی همچون صرف ریسک، جایزه نقدینگی^[xvii] و میزان منفعت نهایی حاصل از خلق پول توجه می­نمایند (روکون^[xviii]، 2017). همچنین محققانی نظیر پالی^[xix]، هاولز^[xx]، آرستیس^[xxi] و داو^[xxii]، اذعان دارند نرخ بهره نیز باید متغیری درونزا در نظر گرفته شود زیرا این متغیر وابسته به مصارف بانکی نظیر اختصاص اعتبار برای سرمایه‌گذاری بیش‌تر و انباشت سرمایه از سوی عوامل حقیقی اقتصاد جهت توسعۀ فعالیت­های اقتصادی، تقاضای سفته بازانه^[xxiii] وام، پرداخت سود تعهد شده از سوی بانک ها به سپرده گذاران و در کل ترجیحات نقدینگی تمامی عوامل اقتصادی من جمله بنگاه ها، خانوار و بانک ها می­باشد (هین^[xxiv]، 2006).

تحقیقات در ایران نیز نشان داده‌اند در تعیین سیاست‌های پولی، بانک مرکزی کمترین قدرت اعمال حاکمیت را دارد(جلالی نائینی و همتی 1392). جدای از غیبت ابزارهای متعارف برای کنترل نرخ بهره مانند عملیات بازار باز، ضعف در حکمرانی سیاستی در کشور سبب شده نه‌‌تنها نقدینگی و پایه پولی از کنترل بانک مرکزی خارج شود، بلکه سیاستگذار نتواند نرخ سود را کنترل کند (مهدوی و همکاران،1397).

در این مقاله، در ابتدا از ادبیات موجود در خصوص عوامل تعیین کننده نرخ بهره در اقتصاد که در تعامل با نظریه درون‌زایی پولی پساکینزی ساختارگرایی قرار دارد بهره برده ایم. در بخش دوم ادبیات موضوع شامل مبانی نظری همراه با با نگاهی به شرائط بومی اقتصاد کشور ارائه شده‎ و مطالعات داخلی و خارجی صورت گرفته در این حوزه ارائه می­شود. در بخش سوم روش مورد استفاده تشریح و الگویی که بوسیله آن سهم متغیرهای مستقل حقیقی و پولی- مالی در نوسانات نرخ سود سپرده بدست می­آید، بیان می­شود. در بخش چهارم یافته های تجربی تحقیق ارائه شده و در بخش پنجم نتایج تحقیق و جمع بندی ارائه می­گردد.

 

2- ادبیات تحقیق

در بخش اول مبانی نظری و انطباق این مبانی با ساختار اقتصادی کشور مرور و در بخش دوم تعدادی از مطالعات خارجی و داخلی ارائه می­شود.

 

2-1- مبانی نظری

تحقیقات گوناگون ساختارگرایان پساکینزی نشان داده­اند در کشورهای کمتر توسعه یافته و بخصوص در بافت اقتصادهای مبتنی بر اضافه برداشت^[xxv]، درونزایی پول و نرخ بهره به طور همزمان رخ می­دهد (اسمیتین2016). در این حالت در کنار عدم توان کنترل نرخ بهره هدف از سوی سیاستگذار و در نتیجه عدم توان اثرگذاری بر نرخ سود سپرده بانکی، در زمانی که نقش بانک­ها به عنوان خالق پول (نه لزوما ًواسط آن) و یا بخش نامولد پربازده در اقتصاد پررنگ می­گردد، ظهور نرخ­های بهره بانکی بسیار بالاتر از بازدهی تولید کنندگان واقعی و بسیار پایین تر از بازدهی بخش نامولد اقتصاد و متمایز از نرخ بهره سیاستی، موجب ایجاد آشفتگی در اقتصاد می­گردند (بیکر و گریتسن^[xxvi] ،2014).

همچنین بنابر دیدگاه ساختارگرایان اگر ملاحظات ریسک و نقدینگی بانک‌های تجاری یا میزان رقابت و بنابراین اضافه ‌بهای این بانک‌ها با تغییر نرخ بهرۀ پایه تغییر کند، ممکن است سیاست پولی قادر به تأثیرگذاری مستقیم روی نرخ بهره در بازار اعتباری نباشد. در این حالت، ممکن است عدم تقارن به وجود آید: افزایش نرخ بهرۀ پایه همیشه منجر به افزایش نرخ بهره در بازار اعتباری می‌شود، چون بانک‌های تجاری باید هزینه‌های استقراض مجدد را جبران کنند و مجبورند (حداقل) سود را کسب کنند. اما اگر جایزه نقدینگی و صرف ریسک بانک‌های تجاری به علت افزایش عدم قطعیت افزایش یابد، یا اگر سطح سود درخواستی بانک‌ها افزایش یابد، کاهش نرخ پایه ممکن است فوراً همراه با کاهش نرخ بازار اعتباری نباشد.

موضع اصلی ساختارگرایان این بود که امکان وجود «لغزش» میان نرخ سیاستی و دیگر نرخ‌های بهره وجود دارد^[xxvii]. همچنین آنها معتقدند، رجحان نقدینگی هم در تعیین سطح و هم مسیرهای زمانی نرخ بهرۀ بازار نقش بازی می‌کند. بنابراین در کنار آنکه پول درونزا است و بانک مرکزی از نرخ بهرۀ پایه به عنوان یکی از ابزارهای سیاستی اقتصادی استفاده می‌کند ولی نقش بانکها و مشتریان در حالت انفعال سیاستگذار قابل توجه و تعیین کننده است. پیروان این مکتب منحنی‌های عرضۀ پول و عرضۀ اعتبار را به دلیل کشش‌پذیری فوق‌العاده زیاد نقد می‌کنند و بنابراین معتقدند نرخ بهره یکی از متغیرهای درونزاست. همچنین اعتقاد بر این است بانک‌های تجاری ممکن است مجبور به جذب ذخایر از جامعه یا ایجاد نوآوری‌های مالی شوند و به همین منظور ممکن است وارد بازی نرخ بهره بانکی گردند. از این رو، ممکن است نرخ بهره افزایش یابد و منحنی‌های عرضۀ پول و اعتبار شیبی رو به بالا پیدا می‌کنند.

در برخی دیگر از تحقیقات ساختارگرایان^[xxviii]، بدین نتیجه رسیدند که در رکود اقتصادی و در زمانی که ارتباط میان دارایی و بدهی بانک های تجاری قطع شده و یا ضعیف می­گردد، افزایش اعتبار همراه با افزایش تعهد بانک در پرداخت سود سپرده، نقدینه بودن دارایی های بانک‌های تجاری را کاهش و میزان بدهکاری بنگاه‌های اقتصادی و بانک های تجاری را همزمان افزایش می‌دهد. از این رو، در این حالت افزایش عرضۀ اعتبار همراه با افزایش پاداش نقدینگی و صرف ریسک بانک‌های تجاری است و رجحان نقدینگی و افزایش ریسک در واقع بانک‌های تجاری را، در هنگام افزایش عرضۀ اعتبار، وادار به افزایش اضافه‌بهای نرخ بهرۀ پایه می‌کند و نرخ سود بانکی افزایش می­یابد.

 

2-2- منابع و مصارف در نظام بانکی ایران در خدمت افزایش نرخ سود سپرده بانکی

2-2-1- نرخ سود بانکی در اقتصاد ایران

در این مقاله برای بررسی علل نوسان نرخ سود بانکی از متغیر متوسط وزنی نرخ سود پرداختی به سپرده‌های 9 بانک خصوصی و خصوصی شده کشور بهره برده شده است. همانطور که در نمودار شماره 1 ملاحظه می­گردد، روند نرخ سود سپرده بانک­های منتخب در ایران در بازه زمانی مطالعه بگونه­ای است که در حال افزایش بوده است.

 

 

 

 

 

نمودار شماره1 – متوسط وزنی نرخ سود پرداختی به سپرده‌ها ( متغیر وابسته )

مأخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

می­توان گفت در حالی که در دهه70 با وجود دولتی بودن نظام بانکی، افزایش نرخ سود سپرده و توسعه سهم بدهی بانک ها از پایه پولی در اقصاد ایران نهادینه گردیده بود^[xxix]، در فقدان چارچوب صحیح سیاستی و انفعال سیاستگذار پولی، بانک‌های خصوصی در دهه 80 تاسیس شدند. تا قبل از پیدایش بازار بین بانکی بانک های خصوصی با استفاده از اهرم "نرخ سود بانکی بالاتر از بانک­های دولتی"، اقدام به جذب سپرده های بانکی نمودند و سهم خود از سپرده های سیستم بانکی را افزایش دادند.  این اقدام سبب شد بانک‌های دولتی در این سال‌ها با مشکل عدم تعادل­در اتاق پایاپای بانک مرکزی مواجه بوده‌ و بناچار استقراض از بانک مرکزی با روندی فزاینده افزایش یافت. بگونه ای که متوسط رشد بدهی سالیانه بانک های دولتی به بانک مرکزی در سال های 1384 الی 1386 در حدود 128 درصد بوده است^[xxx]. بانک­های دولتی در اواخر دهه 80 جهت کاهش استقراض از بانک مرکزی، دو راهکار را در پیش گرفتند :

1)   افزایش نرخ سود سپرده های بانکی و کاهش فاصله نرخ سود با بانک­های خصوصی

2)   استقراض از بانک های خصوصی در بازار بین بانکی تازه تاسیس

بنابراین از اواخر دهه 80  به بعد که بالا بردن نرخ سود و حفظ آن در سطوح بالا، رویه ای جاری در سیستم بانکی کشور گردید، در کنار افزایش نرخ سود بانکی از سوی تمام بانک­ها، خلق پول از هیچ^[xxxi] که زمینه آن با افزایش سهم بدهی بانک ها به بانک مرکزی از دهه 70 آغاز شده بود، توسعه بیشتری یافت. کاهش نسبت تسهیلات به سپرده همزمان با کاهش نرخ ذخیره قانونی، کاهش ذخائر مازاد، افزایش ضریب فزاینده نقدینگی و حجم قابل توجه بدهی بانک ها به بانک مرکزی در اقتصاد کشور طی دهه اخیر شاهدی بر این مدعاست (مهدوی و همکاران 1397).

 

2-2-2- محل مصرف منابع مالی در اقتصاد ایران

همانطور که در اقتصاد دارای حباب قیمتی^[xxxii] تاکید می­شود، قدرت بانک‌ها جهت بهره مندی از ابزار اهرم " نرخ سود بانکی بالاتر" برای جذب منابع از یکسو و دستیابی به ذخائر در بازار بین بانکی و منابع بانک مرکزی جهت خلق پول از هیچ از سوی دیگر، مصرف عمدتاً سفته بازانه و نامولد منابع مالی را سبب می­گردد (مینسکی و کافمن^[xxxiii]،2008). این مصارف در اقتصاد ایران طی دهه 80 و 90 بصورت زیر شکل گرفت :

الف) بازار مسکن

مدل رفتاری سفته‌بازی در ایران در بازار مسکن توسط گروه های مختلفی چون بانکها، شرکت های تابعه بانکها و سفته بازان بازار مسکن رخ می­دهد (یزدان پناه  1395). آنها وارد حوزه مسکن شده، حباب قیمت ایجاد نموده، بازدهی مناسبی کسب نموده و قبل از ترکیدگی حباب خارج می‌شوند و به دنبال آن رونق و رکود اقتصادی قابل‌توجهی را بر اقتصاد به شکل ادواری حاکم می‌کنند. برآوردهای صورت گرفته از کدال نشان می­دهد 33 درصد فعالیت بنگاه های وابسته به بانک های بورسی در حوزه مستغلات می­باشد^[xxxiv]. همچنین نمودار شماره 2، روند افزایشی سرمایه گذاری مستقیم بانک های خصوصی و خصوصی شده در ایران در بخش مسکن را نشان می­دهد.

 

 

نمودار شماره 2- سرمایه گذاری بانک­های خصوصی و خصوصی شده در بازار مسکن

مأخذ: یافته‌های پژوهشگر

حضور بانک­ها در این بازار از یکسو موجب ایجاد شکوفایی قیمت‌ها گردیده و از دیگر سوی با بهبود انتظارات، دیگر فعالان بازار را وارد نموده و نقدینگی فراوانی را برای سایر بازیگران جذب و یا خلق می‌کنند. فعالیت سفته‌بازانه سفته بازان و فعالان این بخش نیز از طرف بانک‌های خصوصی از دو سمت اعطای تسهیلات و همچنین پرداخت نرخ سود به سپرده این‌گونه تجهیز می‌شوند. سفته‌بازان بخش املاک عموماً ترکیب دارایی‌های خود را در یک سبد متغیر نسبت به زمان قرار می‌دهند. در این سبد، املاک یک بخش از این ترکیب و سپردۀ سوددِه بخش دیگر آن است. آن‌ها در مواقعی که بخش ساختمان با رکود مواجه می‌شود، وزن سپرده‌های گران قیمت را در این سبد به شکل قابل‌توجهی افزایش می‌دهند(مهدوی و همکاران 1397).

 

 

نمودار شماره3 – سهم بالای تخصیص منابع در بخش مسکن و رشد نوسانی قیمت آن

مأخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

ب) واردات (رسمی و غیر رسمی)

در دهه 80 و 90، کاهش نرخ ارز حقیقی در اقتصاد ایران یکی از مصارف پولی پرسود و رانتی برای واردات بود که از محل این کسب‌وکار، تسهیلات با بهره بالا امکان بازپرداخت پیدا می‌کرد و سپرده گیری برای چنین مصرفی برای بانک ها و یا شرکت های تابعه آنها و همچنین مشتریان تسهیلات گیرنده به صرفه بود. حتی با وجود جهش نرخ ارز در سال 1391، از میزان واردات رسمی و غیر رسمی کاسته نشد (ستاد مرکزی مبارزه با قاچاق کالا و ارز 1391). سهم بازرگانی داخلی و خدمات از تسهیلات بانکی همواره روند صعودی داشته است[xxxv]. نگاهی به ساختار بانکهای خصوصی  مورد مطالعه و بنگاه های وابسته به آنها نشان می­دهد 33 درصد آنها در حوزه بازرگانی فعالیت دارند و سهم بالایی از تسهیلات بانکی را به خود اختصاص داده اند^[xxxvi].

 

 

نمودار شماره 4- حجم واردات (رسمی و قاچاق[xxxvii]) سمت راست - حجم تسهیلات در حوزۀ بازرگانی داخلی و خدمات سمت چپ

مأخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

2-2-3- دیگر متغیرهای اثرگذار بر نرخ سود سپرده بانکی

الف) ما به التفاوت نرخ ارز رسمی و غیر رسمی: بروز شکاف بین نرخ ارز رسمی و غیررسمی، حاشیه سود مطمئنی برای شکل­گیری پدیده آربیتراژ فراهم می­گردد که خود می­تواند به عنوان رقیبی جهت افزایش نرخ بهره بانکی و لنگر تورم عمل نماید. تحقیقات گوناگونی نشان داده است که در صورت بروز شوک ارزی، نرخ بهره جهت دفاع از نرخ ارز از سوی سیستم بانکی افزایش می­یابد و حتی نرخ ارز لنگری برای افزایش نرخ بهره و تورم خواهد شد (گدریس و آیوانیدو^[xxxviii]  2008; فورمن و استیگلیتز^[xxxix] 1998).

ب) پرداخت سود به سپرده مدت دار:افزایش سهم سپرده های مدت دار علاوه بر ابزاری جهت تامین مالی اقتصاد حباب برای بانکها و مشتریان تسهیلات گیرنده آنها، هزینه تأمین منابع مالی برای نظام بانکی را افزایش داده و خود به یکی از عوامل فشار رو به بالا بر نرخ­های سود تبدیل گشته است.

ج) مطالبات غیرجاری: نحوه بکارگیری غلط حسابداری تعهدی در خصوص دارایی های بی کیفیت بانکی[xl]، خود نشاندهنده آن است که متناسب با افزایش داراییِ بانک ناشی از وضع بهره بر وام‌های تسویه‌نشدۀ پیشین، طرف بدهی بانک‌ها (سپرده‌ها) از محل نرخ سود پرداختی رشد یافته است و چنین تعهد سپرده ای خود منبع بالا ماندن نرخ سود سپرده شده است( بدری و زمان زاده، 1396).

د) بدهی بانک­ها به بانک مرکزی: در شرایطی که خلق پول صرف منجر به ایجاد دارایی واقعی در نظام بانکی نگردد ، بانک‌ها برای پرداخت سود سپرده چاره‌ای ندارند جز اینکه پول جدید خلق کنند؛ در واقع اولین محل خلق پول از هیچ صرف پرداخت سود سپرده می‌شود. با خلق پول جدید، کسری ذخایر( قانونی ) متناسب با آن شکل گرفته و بانک مرکزی جهت تامین منابع پایه پولی همگام با افزایش مصارف آن اقدام به بسط منابع پایه پولی می­نماید(ورنر[xli]،2014). نتیجه چنین است که هم پایه پولی از محل بدهی بانک‌ها افزایش می‌یابد و هم نرخ بهره ( هزینه تمام شده پول ) افزایش می یابد. این دور باطل وقتی تشدید می‌شود که در دورۀ بعد، مبنای پولی که باید برای آن سود پرداخته شده و ذخیرۀ قانونی تأمین شود، بیشتر شده و این فشار مضاعفی را برای برداشت از بانک مرکزی ایجاد می‌کند.

 

2-3- پیشنیه تحقیق

تحقیقات گوناگونی در خصوص عوامل اثرگذار بر نرخ سود ( بهره ) بانکی به عنوان یکی از مهمترین متغیرهای پولی در داخل و خارج از کشور صورت گرفته است که در زیر به آنها اشاره می­شود:

الف) مطالعات داخلی

اتابکی ( 1384) در پایان نامه خود با عنوان "بررسی عوامل مؤثر بر نرخ سود بانکی در سیستم بانکی ایران با استفاده از داده های تابلویی^[xlii]" به بررسی اثرات متغیرهای مرتبط با صنعت بانکداری بر نرخ سود بانکی پرداخته است. وی با استفاده از روش داده های تابلویی برای هر یک از بانکهای تجاری دولتی در دوره زمانی 1363 تا 1381 به بررسی موضوع پرداخته و الگوی نهایی به دست آمده برای شبکه بانکی نشان میدهد متغیرهای مطالبات مشکوک الوصول به کل تسهیلات ، رشد تولید ناخالص داخلی، نسبت ذخایر قانونی ، سهم شبه پول از کل سپرده ها ، حاشیه سود تسهیلات و نسبت هزینه های سربار در سطح اطمینان 95 درصد معنادار هستند.

بدری و زمان زاده ( 1396) در مقاله خود با عنوان " تحلیل رفتار ترازنامه نظام بانکی در خلق نقدینگی و پیامدهای آن در اقتصاد کلان" با طراحی مدلی که اقتصاد خرد بانک­ها را به اقتصاد کلان پیوند می­زند، به تحلیل عوامل بروز ناترازی ترازنامه نظام بانکی و پیامدهای آن بر متغیرهای پولی و اقتصاد کلان پرداخته اند. نتایج حاصله نشان می­دهد انباشت دارایی های موهوم و بروز ناترازی در ترازنامه نظام بانکی، جریان ناسالمی از خلق نقدینگی را شکل داده است که نه تنها برای نظام بانکی مخاطره آمیز است، بلکه عامل کلیدی چسبندگی نرخ سود بانکی به رغم کاهش نرخ تورم و اثرات منفی آن در اقتصاد کلان است.

زراء نژاد و سعادت مهر ( 1386) با بیان اهمیت برونزایی یا درونزایی در کارایی سیاستهای پولی و مالی، تابع نرخ سود بانکی را در اقتصاد ایران برای سالهای 1338-1386 با روش  VECMآزمون می­کنند. نتایج حاکی از آن است که حجم واردات و قاچاق وارداتی ، مطالبات معوق ، افزایش شاخص قیمت مسکن و نرخ ارز به ترتیب از بیشترین اثر گذاری بر نرخ سود سپرده ها برخوردار می باشند.

عباسی،لیلا (1381) در پایان نامه خود با عنوان " بررسی عوامل مؤثر بر نرخ سود بانکی در سیستم بانکی ایران " با اقتباس از الگوی صندوق بین المللی پول در کشور مالاوی، به آزمون آن در ایران برای سالهای 1365 تا 1389 پرداخته است. وی با روش حداقل مربعات معمولی^[xliii] ، ارتباط بین متغیرهای مرتبط با صنعت بانکداری و محیط اقتصاد کلان بر روی نرخ سود بانکی در ایران را آزمون نموده و نتایج به دست آمده از این مطالعه نشان میدهد که از ده متغیر تعریف شده در الگو، دو متغیر تغییرات نرخ ارز و نسبت وام های غیرجاری رابطه مثبت و حجم پایه پولی رابطه منفی با نرخ سود سپرده بانکها دارند.

مجتهد،احمد (1383) در مقاله خود با عنوان "  چالش ها و الزامات بازار پول و سرمایه "  نشان داده است که عوامل اصلی در تعین نرخ بهره، تورم، هزینه سنگین بانک­ها و هزینه مطالبات مشکوک الوصول می­باشند. به عبارتی، افزایش در متغیرهای ذکرشده، منجر به تفاوت در نرخ بهره می­شود که نتیجه آن کاهش رقابت بانک­ها، افزایش تسهیلات تکلیفی و کاهش درآمد ناشی از خدمات غیر بهره ای می­باشد.

 

ب) مطالعات خارجی

گاسپار ، رودریگز و گابریل^[xliv] (2004 ) در مقاله ای به سفارش بانک مرکزی اروپا به بررسی عوامل تعیین کننده نرخ بهره در بازار بین بانکی پرداخته اند . حجم عرضه پول از سوی بانک مرکزی با عنوان تسهیلات قاعده مند ، کاهش سودآوری بانک های تجاری و تورم از عوامل تعیین کننده نرخ بازار بین بانکی می­باشند.

آندریاس و کاپاررو^[xlv] ( 2010) در مقاله ای به ارتباط میان بازار بین بانکی و عملکرد سیاست پولی پرداخته اند و بر نقش این بازار جهت خروج از بحران در سالهای 2008 – 2009 تاکید نموده اند . کمبود نقدینگی، بحران مطالبات معوق و کاهش اعتماد به سیستم بانکی از مهمترین عوامل اثرگذار بر نرخ بهره در اقتصاد اروپا بوده و حجم تزریق نقدینگی از سوی بانک مرکزی جهت بازگشت اعتماد به بازار از طریق بازار بین بانکی در این امر بسیار موثر بوده است.

بیکر و گریتسن (2018) در مقاله خود با عنوان عوامل اثرگذار بر نرخ بهره بانکی، نشان داده اند وقتی ظرفیت اقتصاد به شکل تدریجی اشباع می‌شود، فاینانس می‌تواند خودش را فاینانس کند، مستقل از هر نوع ارتباط (از منظر افزایش سرمایه‌گذاری واقعی) با چرخه اصلی اقتصاد. این منجر به شکل‌گیری حباب در حوزۀ دارایی شده و این حباب مستقل از چرخۀ واقعی تولید دائم خودش را گسترش می‌دهد تا جایی که این حباب یا بدهیِ معادلش در اقتصاد دچار ترکیدگی شود. همگام با ایجاد حباب، ابزار ایجاد چنین حبابی نرخ بهره بانکی می­باشد.

 

3- ساختار مدل و داده ها

باتوجه به مباحث نظری موضوع و با در نظر گرفتن مطالعات تجربی مطرح شده در خصوص مقایسه آثار متغیرهای حقیقی و مالی (اختلاف بین نرخ دلار رسمی و غیر رسمی، شاخص قیمت مسکن تهران و حجم واردات رسمی و غیر رسمی) و پولی (بدهی بانک ها به بانک مرکزی ، حجم سپرده‌های مدت دارو  مطالبات غیرجاری) بر نرخ سود سپرده بانکی در ایران، با مدل رویکرد آستانه ای، الگوی تجربی تحقیق به شکل زیر معرفی می گردد:

 

 

 

LR= متوسط وزنی نرخ سود پرداختی به سپرده‌ها (درصد)

LDC= بدهی بانک ها به بانک مرکزی (میلیارد ریال)

LDEX= اختلاف بین نرخ ارز رسمی و غیر رسمی (ریال)

LLD= سپرده های مدت دار (هزار میلیارد ریال)

LLPI= شاخص قیمت زمین

LIMP= حجم واردات رسمی و غیر رسمی (هزار میلیارد ریال)

LFA=  مطالبات غیرجاری (هزار میلیارد ریال)

 

3-1- مدل رگرسیون انتقال ملایم (STAR )

در این مطالعه از مدل خودگرسیون انتقال ملایم استفاده می­شود که توسط تراسورتا و اندرسون (1992)^[xlvi] و تراسورتا^[xlvii] (1994) گسترش یافته است. در حقیقت مدل STAR با استفاده از متغیر انتقال و مقدار پارامتر شیب، ارتباط غیرخطی میان متغیرها را به شیوه ای پیوسته مدل سازی می­کند. مدل رگرسیون انتقال ملایم تراسورتابه صورت رگرسیون کلی زیر تصریح می­گردد.

 

 (1)                                                                                            

که در آن z_tبرداری شامل متغیرهای برونزای مدل؛ π بردار پارامترهای خطی؛ θ بردار پارامترهای غیر خطی مدل؛ u_t جزء باقیمانده است که فرض می­شود به صورت یکسان و مستقل با میانگین صفر و واریانس ثابت  توزیع شده اند. همچنین تابع انتقال  می­تواند به صورت لاجستیک و یا نمایی تصریح گردد.

در توابع فوق s_t بیانگر متغیر انتقال است؛ γ پارامتر شیب را نشان می­دهد؛ c نشان دهنده حد آستانه ای یا محل وقوع تغییر رژیم است. در صورتی که پارامتر شیب γ که بیانگر سرعت انتقال از یک رژیم به رژیم دیگر می­باشد به سمت بی نهایت میل کند، مدل STAR به یک مدل آستانه ای TAR تبدیل می­شود، در صورت (c <s_t) تابع انتقال برابر یک (1=F) می­شود. از سوی دیگر در صورتی که (c >s_t)  مقدار تابع انتقال برابر با صفر (0=F) خواهد بود. همچنین در صورتی که مقدار پارامتر شیب به سمت صفر میل کند، مدل STAR تبدیل به یک مدل خطی خواهد شد.

اگر چه آزمون خطی بودن در مدل STAR می­تواند با آزمون فرضیه صفر   یا   انجام شود. اما از آنجایی که مدل STAR تحت فرضیه صفر دارای پارامترهای مزاحم نامعین^[xlviii] است، آماره های آزمون هر دو فرضیه فوق غیر استاندارد هستند. برای فائق آمدن بر این مشکل، لونکن^[xlix] استفاده از تقریب تیلور تابع انتقال را پیشنهاد کرده است.

برای این منظور، تقریب تیلور مرتبه سوم تابع انتقال بر حسب پارامتر حول مقدار استفاده می‌شود. بر این اساس معادله رگرسیونی (1) به شکل زیر قابل بازنویسی می­باشد:

(4)

                  

با جایگذاری  مقدار γ = 0 و ساده سازی مشتقات مرتبه اول تا سوم تابع انتقال، بر حسب اینکه متغیر انتقال s_t جزء دسته متغیرهای z_t باشد و یا نه می توان به یکی از رگرسیون های کمکی زیر دست پیدا کرد:

اگر متغیر انتقال s_t جزء دسته متغیرهای z_t باشد، در اینصورت شکل ساده شده رابطه (4) به صورت زیر خواهد بود:           

                          (5)                                                   

که در آن  می­باشد. در حالی که متغیر انتقال s_t جزء دسته متغیرهای z_t نباشد، آنگاه صورت ساده شده معادله رگرسیونی (4) به صورت زیر خواهد بود:

 

(6)                                   

 

می­توان فرض صفر خطی بودن رابطه بین متغیر وابسته با متغیرهای توضیحی را در مقابل فرض مقابل یعنی وجود رابطه غیرخطی میان متغیرها را به صورت آزمون ضرایب زیر انجام داد:

 

(7)                                                                                                        

 

آماره آزمون فوق دارای توزیع F است. در صورت غیرخطی بودن رابطه بین متغیرها همچنانکه قبلاً اشاره گردید، باید مدل غیرخطی مناسب انتخاب گردد. جهت انتخاب مدل مناسب سه آزمون ضرایب با فروض صفر زیر ارائه شده است. آماره این آزمون ها دارای توزیع F می­باشد.

 

 

 

 

 

آماره آزمون های فوق را به ترتیب با F₂, F₃, F₄ نشان می­دهیم.  رد H₀₃ بدین معنی است که  مدل بهینه STAR  لاجستیک و یا مدل STAR نمایی می باشد. از سوی دیگر رد فروض H₀₂ و H₀₄ بدین معنی است که مدل بهینه  LSTR با یک بار تغییر رژیم (LSTR1) است. جهت انتخاب متغیر انتقال مناسب از بین کاندیداهای مختلف و قابل قبول برای این متغیر، متغیری انتخاب می­شود که به ازای آن در نهایت همانطور که قبلاًً نیز اشاره شد، مدل غیرخطی انتخاب شده بر اساس الگوریتم نیوتن رافسون تخمین زده می­شود. آزمون های تشخیصی نیز پس از برازش مدل غیر خطی، بر روی پس ماندهای حاصل از این مدل صورت می­پذیرد.

 

3-2- نتایج برآورد مدل

3- 2- 1-  نتایج آزمون های ریشه واحد

در جدول1 نتایج این آزمون ها برای سری زمانی متغیرهای مورد استفاده در این تحقیق ارائه شده است. مطابق با نتایج حاصله متغیرهای اختلاف بین نرخ ارز رسمی و غیر رسمی ، شاخص قیمت زمین و حجم واردات رسمی و غیر رسمی، بدهی بانک ها به بانک مرکزی ، سپرده های مدت دار،  مطالبات غیرجاری و نرخ سود سپرده بانکی در سطح پایا نمی باشند و قدرمطلق آماره دیکی – فولر از قدرمطلق مقادیر بحرانی این آماره در سطح احتمال 1% ، 5% و حتی 10% کوچکتر است. اما پس از یکبار تفاضل گیری این متغیرها بصورت مانا درآمده اند؛ درنتیجه متغیرها انباشته از درجه یک یا I(1) می­باشند.

 

جدول 1- نتایج آزمون ریشه واحد ADF

متغیر	مقدار آماره ADF		درجه انباشتگی
	ضریب	سطح معنی داری
LR	6.554541-	0.00000	I(1)
LDC	3.692914-	0.00790	I(1)
LDEX	3.569181-	0.01090	I(1)
LLD	4.332648-	0.00130	I(1)
LLPI	3.499218-	0.01290	I(1)
LIMP	3.158652-	0.03060	I(1)
LFA	8.591472-	0.00000	I(1)

مأخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

3-2-2- آزمونهای هم انباشتگی پانل^[l]:

برای بررسی نتایج آزمون هم انباشتگی لازم است در خصوص وجود یا عدم وجود روند زمانی و عرض از مبدأ در بردار همجمعی، الگوی مناسب انتخاب شود که در این زمینه پنج الگو مطرح است: الگوی اول، بدون عرض از مبدأ و روند زمانی؛ الگوی دوم، با عرض از مبدأ مقید و بدون روند زمانی؛ الگوی سوم، با عرض از مبدأ نا مقید و بدون روند زمانی؛ الگوی چهارم ، باعرض از مبدأ نامقید و روند زمانی مقید و الگوی پنجم، عرض از مبدأ نامقید و روند زمانی نا مقید. این پنج الگو از مقیدترین(الگوی اول) تا نامقیدترین(الگوی پنجم) شکل آن برای متغیرها برآورد می­شود. سپس فرضیه صفر عدم وجود بردار هم انباشتگی در مقابل وجود یک بردار هم انباشتگی و بدنبال آن فرضیه وجود حداکثر یک بردار هم انباشتگی در مقابل دو بردار آزمون می­شود. این آزمون تا وجود  n-1(n تعداد متغیرها) بردار هم انباشتگی ادامه می یابد. خلاصه نتایج آزمونهای اثر( )و حداکثر مقدار ویژه(  ) در خصوص تعداد بردارهای هم انباشتگی بر اساس پنج الگوی ذکر شده در جدول 2 آورده شده است. همانگونه که در جدول شماره 2 مشاهده می­شود فرضیه صفر عدم وجود بردار هم انباشتگی در مقابل وجود یک بردار هم انباشتگی بین متغیرها در 3 الگو رد شده است، بنابراین در 2 الگو حداقل یک بردار هم انباشتگی میان متغیرهای مورد مطالعه وجود دارد.

 

جدول 2- خلاصه نتایج تعداد بردارهای هم انباشتگی

الگو	الگوی اول	الگوی دوم	الگوی سوم	الگوی چهارم	الگوی پنجم
آزمون اثر	2	2	2	2	3
آزمون حداکثر مقدار ویژه	1	2	2	2	2

مأخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

نتایج برآورد الگو و بررسی آزمون های هم انباشتگی مربوط به این الگو در جدول 3 گزارش شده است. با توجه به نتایج بر اساس آزمون اثر وجود 3 بردار هم انباشتگی و بر اساس نتایج آزمون حداکثر مقدار ویژه نیز وجود 2 بردار هم انباشتگی در سطح ده درصد تأیید می­شود. همانطور که یوهانسون بیان می­دارد در صورت تناقض میان نتایج، از آنجا که آزمون حداکثر مقدار ویژه دارای فرض مقابل قوی تری است، این آزمون نسبت به آزمون اثر ارجحیت دارد. بنابراین می توان وجود 2 بردار هم انباشتگی بین متغیرهای مدل را پذیرفت.

 

 

 

 

جدول 3- نتایج آزمون هم انباشتگی

سطح احتمال	کمیت بحرانی در سطح 95%	آماره آزمون حداکثر مقدار ویژه	سطح احتمال	کمیت بحرانی در سطح 95%	آماره آزمون اثر	فرضیه H1	فرضیه H0
0.0001	49.58633	0.823919	0	139.2753	0.823919	*None
0.0024	43.41977	0.724683	0.0003	107.3466	0.724683	r=1	r=0
0.1148	37.16359	0.553266	0.0453	79.34145	0.553266	r=2	r≤1
0.5147	30.81507	0.385498	0.2492	55.24578	0.385498	r=3	r≤2
0.53	24.25202	0.29421	0.3487	35.0109	0.29421	r=4	r≤3
0.5706	17.14769	0.179215	0.3913	18.39771	0.179215	r=5	r≤4
0.1016	3.841466	0.061811	0.1016	3.841466	0.061811	r=6	r≤5

مأخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

3-2-3- آزمون خطی بودن، انتخاب متغیر انتقال و نوع مدل

برای تخمین مدل رگرسیون انتقال ملایم، به منظور انتخاب متغیر انتقال، تمامی متغیرهای موجود در مدل مورد آزمون قرار داده می­شوند. از میان متغیرهای آزمون شده، هر متغیری که با احتمال بیشتری فرضیه صفر خطی بودن را رد کند به عنوان متغیر انتقال انتخاب خواهد شد. همچنین لازم به ذکر است که مدل (STAR) پیشنهادی توسط متغیر انتقال انتخاب شده به عنوان مدل بهینه جهت برآورد آثار متغیرهای حقیقی (اختلاف بین نرخ ارز رسمی و غیر رسمی ، شاخص قیمت زمین و حجم واردات رسمی و غیر رسمی) و پولی- مالی (بدهی بانک ها به بانک مرکزی ، سپرده های مدت دار و  مطالبات غیرجاری) بر نرخ سود سپرده بانکی در ایران انتخاب می­شود. نتایج جدول شماره 4 نشان می­دهد که متغیر انتقال در مدل برآورد شده، نرخ سود سپرده بانکی بوده و فرضیه صفر مبنی بر خطی بودن مدل رد شده و مدل (LSTR) مرتبه اول مورد تأیید قرار می­گیرد.

 

جدول 4- آزمون خطی بودن، انتخاب متغیر انتقال و نوع مدل

مدل پیشنهادی	آمارهF2	آماره F3	آماره F4	آماره   F	متغیر
1LSTR	0.20714	0.35667	0.43263	0.58456	LR(t-1)

مأخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

3-3- نتایج تخمین مدل

در مرحله بعدی با استفاده از یک مدل 1LSTR که در آن متغیر انتقال نرخ سود سپرده بانکی می­باشد، آثار متغیرهای حقیقی (اختلاف بین نرخ ارز رسمی و غیر رسمی ، شاخص قیمت زمین و حجم واردات رسمی و غیر رسمی) و پولی – بانکی (بدهی بانک ها به بانک مرکزی ، سپرده های مدت دار و  مطالبات غیرجاری) بر نرخ سود سپرده بانکی در ایران مدل سازی خواهد شد. برای این منظور ابتدا مقادیر اولیه برای مقدار آستانه ای متغیر انتقال (C) و پارامتر شیب (γ) انتخاب و سپس با بهره گیری از این مقادیر اولیه و با استفاده از الگوریتم نیوتن رافسون [li] پارامترهای مدل به روش حداکثرسازی راستنمایی^[lii] برآورد شده اند که نتایج آن ها در جدول (5) گزارش شده است.

نتایج برآورد قسمت خطی مدل (رژیم اول) نشان می­دهد که متغیرهای شاخص قیمت زمین، سپرده های مدت دار و حجم واردات رسمی و غیر رسمی ایران در سطح اطمینان 95% معنی دار و تاثیر مثبت بر میانگین موزون نرخ سود بانکی در ایران دارند. این موضوع نشان­دهنده نقش بانکها در جذب سپرده های مدت­دار با نرخ سود بالا به عنوان اهم مالی از یکسو و کسب بازدهی مناسب در بازارهای مسکن و بازرگانی تجاری از سوی دیگر و پوشش هزینه های سپرده گذاران طی دوره زمانی سال 1385 الی نیمه نخست سال 1391 می­باشد. بطور کلی سود حاصل از بازارهای اشاره شده، جذب منابع مالی از طریق نرخ بهره های بالا را طی این دوره توجیه پذیر می نمود.

نتایج برآورد قسمت غیرخطی مدل (رژیم دوم) طی دوره زمانی نیمه دوم سال 1391 الی سال 1396 نشان می­دهد متغیرهای شاخص قیمت زمین، سپرده های مدت دار، حجم واردات رسمی و غیر رسمی ایران، بدهی بانک‌ها به بانک مرکزی، اختلاف بین نرخ ارز رسمی و غیر رسمی و  مطالبات غیر جاری در سطح اطمینان 95% معنی دار و تاثیر مثبت بر میانگین موزون نرخ سود بانکی در ایران دارند. این موضوع نشان دهنده آن است که طی دوره زمانی نیمه دوم سال 1391 الی سال 1396، ترکیبی از انگیزه های سفته بازانه و همچنین تنگنای مالی موجب بالا ماندن نرخ سود بانکی شده است.

در این دوره بدلیل وقوع تحریم ها و کاهش سودآوری در حوزه مستغلات، بازرگانی خارجی و حتی بخش حقیقی اقتصاد، طرف دارایی بانک ها دچار انجماد گردید و ناترازی ایجاد شده بدلیل تعهد بانکها در پرداخت قطعی سود به سپرده گذاران، آنها را بناچار مجبور به "خلق پول از هیچ" برای پرداخت سود نمود. از انجا که عدم توازن احتمالی در اتاق پایاپای موجب افزایش اضافه برداشت بانکها به بانک مرکزی و تحمیل هزینه 34 درصدی می­گردید، سیستم بانکی کشور وارد بازی نرخ سود در بازار سپرده و بازار بین بانکی شد و این موضوع تداوم یافت. در این دور باطل و خطرناک، نرخ بهره بالا، علت نرخ بهره بالا در دوره بعد می‌شود. ازآنجاکه در شرایط رکودی خلق پول صرف وام‌دهی واقعی در سمت دارایی‌های بانکی نمی‌شود، بانک‌ها برای پرداخت سود سپرده چاره‌ای ندارند جز اینکه پول جدید خلق کنند؛ در واقع اولین محل خلق پول پرداخت سود سپرده می‌شود.

 

جدول 5- برآورد الگو به وسیله مدل LSTR

برآورد قسمت خطی مدل
متغیر	ضریب	t آماره	احتمال
CONSTANT	5.93894	10.76100	0.00000
LR(t-1)	0.76133	2.11780	0.04290
LLPI	0.35616	3.97190	0.02890
LLD	0.05238	2.49890	0.01280
LIMP	0.26083	2.37690	0.02540
LFA	0.00403	0.08530	0.93270
LDEX	1.61784	1.11750	0.27440
LDC	0.05668	1.07100	0.29440
برآورد قسمت غیرخطی مدل
CONSTANT	2.30980	5.17300	0.00000
LR(t-1)	0.80247	1.89680	0.06790
LLPI	0.91319	2.31800	0.02890
LLD	0.39744	2.08250	0.03790
LIMP	0.48342	18.84100	0.00000
LFA	0.14757	2.39030	0.02360
LDEX	0.26808	2.68710	0.01180
LDC	0.50803	4.06600	0.00010
(C)حد آستانه ای	1.23084	197.65000	0.00000
(γ)پارامتر شیب	7.76387	15.18500	0.00000
ضریب تعدیل شده 0.98= (R2)

مأخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

 

 

3-4- آزمون های تشخیصی

مطابق برآورد خطای همبستگی و ناهمسانی واریانس در مدل تخمینی 1LSTR وجود ندارد. آزمون نبود رابطه غیرخطی باقیمانده^[liii] نیز نشان می دهد که مدل 1LSTR تمامی رفتارهای غیرخطی موجود در مدل را تصریح کرده است. نتایج آزمون ثبات پارامترها^[liv] در رژیم های مختلف نیز نشان می دهد که فرض صفر آزمون مبنی بر ثبات ضرایب و پارامترهای مدل در دو رژیم مختلف رد می شود و این نتیجه یعنی ضرایب متغیرهای توضیحی در دو رژیم مختلف، قابل قبول است و اثرات نامتقارن بر متغیر وابسته یعنی میانگین موزون نرخ سود بانکی کشور، مورد تأیید قرار می گیرد.

بنابراین بر اساس نتایج تخمینی مدل و آزمون های تشخیصی انجام شده به نظر می رسد که مدل 1LSTR مدل مناسبی برای تبیین رفتار تابع میانگین موزون نرخ سود بانکی کشور باشد و می توان به صحت نتایج حاصل از تخمین این مدل اعتماد کرد.

 

جدول 6- آزمون همبستگی سریالی پسماندها

Testing for Auto Correlation
lag	F-value	1df	2 df	p-value
1	1.0731	1	23	0.1929
2	0.9628	2	21	0.2015
3	1.2321	3	19	0.221
4	1.3353	4	17	0.1834
5	0.785	5	18	0.2566
6	1.162	6	13	0.1949
7	1.8566	7	11	0.1225
8	1.5568	8	9	0.1519

مأخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

جدول 7- نتایج آزمون های تشخیصی

آزمون	F-value	P-value
ARCH LM-test	4.5547	0.8039
No remaining nonlinearity test	0.4025	0.4533
Parameters constancy test	0.7182	0.7254

مأخذ: یافته‌های پژوهشگر

4- جمع بندی و نتیجه گیری

در این مقاله به منظور مقایسه اثرگذاری متغیرهای حقیقی (اختلاف بین نرخ ارز رسمی و غیر رسمی، شاخص قیمت زمین و حجم واردات رسمی و غیر رسمی) و پولی- مالی (بدهی بانک ها به بانک مرکزی ، حجم سپرده‌های مدت دار ، و  مطالبات غیرجاری) بر نرخ سود سپرده بانکی در ایران، از مدل رویکرد آستانه ای و بر اساس داده های فصلی سال 1385 الی 1396 بهره بردیم.

نتایج برآورد قسمت خطی مدل (رژیم اول) نشان می دهد در دوره زمانی سال 1385 الی نیمه نخست سال 1391  متغیرهای شاخص قیمت زمین، سپرده های مدت دار و حجم واردات رسمی و غیر رسمی تاثیر مثبت بر میانگین موزون نرخ سود بانکی در ایران دارند و این بدان معنی است که فعالیت های سفته بازانه بانکها و مشتریان آنها در بازارهای پربازده همچون مسکن و بازرگانی تجاری به جهت کسب منافع برای خود و مشتریان از طریق جذب هر چه بیشتر از طریق نرخ سود بانکی در دستور کار بانک ها قرار داشته است.

اما در دوره زمانی نیمه دوم سال 1391 الی سال 1396، نتایج برآورد قسمت غیرخطی مدل در دوره دوم (رژیم دوم) نشان می دهد که متغیرهای شاخص قیمت زمین، سپرده های مدت دار، حجم واردات رسمی و غیر رسمی ، بدهی بانک‌ها به بانک مرکزی، اختلاف بین نرخ ارز رسمی و غیر رسمی و مطالبات غیر جاری تاثیر مثبت بر میانگین موزون نرخ سود بانکی در ایران دارند. این موضوع بر آن دلالت دارد که ترکیبی از انگیزه سفته بازانه و اجبار بانکها برای پرداخت نرخ بالاتر سود سپرده، موجب افزایش نرخ سود و حفظ آن در سطح بالا شده است.

در این خصوص اصلاح ساختار نظام نظارت بانک مرکزی بر بانک­ها در راستای سامان­دهی دارایی­ها و بدهی­ها و همچنین ذخیره گیری روی دارایی­های موهومی در راستای تعدیل تدریجی ترازنامه نظام بانکی پیشنهاد می­گردد.

 

 

 

 

 

 

 

 

---

1- دانشیار دانشکده اقتصاد، دانشگاه تهران، تهران، ایران. (نویسنده مسئول)   [e-mail]

2- دانشیار دانشکده اقتصاد دانشگاه مفید، تهران، ایران.  [e-mail]

3- استاد دانشکده اقتصاد دانشگاه تهران، تهران، ایران.     [e-mail]

4- دانشجوی دکتری اقتصاد، دانشگاه مفید، تهران، ایران.  [e-mail]               

---

^[i] Loanable funds

^[ii] Taylor rule

^[iii] Fletcher

[iv] Open market operations

^[v] Transmission Mechanism

^[vi] Policy Rate

^[vii] Wray

^[viii] Martin

^[ix] ZLB

¹⁰ UnConventional Monetary Policy

^[xi] Quantitative Easing

^[xii]  Krishnamurthy, A., & Vissing-Jorgensen

^[xiii] Structuralism

^[xiv] post Keynesian

^[xv] Endogenous money

^[xvi] Smithin

^[xvii] risk and liquidity premia

^[xviii] Rochon

[xix] Palley

[xx] Howells

[xxi] Arestis

[xxii] Dow

^[xxiii] Speculatative demand for money

[xxiv] Hein

[xxv] Overdraft

[xxvi] Bikker& Gerritsen

[xxvii] افقی مسلکان نقش عوامل بازار( و ترجیحات نقدینگی) را در تعیین نرخ بهره ( بخصوص بلندمدت) در نظر نگرفته و تنها توجه خود را به نرخ بهره کوتاهمدت که توسط بانک مرکزی هدف قرار گرفته، معطوف می­کنند.

[xxviii] مثلاً، نگاه کنید به مینسکی (1975)، هر (1988، 1993)، ری (1990، 1992الف، 1992ب، 1995)، پالی (1991، 1994، 1996) و هاولز (1995الف، 1995ب).

[xxix] در دهه 70، نرخ سود سپرده های یکساله بانکی و سهم بدهی بانک ها از پایه پولی به ترتیب از 8.5 و 3.5 درصد در سال 1369 به 13 و 28 درصد در سال 1379رسید.( منبع : بانک مرکزی)

^[xxx] - منبع : بانک مرکزی – بخش داده های اقتصادی

^[xxxi] Create Money out of nothing

[xxxii] Bubble economy

[xxxiii] Minsky & Kaufman

^[xxxiv]  صورت های مالی شرکت های تابعه بانک های مورد مطالعه در سال 1395

[xxxv]  بانک مرکزی – آمار تسهیلات به تفکیک بخش در سال های 1395 و 1396

^[xxxvi]  صورت های مالی شرکت های تابعه بانک های مورد مطالعه در سال 1395

^[xxxvii]  منبع : ستاد مرکزی مبارزه با قاچاق کالا و ارز

[xxxviii] Goderis and Ioannidou

[xxxix] Furman and Stiglitz

[xl]  بنابه گفته وزارت صنعت، 60تا 70 درصد تسهیلات از نوع استمهال می­باشد . ( سال 1395 )

[xli] Werner

[xlii] Panel Data

^[xliii] ordinary least squares (OLS)

^[xliv] Vítor Gaspar,Gabriel Pérez Quirós, Hugo Rodríguez Mendizábal.

^[xlv] Andries and Capraru

[xlvi] Ter¨asvirta and Anderson

[xlvii] Ter¨asvirta, T. 1994

[xlviii] contains unidentified nuisance parameters

[xlix] Luukkonen, 1998

[l] Cointegration Test

[li] Newton-Rafson

[lii] Maximum Likelihood

[liii] No remaining nonlinearity test

[liv] Parameters constancy test

مراجع

1)     اطلاعات سری‌های زمانی اقتصادی، بانک مرکزی ایران

2)     اتابکی، مرتضی (1384)؛ بررسی عوامل مؤثر بر نرخ سود بانکی در سیستم بانکی ایران با استفاده از داده های تابلویی؛ پایان نامه کارشناسی ارشد دانشگاه شهید بهشتی

3)     بدری و زمان زاده،حمید (1396)؛ تحلیل رفتار ترازنامه نظام بانکی در خلق نقدینگی و پیامدهای آن در اقتصاد ؛  فصلنامه پژوهش‌های پولی-بانکی ، سال ۱۰ شماره ۳۴

4)     کلان زراء نژاد، منصور و مهر مسعود، سعادت (1386)؛ عرضه پول در اقتصاد ایران؛ پژوهشنامه بازرگانی، شماره45

5)     شاکری، عباس (1394) مقدمه ای بر اقتصاد ایران – تهران، نشر: رافع

6)      عباسی، لیلا. (1381) بررسی عوامل مؤثر بر تفاوت نرخ سود (سود دریافتی منهای سـود پرداختـی) در سیسـتم بـانکی ایـران، پایان‌نامه کارشناسی ارشد، دانشگاه آزاد اسلامی.

7)     موسسه تحقیقات مبین: محسین یزدان پناه (1395)

8)     مهدوی مزده، ابوالقاسم؛ دادجوی توکلی، عباس و عسکری، آرین (1397) عوامل نامولد خلق سپرده های بانکی در اقتصاد ایران ؛ بیست و هشتمین همایش سیاست های پولی و ارزی

9)     همتی مریم, جلالی نایینی سیداحمدرضا (1392)، تخمین توابع خطی و غیرخطی سیاست پولی در ایران، فصلنامه پژوهش‌های پولی-بانکی، شماره 1 جلد ۸ صفحات ۱-۳۰

10)   Andries, A. M. and Capraru, B ,(2012); Impact of financial liberalization on banking sectors performancefrom CEEC, PLoS ONE, 8 (3), 1-2

11)   Bernanke, B. S. (2017). Federal reserve policy in an international context. IMF Economic Review, 65(1), 5-36.

12)   Bikker, J. A., & Gerritsen, D. F. (2018). Determinants of Interest Rates on Time Deposits and Savings Accounts: International Review of Finance, 18(2), 169-216

13)   Fletcher, G. (2000), Understanding Dennis Robertson: The Man and His Work,

14)   Cheltenham, UK and Northampton, MA, USA: Edward Elgar.

15)   Furman, J., Stiglitz, J., (1998), Economic crises: evidence and insights from east Asia, Brookings Papers on Economic Activity (2), 1–135.

16)   Goderis, B., Ioannidou, V.p., (2008), Do high interest rates defend currencies during speculative attacks? New evidence, Journal of International Economics 74, 158–169.

17)   Hein, E. (2006b), ‘Wage bargaining and monetary policy in a Kaleckian monetary distribution and growth model: Journal of Economics, 3 (2), 305–29.

18)   Ingham, G. (2013). The nature of money. John Wiley & Sons ; Federal Reserve Bank of St. Louis Review, 92(6), 465-479

19)   Krishnamurthy, A., & Vissing-Jorgensen, A. (2011). The effects of quantitative easing on interest rates: channels and implications for policy (No. w17555).

20)   Lavoie, M. (2006), ‘Endogenous money: accommodationist’, in P. Arestis andM. Sawyer (eds), A Handbook of Alternative Monetary Economics, Cheltenham,UK and Northampton, MA, USA: Edward Elgar, pp. 17–34.Lavoie, M. (2011), ‘Money, credit and central banks in post-Keynesian economics’,in E. Hein and E. Stockhammer (eds), UK and Northampton,MA, USA, pp. 34–60.

21)   Mann, G., (2013) ‘Monetary Exception: Labour Distribution and Money in Capitalism’, Capital and Class, 37, 2 (2013) for a Mann, G ‘Monetary Exception:, Capital and Class, 37, 2 for a penetrating analysis).

22)   Martin, R. (2011). The local geographies of the financial crisis: from the housing bubble to economic recession and beyond. Journal of Economic Geography, 11(4)

23)   Minsky, H. P., & Kaufman, H. (2008). Stabilizing an unstable economy (Vol. 1). New York: McGraw-Hill

24)   Mishkin, F. S. (2011). Monetary policy strategy: lessons from the crisis (No. w16755). National Bureau of Economic Research

25)   Mojtahed, A. (2004). Challenges and Requirements in Money and Capital Markets in Iran Economy, Proceedings of the Fourteenth Conference on Monetary and Foreign Policy, Monetary and Banking Research.

26)   Rochon Louis-Philippe , Sergio Rossi (2017) " Advances in Endogenous Money Analysis , Edward Elgar Publishing, Oct 27, 2017

27)   Smithin, J. (2013a), Essays in the Fundamental Theory of Monetary Economics and

28)   Macroeconomics, Singapore: World Scientific Publishing.

29)   Smithin, J. (2013b), ‘Keynes’s theories of money and banking in the Treatise and

30)   General Theory’, Review of Keynesian Economics, 2 (2), 242–56.

31)   Smithin, J. (2016a), ‘Endogenous money, fiscal policy, interest rates and the

32)   exchange rate regime: a comment on Palley, Tymoigne, and Wray’, Review of Political Economy, 28 (1), 64–78.

33)   Smithin, J. (2016b), ‘Some puzzles about money, finance and the monetary circuit’,

34)   Cambridge Journal of Economics, 40 (5), 1259–74.

35)   Werner.  Richard A ( 2014 ) , Can banks individually create money out of nothing International Review of Financial Analysis, 2014, vol. 36, issue C, 1-19

36)   Werner, R. A. (2016). A lost century in economics: Three theories of banking and the conclusive evidence. International Review of Financial Analysis, 46, 361-379

37)   Wray, L. R. (2012). Modern money theory: A primer on macroeconomics for sovereign monetary systems. Palgrave Macmillan.

38)   Gaspar, V., Pérez-Quirós, G., & Rodríguez Mendizábal, H. (2004). Interest rate determination in the interbank market

 

یادداشت‌ها