آزﻣﻮﻥﺗﺠﺮﺑﯽتأثیرﺭﯾﺴﮏ ﻓﻀﺎﯼﮐﺴﺐﻭﮐﺎﺭﺑﺮﺭﺍﺑﻄﻪ ﺑﻴﻦﺭﯾﺴﮏ ﺍﻋﺘﺒﺎﺭﯼﻭعملکرد مالی در صنعت بانکداری ایران

اقتصاد مالی

مقاله 1، دوره 13، شماره 48، آذر 1398، صفحه 1-36   

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

محمد بیگدلی¹؛ مهدی تقوی^{* 2}؛ علی اسماعیل زاده^{* 3}؛ مرجان دامن کشیده^{* 4}

¹دانشجوی دکتری اقتصاد مالی دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی، تهران، ایران

²استاد دانشکده اقتصاد، دانشگاه علامه طباطبایی تهران، ایران

³دانشیار گروه حسابداری، واحد اسلامشهر، دانشگاه آزاد اسلامی تهران، ایران

⁴استادیار گروه اقتصاد، واحد تهران مرکز، دانشگاه آزاد اسلامی تهران، ایران

چکیده

پژوهش حاضر به بررسیتجربی تأثیر ﺭﯾﺴﮏﻓﻀﺎﯼﮐﺴﺐوﮐﺎﺭﺑﺮﺭﺍﺑﻄﻪبین ریسک اعتباری و عملکرد مالی ﺑﺎنک‌ها در صنعت بانکداری ایران پرداخته است. روش تحقیق از حیث هدف کاربردی و از نوع همبستگی است. قلمرو زمانی تحقیق سالهای 1385 الی 1395 می­باشد. داده­های تحقیق بصورت سالانه از صورت‌های مالی بانک‌های فعال در صنعت بانکداری ایران گردآوری و استخراج شده است. برای تحلیل داده­های تحقیق و آزمون فرضیه‌ها از دو مدل رگرسیون ترکیبی با اثرات تصادفی و ثابت استفاده شده است. بر پایه نتیجه فرضیه اول تحقیق، ریسک اعتباری بر عملکرد مالی در صنعت بانکداری ایراناثرمعکوس و معنی­داری دارد. بر پایه نتیجه فرضیه دوم تحقیق، ﺭﯾﺴﮏﻓﻀﺎﯼﮐﺴﺐوﮐﺎﺭﺑﺮعملکرد مالی در صنعت بانکداری ایراناثر معکوس و معنی­داری دارد. بر پایه نتیجه فرضیه سوم تحقیق، ﺭﯾﺴﮏﻓﻀﺎﯼﮐﺴﺐوﮐﺎﺭﺑﺮﺭﺍﺑﻄﻪبین ریسک اعتباری و عملکرد مالی در صنعت بانکداری ایراناثر معکوس و معنی­داری دارد. سایر یافته‌های پژوهش، حاکی است که تسهیلات اعطایی، اهرم مالی و اندازه بانک‌ها بر عملکرد مالیدر صنعت بانکداری ایران اثر مستقیم و معنی‌دار دارد.

کلیدواژه‌ها

عملکرد مالی؛ ریسک اعتباری؛ ﺭﯾﺴﮏﻓﻀﺎﯼﮐﺴﺐوﮐﺎﺭ؛ اهرم مالی؛ اندازه بانک؛ صنعت بانکداری ایران

اصل مقاله

آزﻣﻮﻥﺗﺠﺮﺑﯽتأثیرﺭﯾﺴﮏﻓﻀﺎﯼﮐﺴﺐﻭﮐﺎﺭﺑﺮﺭﺍﺑﻄﻪﺑﻴﻦﺭﯾﺴﮏﺍﻋﺘﺒﺎﺭﯼﻭعملکرد مالیدر صنعت بانکداری ایران

 

محمدبیگدلی[1]

 

تاریخ دریافت: 02/04/1398            تاریخ پذیرش: 04/06/1398

مهدی تقوی[2]

علی اسماعیل زاده مقری[3]

مرجان دامن کشیده[4]

چکیده

پژوهش حاضر به بررسیتجربی تأثیر ﺭﯾﺴﮏﻓﻀﺎﯼﮐﺴﺐوﮐﺎﺭﺑﺮﺭﺍﺑﻄﻪبین ریسک اعتباری و عملکرد مالی ﺑﺎنک‌ها در صنعت بانکداری ایران پرداخته است. روش تحقیق از حیث هدف کاربردی و از نوع همبستگی است. قلمرو زمانی تحقیق سالهای 1385 الی 1395 می­باشد. داده­های تحقیق بصورت سالانه از صورت‌های مالی بانک‌های فعال در صنعت بانکداری ایران گردآوری و استخراج شده است. برای تحلیل داده­های تحقیق و آزمون فرضیه‌ها از دو مدل رگرسیون ترکیبی با اثرات تصادفی و ثابت استفاده شده است. بر پایه نتیجه فرضیه اول تحقیق، ریسک اعتباری بر عملکرد مالی در صنعت بانکداری ایراناثرمعکوس و معنی­داری دارد. بر پایه نتیجه فرضیه دوم تحقیق، ﺭﯾﺴﮏﻓﻀﺎﯼﮐﺴﺐوﮐﺎﺭﺑﺮعملکرد مالی در صنعت بانکداری ایراناثر معکوس و معنی­داری دارد. بر پایه نتیجه فرضیه سوم تحقیق، ﺭﯾﺴﮏﻓﻀﺎﯼﮐﺴﺐوﮐﺎﺭﺑﺮﺭﺍﺑﻄﻪبین ریسک اعتباری و عملکرد مالی در صنعت بانکداری ایراناثر معکوس و معنی­داری دارد. سایر یافته‌های پژوهش، حاکی است که تسهیلات اعطایی، اهرم مالی و اندازه بانک‌ها بر عملکرد مالیدر صنعت بانکداری ایران اثر مستقیم و معنی‌دار دارد.

واژه‌های کلیدی:عملکرد مالی، ریسک اعتباری، ﺭﯾﺴﮏﻓﻀﺎﯼﮐﺴﺐوﮐﺎﺭ، اهرم مالی، اندازه بانک، صنعت بانکداری ایران.

طبقه بندی JEL:E5،E51، G21، B26، G32

1- مقدمه

بانکداری یکی از با اهمیت­ترین بخش‌های اقتصادی کشور به شمار می­آید، بانک‌ها با سازماندهی و هدایت دریافت‌ها و پرداخت‌ها امر مبادلات تجاری و بازرگانی را تسهیل می­کنند و موجب گسترش بازارها و رشد و شکوفایی اقتصادی می­گردند. به‌طور کلی در اقتصادهایی نظیر اقتصاد ایران سیستم مالی مبتنی بر بانک است (علم‌الهدی، 1397: 70). اعطای تسهیلات بانک‌ها باید به ترتیبی صورت گیرد که بر اساس پیش­بینی­های مربوطه اصل منابع تامین شده به‌همراه سود مورد انتظار در صورت تحقق در مدت معین قابل برگشت باشد. لیکن موانع و مشکلات گوناگون از جمله عدم بررسی دقیق طرح، نابسامانی اقتصادی، رکود بازار، نوسانات نرخ ارز، نقدینگی و غیره موجب می­شود که عده‌ای از تسهیلات گیرندگان از بازپرداخت وجوه دریافتی خودداری نمایند و عده­ای نیز با سوء­استفاده از حسن نیت مسئولین بانک‌ها از استرداد وجوه خودداری نمایندو طبیعتاً تعدادی از تسهیلات معوقمی­گردد؛ و این امر منجر به پایین آمدن کیفیت دارایی‌های بانک‌ها و رسیک اعتباری می­گردد. ریسک اعتباری، احتمال تعویق، مشکوک بودن وصول یا عدم وصول اصل و سود تسهیلات مالی که در قالب تسهیلات به متقاضیان ارائه می‌شود، می‌باشد (محقق‌نیا، و همکاران، 1398: 128). با معوق شدن تسهیلات اعطایی بانک‌ها، سرمایه­هایی که می­بایست به گردش بیافتد و همچون خونی در رگ‌های اقتصاد کشور عمل نموده و آن‌را به حرکت رو به جلو هدایت نماید به‌صورت راکد و بدون حرکت در بخش‌های غیرسود­آور جمع شده و لطمات جبران ناپذیری بر اقتصاد وارد می­نماید.

ﻳﻜﻲ از ﻋﻮاﻣﻞاﺛﺮگذار برﻓﻌﺎﻟﻴﺖ اﻗﺘﺼﺎدی،ﻫﺰﻳﻨﻪ اﻧﺠﺎم اﻳﻦﻓﻌﺎﻟﻴﺖﻫﺎﻳﺎﻛﺴﺐ‌وﻛﺎرﻫﺎاست. ﻫﺰﻳﻨﻪﻫﺎیﺑﺎﻻیﻛﺴﺐوﻛﺎرﻣﻮﺟﺐﺑﺎﻻ رﻓﺘﻦﺑﻬﺎیﺗﻤﺎمﺷﺪهﻣﺤﺼﻮﻻت و در ﻧﺘﻴﺠﻪﻛﺎﻫﺶ رﻗﺎﺑﺖ­ﭘﺬﻳﺮی آن‌ها ﺑﻮﻳﮋه در ﻣﻘﺎﻳﺴﻪﺑﺎﻛﺎﻻﻫﺎیﻣﺸﺎﺑﻪﺧﺎرﺟﻲ اﺳﺖ. ﻫﺮﭼﻨﺪ واژه "فضای کسب‌وکار" در دﻫﻪ‌ﻫﺎی اﺧﻴﺮﺑﻪ‌ﻋﻨﻮانﻳﻜﻲ از ﻛﻠﻴﺪ واژهﻫﺎیﻣﻬﻢ در ﻣﺒﺎﺣﺚ اﻗﺘﺼﺎدﻛﻼنﻣﻄﺮحشده اﺳﺖ،ﺑﺎﺗﺄﻣﻠﻲ در ﻣﺒﺎﺣﺚ اﻧﺠﺎمﺷﺪهﭘﻴﺮاﻣﻮنﺗﻮﺳﻌﻪ اﻗﺘﺼﺎدیپیشﻧﻴﺎزﻫﺎیﻳﻚ اﻗﺘﺼﺎدﺷﻜﻮﻓﺎ و رو ﺑﻪ رﺷﺪﺧﻮاﻫﻴﻢ دﻳﺪﻛﻪ اﻳﻦﻣﻔﻬﻮمﻫﻤﻮارهﻣﻮردﺗﻮﺟﻪﺻﺎﺣﺐﻧﻈﺮان و اﻧﺪﻳﺸﻤﻨﺪان در دﻫﻪهایﮔﺬﺷﺘﻪ ﺑﻮده اﺳﺖ. در ﺳﺎلﻫﺎی اﺧﻴﺮ اﻳﻦﻣﻔﻬﻮمﺑﺎ دﻗﺖ و ﻇﺮاﻓﺖﺑﻴﺸﺘﺮیﻣﻮردتوﺟﻪ اﻗﺘﺼﺎدداﻧﺎنﻗﺮارﮔﺮﻓﺘﻪ اﺳﺖ و ﺻﺎﺣﺐﻧﻈﺮانکوشیده‌اﻧﺪ اﻳﻦﻣﻔﻬﻮم را ﺑﺎ دﻗﺖ و ﺣﺴﺎﺳﻴﺖﺑﻴﺸﺘﺮیﻣﻮردﺗﻮﺟﻪﻗﺮار دﻫﻨﺪ. ﺑﺎﻧﻚﺟﻬﺎﻧﻲﻧﻴﺰﺑﺎ اراﺋﻪﻳﻚﻣﺪلﻣﺸﺨﺺ و ﺑﺮﺧﻮردار از  شاخص‌های دهﮔﺎﻧﻪکوشیده استبهﻳﻚ وﺣﺪت روﻳﻪ در اﻳﻦﺧﺼﻮص دﺳﺖﻳﺎﺑﺪ. منظور از فضای کسب‌وکار، عوامل موثر بر عملکرد واحدهای اقتصادی مانند کیفیت دستگاه‌های حاکمیت، ثبات قوانین و مقررات،کیفیت زیرساخت‌ها و ... است که تغییر دادن آن‌ها فراتر از اختیارات و قدرت مدیران بنگاه‌های اقتصادی است (میدری و قودجانی، 1387). شناخت و بررسی "فضای کسب‌وکار" مقدم بر تجزیه‌وتحلیل کسب‌وکار و فعالیت‌های اقتصادی در داخل یک بنگاه است. ﺗﺎﺑﻪ اﻣﺮوز،ﺻﺎﺣﺐﻧﻈﺮان و ﺳﻴﺎﺳﺘﮕﺬاراندرﻛﺸﻮرﻫﺎیﻣﺨﺘﻠﻒﺑﻪﻣﻨﻈﻮر دﺳﺘﻴﺎﺑﻲﺑﻪ رﻓﺎه و ﺣﻞﻣﺸﻜﻼت اﻗﺘﺼﺎدیﺟﺎﻣﻌﻪ(توسعه اقتصادی) راﻫﺒﺮدﻫﺎیﻣﺨﺘﻠﻔﻲ را برگزیده‌اﻧﺪ. ﺑﻬﺒﻮدﻣﺤﻴﻂﻛﺴﺐوﻛﺎر اﻣﺮوزهﺑﻪﻋﻨﻮانﻳﻚ راﻫﺒﺮدﺷﻨﺎﺧﺘﻪﺷﺪه اﻗﺘﺼﺎدیﻣﺪﻧﻈﺮﻗﺮارﻣﻲﮔﻴﺮد.از دید برﺧﻲصاحب‌ﻧﻈﺮان، اﻳﻦراهبرد ﻣﻜﻤﻞ و ﺣﺘﻲپیشﻧﻴﺎز راﻫﺒﺮدﺧﺼﻮﺻﻲﺳﺎزیاست.ﺑﺮﺧﻲﻧﻴﺰﺑﺮ اﻳﻦ باورند رفع موانع بخش خصوصی یا همان بهبود محیط کسب‌وکار باید جایگزین خصوصی‌سازی شود. این راهبرد را جوزف استیگلیتز [i]برنده نوبل اقتصاد،"رشد بخش خصوصی از پایین" و ژانوس کورنای[ii]، اقتصاددان مشهور دانشگاه هاروارد" رشد طبیعی بخش خصوصی" نامیدند. مسأله بهبود محیط کسب‌وکار در مراکز تصمیم‌گیری ایران نیز کاملاً شناخته شده و دولت نیز سیاست‌هایی برای پیشبرد آن اعلام کرده است.

هدف اصلی مدیریت ریسک، اندازه‌گیری و پیش‌بینی انواع ریسک به‌منظور کنترل آن‌ها می‌باشد (اسماعیل‌زاده و جوانمردی، 1396: 172). ریسک اعتباری و تصمیمات اعطای تسهیلات در بانک‌ها هر دو تحت تأثیر عوامل داخلی و خارجی قرار می­گیرند. در زمینه عوامل داخلی، درصد سهام نگهداری شده توسط سهامداران ناهمگون می­تواند بر مدیریت ریسک، تصمیمات اعطای تسهیلات، عملکرد عملیاتی بانک‌ها اثر قابل ملاحظه­ای داشته باشد  (لاپورتا و همکاران[iii]، 2002؛ باری و همکاران[iv]، 2011). نسبت سهام تحت تملک دولت در مراحل مختلف چرخه­های تجاری، اثر قابل ملاحظه­ای بر ریسک­پذیری بانک‌ها دارد (پن و ژانگ[v]، 2012). وام‌های اشخاص وابسته اثربخشی مشوق­های جبران خدمات در بانک‌های تجاری را تضعیف می­کند. تنوع سازی می­تواند ریسک اعتباری را کاهش دهد، اما به بهبود عملکرد هیچ کمکی نمی­کند (لئو و همکاران[vi]، 2012). در زمینه عوامل خارجی، در کشورهایی که قوانین بهتری در حمایت از اعتباردهندگان وجود دارد، اندازه تسهیلات اعطایی افزایش می­یابد (لاپورتا و همکاران، 1998)، شکاف اعتباری کاهش می­یابد (لیون و مجنونی[vii]، 2005)، بحرآن‌های مالی کمتر رخ می­دهد (جانسون و همکاران[viii]، 2000)، تمرکز تسهیلات اعطایی بالاتر و سررسید تسهیلات اعطایی طولانی­تر است.

بحران اعتباردهی، که در سال 2007 جهان را تکان داد، محدودیت‌های سیستم مالی سنتی را نشان داد (ترابلسی، 2011). تمام موسسات مالی بی‌ثبات بوده و اقتصاد فلج شده بود در حالی که سیستم مالی اسلامی ثبات و پایداری خود را حفظ کرده بود (فتیتی و همکاران[ix]، 2013؛ مات رحیم و زکریا، 2013). ظهور این بحران و به دنبال آن رکود اقتصادی منجر به طرح سوالات متعددی در خصوص نقش بانک‌ها در این مسائل شد و باعث شد ذی‌نفعان متعددی در جستجوی راه حلی برای شکست‌های مالی باشند (روسمن و همکاران[x]، 2014). بنابراین مالی اسلامی از طریق توجه به نقاط قوت و توانایی‌ها در جذب آشفتگی‌های مالی با توجه به چشم‌انداز مالی به عنوان راه حلی برای سیستم‌هایی توجهات را به سوی خود جلب کرد که مکرراً با مشکلاتی مواجه هستند (حسن و دریبی، 2010؛ سعید، 2012؛ زروک ،2012). بقا و پایداری این بانک‌ها توجه همه را به سوی خود جلب کرده است. مطالعات متعددی ادعا کردند که اگر مالی اسلامی، به جای مالی سنتی و متعارف معرفی می‌شود می‌توانست از بحران مالی کنونی جلوگیری کند برای این‌که مالی اسلامی جایگزین و آینده بهتری را برای بشریت فراهم می‌کند (بیک و همکاران، 2016؛ چونگ و همکاران، 2012). توجه به سلامت بانک‌ها تضمین کننده موفقیت آن‌هاست. برای اندازه‌گیری عملکرد بانک‌ها از شاخص‌های مختلفی استفاده می­شود. با توجه به این‌که پژوهش‌گرانی از جمله سیتی محمد و هاشیم[xi] (2015)، دانگ[xii] (2011)، جعفر و مناروی[xiii] (2011)، سانگمی و نظیر[xiv] (2010)، دژانی و تانکو[xv] (2008)، نیمالتاسان[xvi] (2008) و تک (2000) تأکید داشتند که بهترین تکنیک برای ارزیابی عملکرد مالی بانک‌ها بازده دارایی‌ها (ROA) و بازده حقوق صاحبان سهام (ROE) است.

از طرفی بین ریسک و عملکرد ارتباط نزدیکی وجود دارد. با تدوین راه‌های مناسب و قوی برای ایجاد تنوع در کانال‌های درآمدی می‌توان عملکرد بانک را بهبود بخشید. از آنجایی‌که هدف اصلی گزارش­گری مالی، بیان تاثیرات اقتصادی رویدادها و عملیات مالی بر وضعیت و عملکرد بانک‌ها به منظور کمک به استفاده‌کنندگان بالفعل و بالقوه برای اتخاذ تصمیمات مالی در ارتباط است. ارزیابی عملکرد بانک‌ها بخش عمده‌ای از مباحث حسابداری، مدیریت و اقتصاد را تشکیل می‌دهد.ارزیابی عملکرد یعنی اندازه‌گیری این موضوع که بانک تا چه حدی به اهداف تعیین شده در برنامه‌های خود دست یافته است. نتیجه حاصل شده از ارزیابی عملکرد ابزاری برای پیش‌بینی برنامه‌های آتی و نیز بهبود نقاط قوت و برطرف کردن نقاط ضعف می‌باشد.در بحث ارزیابی عملکرد معمولاً این سوال مطرح می‌شود که کدام یک از معیارهای ارزیابی عملکرد بانک‌ها از اعتبار بیشتری برخوردار است. اصولا یک شاخص مطلق و ایده‌آل برای سنجش عملکرد بانک‌ها وجود ندارد. عدم وجود ابزار مناسب برای ارزیابی عملکرد بانک‌ها، یکی از دلایل به نتیجه نرسیدن تلاش مدیرانی است که علاقه­مند به ارتقای سطح عملکرد سازمان‌شان هستند. با ملاحظه مجموعه شرایط نوین اقتصادی و کسب‌وکار تغییرات حاصله در الگوهای جدید مدیریتی و اداره سازمآن‌ها، پیدایش تعاریف و برداشت­های جدید از مفهوم کنترل مدیریت و تئوری نمایندگی و همچنین ناکارآمدی روشهای سنتی ارزیابی عملکرد، از یک‌طرف و انتظارات جدید از گزارش­های سنجش عملکرد از طرف دیگر ضرورت تغییر و تحول در معیارهای سنجش عملکرد را پدید آورده است. سود حسابداری، سنتی‌ترین معیار ارزیابی عملکرد است که برای سرمایه‌گذاران، سهام‌داران، مدیران، اعتبار‌دهندگان و تحلیل‌گران اوراق بهادار از اهمیت زیادی برخوردار است. سود حسابداری که با فرض تعهدی محاسبه می‌شود به نظر بسیاری از پژوهش‌گران مانند چن و داد[xvii] (2001) و ورئینگتون و وست[xviii] (2004) یکی از مهمترین معیار‌های سنجش عملکرد محسوب می‌شود. با توجه به مزیت در دسترس بودن اطلاعات مورد نیاز در این مدل‌ها و آسانی محاسبات مربوط به آن، این گروه از معیار‌های ارزیابی عملکرد به شکل گسترده‌ای توسط استفاده‌کنندگان از اطلاعات مالی، مورد استفاده قرار می‌گیرد. بررسی‌های انجام شده توسط پژوهش‌گران نیز نشان می‌دهد که سود حسابداری و اطلاعات بدست آمده از آن، اطلاعات مفیدی را در اختیار استفاده‌کنندگان قرار می‌دهد که در تصمیم‌گیری‌های آن‌ها بسیار مؤثر است (بالسام و لیپکا[xix]، 1998). بدیهی است هدف اصلی یک بانک و یا هر واحد اقتصادی، علاوه بر ایفای مسئولیت‌های مختلف، ارتقاء عملکرد، افزایش سودآوری و حداکثر کردن ثروت سهام‌داران است.بنابراین به نظر می­رسد اعطای تسهیلات توسط بانک‌ها متاثر از ریسک فضای کسب‌وکار در اقتصاد می­باشد. به‌عبارتی با افزایش ریسک فضای کسب‌وکار و افزایش ریسک اعتباری، بانک‌ها از ارایه تسهیلات خودداری کرده و برعکس در دوره­های کاهش ریسک فضای کسب‌وکار، ریسک اعتباری هم کاهش و بانک‌ها در ارایه تسهیلات انبساطی عمل می­نمایند؛ و از این طریق ریسک­پذیری خود را مدیریت می­نمایند. لذا این مقاله پیرامون عملکرد مالی بانک‌ها در صنعت بانکداری ایران انجام شده است. بنابراین هدف کلی تحقیق: تبیین تأثیر ﺭﯾﺴﮏﻓﻀﺎﯼﮐﺴﺐ و ﮐﺎﺭﺑﺮﺭﺍﺑﻄﻪﺑﻴﻦریسک اعتباری ﻭعملکرد مالیبانک‌ها دﺭصنعت بانکداری ایران می­باشد.

 

2- پیشینه پژوهش

2-1- پیشینه پژوهش­های خارجی

چی و لی[xx](2017) در پژوهشی با عنوان «عدم اطمینان سیاست اقتصادی، ریسک اعتباری و تصمیمات تسهیلات اعطایی بانک: شواهدی از بانک‌های تجاری چینی» از طریق بررسی داده‌های بانک‌های تجاری چینی در طی دوره زمانی 2000 تا 2014 به این نتیجه رسیدند که عدم اطمینان سیاست اقتصادی با نسبت تسهیلات اعطایی غیر عملیاتی، تمرکز تسهیلات اعطایی و نرخ کاهش تسهیلات اعطایی ارتباط مثبت و معناداری وجود دارد. این نشان دهنده این است که عدم اطمینان سیاست اقتصادی باعث افزایش ریسک اعتباری بانک و اثر منفی بر اندازه تسهیلات اعطایی دارد. تراد و همکاران[xxi] (2017) در پژوهشی با عنوان «ریسک و سودآوری بانک‌های اسلامی: یک فریب مذهبی یا یک راه حل جایگزین» به این نتیجه رسیدند که اندازه بانک و سرمایه، عامل­های اصلی در رابطه با افزایش سودآوری و ثبات­پذیری بانک‌های اسلامی و کاهش ریسک اعتباری هستند. نتایج همچنین نشان می­دهد که متغیرهای اقتصاد کلان به استثنای تورم، قادر به بهبود ثبات­پذیری بانک‌های اسلامی هستند. رشید[xxii] و همکاران (2016) با استفاده از مدل رگرسیون حداقل مربعات تعمیم یافته و مدل کمل، عملکرد بانک‌های اسلامی و بانک‌های تجاری در طی دوره زمانی 2006-2012 را بررسی کردند و به این نتیجه رسیدند که تولید ناخالص داخلی و نرخ بهره اعتباری بر عملکرد بانک‌ها اثر منفی دارند. با این وجود، اندازه بانک اثر مثبت و نامعناداری بر عملکرد بانک دارد. اشرف و همکاران[xxiii] (2016) در پژوهشی با عنوان «نسبت نقدینگی پایدار برای بانک‌های اسلامی و تأثیر آن بر ثبات مالی: بررسی بین­المللی» از طریق بررسی 136 بانک اسلامی در طی دوره زمانی 2000-2013 به این نتیجه رسیدند که نسبت نقدینگی پایدار اثر مثبتی بر ثبات مالی بانک‌های اسلامی در طی دوره پژوهش دارد. با این وجود، با افزایش اندازه بانک، اثر نهایی نسبت پایه خالص پایدار بر ثبات­پذیری کاهش می­یابد. نتایج همچنین نشان می­دهد که رشد تولید ناخالص داخلی بر ثبات­پذیری مالی بانک‌های اسلامی اثر معناداری ندارد. چیبی و فتیتی[xxiv] (2015) با استفاده از روش داده‌های پانل پویا و داده‌های دو کشور آلمان و فرانسه طی سال های 20050 تا 2011 نشان داده‌اند که ریسک اعتباری بانک‌ها تحت تأثیر متغیرهای اقتصاد کلان و خصوصیات بانکی قرار دارند. هم چنین آن‌ها نتیجه گرفته‌اند که این اثر بین دو نظام بانکداری آلمان و فرانسه متفاوت است. آبیولا [xxv]و الایوسی [xxvi](2014) باعنوان " تأثیر عملکرد مدیریت ریسک در بنگاه‌های مالی در نیجریه " به بررسی اهمیت مدیریت ریسک اعتباری در بانک‌ها پرداخته­اند. نتایج نشان داد که اهمیت مدیریت ریسک اعتباری در بانک‌ها به‌دلیل اثر آن‌ها در بحران‌های مالی و نقش تعیین کننده آن در در بقاء رشد و سودآوری بانک‌ها است. آرورا [xxvii]و بابیتا [xxviii](2013) در مقاله خود با عنوان "فرآیند ارزیابی اعتبار در بانک اس‌بی‌‌آی[xxix]"  به ارائه مدلی در خصوص ارزیابی ریسک اعتباری مشتریان پرداختند. نتایج تحقیق نشان داد، مناسب‌ترین روش  برای ارزیابی اعتبار مشتریان بررسی موقعیت مالی و توانایی مشتریان در بازپرداخت تسهیلات در آینده می­باشد. چونگ و همکاران[xxx] (2012) در پژوهشی با عنوان «عملکرد بانک‌های تجاری اسلامی در مالزی» با استفاده از داده­های 13 بانک تجاری اسلامی، از طریق مقایسه مدل‌های رگرسیونی با متغیرهای وابسته (بازده دارایی‌ها و بازده حقوق صاحبان سهام)  و متغیر مستقل متعدد عملکرد بانک‌های تجاری اسلامی را بررسی کردند و به این نتیجه رسیدند که ریسک اعتباری، متمرکز بودن و نقدینگی بر عملکرد بانک‌های تجاری اسلامی اثر مثبت دارند و بیشترین تأثیر را ریسک اعتباری بر عملکرد شرکت دارد. فلامینی، مکدونالدو و شوماخر[xxxi] (2009)، به بررسی عوامل مؤثر بر سودآوری بانک‌ها در 41 کشور مختلف پرداختند. نمونه مورد بررسی پژوهش ایشان شامل 389 بانک بود. نتایج پژوهش مبین آن است که ریسک اعتباری و اندازه بانک از مهم‌ترین عوامل مؤثر بر سودآوری بانک‌ها هستند. کوسمیدو[xxxii] (2008) با استفاده از یک مدل رگرسیون خطی، به بررسی اثر ریسک اعتباری بر سودآوری بانک‌های یونانی طی سال های 1990 تا 2002 پرداخت. نمونه مورد بررسی وی شامل 23 بانک بوده است. کوسمیدو برای اندازه‌گیری سودآوری و ریسک اعتباری، به ترتیب شاخص‌های نسبت بازده دارایی‌ها و نسبت ذخیره مطالبات مشکوک الوصول را برگزید. نتایج پژوهش وی مبین رابطه منفی معنادار بین ریسک اعتباری و سودآوری بانک‌ها است. نتیجه یاد شده با این فرضیه که افزایش ریسک اعتباری منجر به کاهش سودآوری بانک‌ها می­شود، پس بانک‌ها می­توانند از طریق کنترل و نظارت مؤثر ریسک اعتباری، سودآوری خود را افزایش دهند.

 

2-2- پیشینه پژوهش­های داخلی

نظریان و عزیزیان فرد (1395) در پژوهشی با عنوان «بررسی عوامل موثر بر حاشیه نرخ سود بانک‌ها در ایران» در طی سال های 1384 تا 1392 به این نتیجه رسیدند که از میان متغیرهای کلان، کل حجم معاملات بازار سهامبیشترین تأثیرو سپرده‌های جاری کمترین تأثیر را بر حاشیه نرخ سود بانکی داشتهاند و نقدینگی بازار سهام اثر معناداری بر حاشیه نرخ سود بانکی نداشته است.از میان متغیرهای نظارت بانکی ریسک نقدینگی بیشترین و ریسک اعتباری کمتریناثر را بر متغیر حاشیه نرخ سود بانک‌ها داشته و مالکیت بانک‌ها اثر معناداری بر روی حاشیه نرخ سود بانک‌ها نداشته است. بر اساس این نتایج حاشیه نرخ سود بانکی در بانک‌های خصوصی و دولتی ایران تفاوت معناداری با یکدیگر ندارند. شاهچرا و جوزدانی (1395) در پژوهشی با عنوان «تنوع پذیری درآمدها و سودآوری در شبکه بانکی کشور»  با استفاده از داده‌های 25 بانک فعال در شبکه بانکی کشور و در طی دوره زمانی 1358 تا 1392 به این نتیجه رسیدند که درآمدهای غیربهره‌ای دارایاثر مثبت بر سودآوری بانک‌ها و تأثیر منفی بر ریسک بانکی است. در شبکه بانکی کشور، بیشتر درآمد بانک‌ها به درآمدهای بهره‌ای و کمتر به درآمدهای غیربهره‌ای اختصاص می‌یابد. درآمدهای بهره‌ای نسبت به درآمدهای غیربهره‌ای دارای ثبات کمتری هستند. میرزایی و همکاران (1395) در پژوهشی با عنوان «رابطه متقابل مطالبات غیر جاری بانک‌ها و شرایط اقتصاد کلان: یک رویکرد خود رگرسیون برداری پانل» در دوره 1392-1381 به این نتیجه رسیدند که یک شوک مثبت به نرخ سود حقیقی تسهیلات و نرخ رشد تسهیلات، کاهش نسبت مطالبات غیر جاری بانک را به‌ دنبال دارد در حالی که انتشار پول بیشتر توسط بانک مرکزی(شوک مثبت به پایه پولی) باعث کیفیت بدتر پورتفوی وام بانک‌ها می‌شود، ضمن آن‌که اثر کاهشی نرخ رشد اقتصادی بر نسبت مطالبات غیر جاری به کل تسهیلات بانک از نظر آماری معنی‌دار نیست. همچنین اثر بازخوردی نسبت مطالبات غیر جاری بانک‌ها بر متغیرهای اقتصاد کلان به این شکل بوده است که در نتیجه یک شوک مثبت به این نسبت (وخامت کیفیت پروتفوی بانک‌ها)، رکود اقتصادی تشدید شده، پایه پولی به طور معنی‌داری افزایش یافته و نرخ رشد تسهیلات اعطایی بانک‌ها کاهش معنی‌دار یافته است، در حالی که اثر معنی‌داری بر نرخ سود حقیقی تسهیلات مشاهده نمی‌شود. احمدی و همکاران (1395) در پژوهشی با عنوان «تأثیر ریسک اعتباری بر عملکرد نظام بانکی ایران: مطالعه بین بانکی با رویکرد خود رگرسیون برداری پانل [xxxiii]» در طی دوره زمانی 1383 تا 1392 به این نتیجه رسیدند که تکانه‌ای به اندازه یک انحراف معیار در ریسک اعتباری منجر می‌شود نقدینگی بانک‌ها، بازده دارایی‌ها و سودآوری بانک‌ها کاهش یابد. بر اساس نتایج؛ در بلندمدت ریسک اعتباری چندان نقشی در تعیین سودآوری بانک‌ها ندارد، اما نقدینگی و بازده دارایی بانک‌ها در بلندمدت به صورت قابل توجهی تحت تأثیر ریسک اعتباری قرار دارند. نوروزی (1393) درپژوهشی با عنوان «تأثیرهای متغیرهای کلان اقتصادی بر ریسک اعتباری بانک‌ها در ایران» به این نتیجه رسیدند که ریسکاعتباریبانک‌هاتحثتأثیرمتغیرهایاقتصادکلانقراردارد. به‌طورخاص نرخسودحقیقیتسهیلات،نرختورم،بدهیدولتونرخبیکاریرابطهمثبتورشدتولیدناخالصداخلیرابطهمنفیباریسکاعتباریبانک‌هادارند.بهعلاوهخصوصیاتبانکینظیراندازهوسودآوریبانک‌هااثرمنفیوریسکاعتباریدورهقبلاثرمثبتیبرریسکاعتباریبانک‌هادارد.احمدیان و کیانود (1393) در پژوهشی با عنوان «تأثیر مقررات بانکی بر حاشیه سود بانکی (رهیافت داده‌های ادغامی)» با استفاده از آمار برخی کشورهای در حال توسعه و توسعه یافته در طول دوره 2000-2010 و به‌کارگیری روش داده‌های تابلویی، اثر مقررات بانکی بر حاشیه سود بانکی بررسی شد. نتایج حاکی از رابطه منفی بین مقررات بانکی و حاشیه سود بانکی است. مهرآرا و مهران فر (1392) در پژوهشی با عنوان «عملکرد بانکی و عوامل کلان اقتصادی در مدیریت ریسک» براساس داده‌های مربوط به 15 بانک خصوصی و دولتی فعال در کشور و در طی دوره زمانی 1388-1380 به این نتیجه رسیدند که ﻧﺴﺒﺖﻫﺎیﻧﻘﺪﻳﻨﮕﻲ،ﺳﻮدآوری و ﻛﺎراﻳﻲﻋﻤﻠﻴﺎﺗﻲ و همچنین رﺷﺪ اﻗﺘﺼﺎدی اﺛﺮﻣﺜﺒﺖ و ﻣﻴﺰان رﻳﺴﻚ اﻋﺘﺒﺎری و ﻧﺮخﺗﻮرم اﺛﺮﻣﻨﻔﻲﺑﺮﻧﺴﺒﺖﻛﻔﺎﻳﺖﺳﺮﻣﺎﻳﻪﺑﻪﻋﻨﻮانﺷﺎﺧﺺﻛﺎراﻳﻲﻣﺪﻳﺮﻳﺖ رﻳﺴﻚﺑﺎنکی دارﻧﺪ. شوال پور و اشعری (1392) در پژوهشی با عنوان «بررسی تأثیر ریسک اعتباری بر سودآوری بانک‌ها در ایران» از طریق بررسی پانزده بانک و موسسه اعتباری تحت نظارت بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران طی دوره زمانی 82 تا 88 نشان دادند، بین ریسک اعتباری و سودآوری بانک‌ها رابطه منفی و معناداری وجود دارد. امیری (1392) در پژوهشی با عنوان «بررسی رابطه بین ریسک اعتباری با سودآوری و نقدینگی در بانک‌های عضو بورس اوراق بهادار با تأکید بر نقش تعدیلی نظام راهبری شرکتی» از طریق بررسی 9 بانک در طی سال های 1388-1391 به این نتیجه رسیدند که ریسک اعتباری اثر منفی و معنادار بر شاخص‌های سودآوری،بازده دارایی‌ها[xxxiv] و بازده حقوق صاحبان سهام[xxxv]دارد، همچنین ریسک اعتباری دارای اثر منفی اما فاقد معنی بر نقدینگی بانک‌ها می‌باشد، علاوه بر این ابزارهای راهبری شرکتی همچون تفکیک وظایف مدیر عامل از رئیس و نائب ریس هیأت مدیره تأثیر کاهنده (مثبت) و معنی دار بر رابطه بین ریسک اعتباری با بازده دارایی‌ها و نقدینگی دارند و اثر ریسک اعتباری را بر بازده دارایی‌هاو نقدینگی بهبود می‌بخشد، اما مالکیت دولت در بانک‌ها تأثیر فزاینده (منفی) و معنی دار بر رابطه بین ریسک اعتباری با بازده دارایی‌ها دارد و تأثیر ریسک اعتباری را بر بازده دارایی‌ها افزایش می‌دهد، اندازه هیأت مدیره رابطه ریسک اعتباری با بازده دارایی‌ها،نقدینگیو حاشیه بهره خالص را کاهش و رابطه بین ریسک اعتباری با بازده حقوق صاحبان سهام را افزایش می‌دهد و این‌که دوره تصدی مدیر ارشد اجرایی اثر کاهنده بر رابطه بین ریسک اعتباری با حاشیه بهره خالص دارد. حیدری و احمدیان(1391) در پژوهشی با عنوان «تأثیر شرایط اقتصاد کلان بر سود و زیان بانک‌ها (مطالعه موردی یکی از بانک‌های خصوصی کشور)» به این نتیجه رسیدند که متغیرهای برونزا ترازنامه‌ای مانند وجوه نقد، اقلام زیر خط ترازنامه و شاخص‌های اقتصاد کلان مانند ارزش افزوده بخش‌ها، نرخ تورم و نرخ ارز بازار غیر رسمی، بر سودو زیان بانک‌ها اثرگذارند. نتایج حاصل از تابع واکنش آنی بیانگر این است که شوک‌های وارده از سمت سود خالص غیر بهره‌ای موجب تلاطم شدید سود خالص بهره‌ای می‌شود. علاوه بر آن نتایج حاصل از آزمون تنش بیانگر این است که در صورت وقوع رکود اقتصادی، سود خالص بهره‌ای سریع تر از سود خالص غیر بهره‌ای تغییر می­کند

 

3- روش‌شناسی تحقیق

پژوهش حاضر بر حسب هدف در زمره تحقیقات کاربردی است. از آنجایی که هدف اصلی پژوهش بررسی و آزمون تجربی اثر ﺭﯾﺴﮏﻓﻀﺎﯼﮐﺴﺐوﮐﺎﺭﺑﺮﺭﺍﺑﻄﻪبین ریسک اعتباری و عملکرد مالیﺑﺎنک‌ها می­باشد، روش پژوهش توصیفی از نوع رگرسیونی است و به دلیل حضور متغیرهای مختلف در مدل، روابط در قالب مدل رگرسیونی چند متغیره بررسی شده است. همچنین پژوهش بر حسب زمان وقوع، پس رویدادی است و از داده­های گذشته و تاریخی مندرج در گزارش­های مالی حسابرسی شده بانک‌های مورد نظر پژوهش استفاده شده است. اطلاعات نظری و یافته­های تحقیقات پیشین و داده­های مورد نیاز تحقیق به صورت دقیق از منابع ثانویه گردآوری می‌گردد. برای گردآوری اطلاعات در مورد ادبیات موضوع و پیشینه تحقیق و فرمول­های استخراج متغیرهای تحقیق از روش کتابخانه‌ای استفاده می­شود. داده­های آماری مرتبط با فرضیه­های تحقیق با استفاده از روش اسناد و مدارک سازمانی از صورت­های مالی بانک‌های ایران استخراج و با توجه به فرضیه­های تحقیق، داده­های متغیرها از اطلاعات بدست آمده محاسبه شده است. با توجه به اینکه اطلاعات و داده­های گردآوری از اسناد حسابرسی شده بانک‌ها استخراج می‌گردد و در تبدیل آن‌ها از فرمول­هایی استفاده می­شود که در جامعه علمی مورد استفاده قرار می­گیرد، در نتیجه می­توان ادعا نمود که وسیله اندازه­گیری دارای اعتبار خواهد بود. با توجه به این‌که در محاسبه شاخص­های مورد مطالعه از فرمول­های خاصی استفاده می­شود که به عنوان ابزار استاندارد جهانی محسوب می­شوند و طبق اسناد موجود در ادبیات و پایه­های نظری مختص اندازه­گیری آن صفات محسوب می­شوند، بنابراین از این دیدگاه می­توان به روایی وسیله اندازه­گیری اطمینان حاصل کرد. جامعه آماری و قلمرو مکانی پژوهش حاضر صنعت بانکداری ایران می‌باشد. قلمرو زمانی و داده­های تحقیق طی سالهای 1385 الی 1395 بصورت سالانه از صورت‌های مالی بانک‌ها گردآوری، استخراج و مورد بررسی قرار گرفته است. تعداد 18 بانک فعال در صنعت بانکداری ایران در دوره زمانی 11 ساله انتخاب شدند. به دلیل به‌کارگیری داده­های ترکیبی، در مجموع تعداد 198 مشاهده ترکیبی بانک ـ سال جهت آزمون فرضیه­های پژوهش مورد بررسی قرار گرفتند. اطلاعات نظری و یافته­های تحقیقات پیشین و داده­های مورد نیاز تحقیق به صورت دقیق از منابع ثانویه گردآوری می‌گردد. داده­های خام پژوهش از طریق بررسی اسناد و مدارک بانک‌های انتخاب شده به عنوان نمونه با بهره­گیری از صورتهای مالی استخراج شده و در نرم‌افزار اکسل طبقه­بندی اطلاعات صورت گرفت. با استفاده از این نرم­افزار، متغیرهای نهایی پژوهش با انجام محاسبات ریاضی بدست آمدند. در نهایت برای این که بتوان روی داده­های نهایی در مدل پژوهش تحلیل­های آماری انجام داد، از نرم­افزار ای­ویوز استفاده شد. این نرم­افزار از امکان انجام تحلیل­های زیادی در زمینه­های اقتصادسنجی و مالی برخوردار است. برای تحلیل داده­های پژوهشی از مطالعه اسناد و مدارک استخراج و در نگارش اطلاعات کلی تنظیم شده است. سپس کلیه اطلاعات با استفاده از رایانه و بوسیله نرم­افزار Excel و سپس در نرم­افزارEviews  مورد بررسی قرار گرفته است. در تحلیل توصیفی از شاخص­های آماری مرکزی و پراکندگی استفاده گردیده است. آماره­های توصیفی متغیرهای پژوهش شامل میانگین، میانه، بیشترین، کمترین، انحراف­معیار، چولگی و کشیدگی جهت توصیف داده­ها استفاده می­شود.جهت بررسی نرمال بودن توزیع متغیرها از آماره جارکو- برا، برای آزمون پایایی متغیرها از آزمون ریشه واحدو جهت بررسی هم­خطی بین متغیرهای مدل از آزمون ضرایب همبستگی پیرسون و عامل تورم واریانس‌ها (VIF) استفاده شده است. در تحلیل استنباطی برای آزمون فرضیه­های تحقیق برپایه مدل­های اقتصادسنجی از مدل رگرسیون ترکیبی یا تلفیقی با در نظر گرفتن کلیه مفروضات رگرسیون کلاسیک حسب مورد استفاده خواهد شد. این داده­ها ترکیبی از داده­های مربوط به شرکت­های مختلف در سال­های مختلف است و به صورت مشاهده­های بانک ـ سال در نظر گرفته می­شوند. جهت انتخاب الگوی مناسب برای برازش مدل­های رگرسیونی فرضیه­های پژوهش حسب مورد از آزمون­ چاو و F لیمر و برای انتخاب مدل ترکیبی دارای اثرات در مقابل مدل تلفیقی بدون اثرات و از آزمون هاسمن برای انتخاب مدل با اثرات ثابت در مقابل مدل با اثرات تصادفی استفاده خواهد شد. پس از برازش مدل­های رگرسیونی، برای بررسی معنی­داری کلی مدل از آماره فیشر، برای بررسی معنی­داری ضرایب متغیرهای توضیحی مدل از آماره تی­استیودنت، برای بررسی استقلال پسماند­های مدل از آماره دوربین-واتسون و برای بررسی توان توضیحی مدل از آماره ضریب تعیین تعدیل شده استفاده خواهد شد.

 

3-1-مدل­رگرسیونی و متغیرهای پژوهش

با توجه به متغیرها (جدول1) و فرضیه­های تحقیق و با استناد به ادبیات و پیشینه تحقیق و برگرفته از مطالعات ارایه شده توسط چی و لی(2017) به‌منظور آزمون فرضیه­های تحقیق مدل‌های رگرسیونی زیر در قالب 2 مدل ارائه می­گردد:

مدل 1) جهت آزمون فرضیه اول:

فرضیه اول: ریسک اعتباری بر عملکرد مالی بانک‌ها تأثیر معنی­داری دارد.

FP _i,t= β_{0 i,t}+ β₁CR_i,t + β₂LOAN _i,t + β₃LEV _i,t+ β₄ SIZE _i,t + ε_i,t

 

مدل 2) جهت آزمون فرضیه دوم و سوم:

فرضیه دوم: ریسک فضای کسب‌وکار بر بر عملکرد مالی بانک‌ها تأثیر معنی­داری دارد.

فرضیه سوم:ریسک فضای کسب‌وکار، رابطه بین ریسک اعتباری و عملکرد مالی بانک‌ها را تحت تأثیر قرار می­دهد.

FP _i,t= β_{0 i,t}+ β₁CR_i,t +β₂BER +β₃BER* CR_i,t + β₄LOAN _i,t + β₅LEV _i,t+ β₆SIZE _i,t + ε_i,t

 

جدول1- متغیرهای تحقیق و روش اندازه­گیری

نام متغیر	توضیح متغیر	نقش متغیر	روش محاسبه
FP	عملکرد مالی	وابسته	بازده دارایی‌ها (سود خالص تقسیم بر کل دارایی‌ها)
CR	ریسک اعتباری	مستقل	مطالبات معوق به کل تسهیلات
BER	ریسک فضایکسب‌وکار	تعدیلگر	شاخص رتبه فضای کسب‌وکار
LOAN	تسهیلات اعطایی	کنترلی	نسبت تسهیلات به دارایی‌ها
SIZE	اندازه بانک	کنترلی	لگاریتم طبیعی کل دارایی‌ها
LEV	اهرم مالی	کنترلی	چهار سپرده اصلی به کل دارایی‌ها

منبع: یافته‌های پژوهشگر

ﭘﺮوژهﺑﺮرﺳﻲﻓﻀﺎیﻛﺴﺐوﻛﺎر (Doing Business)  در کشورهای مختلف از سال 2004 در دﺳﺘﻮرﻛﺎرﺑﺎﻧﻚﺟﻬﺎﻧﻲﻗﺮار ﮔﺮﻓﺘﻪ اﺳﺖ. ﺗﻮﺳﻌﻪ اﻳﻦﻃﺮحﻛﻪﺗﻮﺳﻂIFC بازوی توسعة ﺑﺨﺶﺧﺼﻮﺻﻲبانکﺟﻬﺎﻧﻲ- راﻫﺒﺮیمی‌ﺷﻮد،ﻗﻮاﻧﻴﻦ و ﻣﻘﺮراتﻛﺸﻮرﻫﺎ را ﺑﺎﻫﺪفﻳﺎﻓﺘﻦگلوگاه‌ها، ﻣﺤﺪودﻳﺖﻫﺎ و ﻣﻮاﻧﻊﻓﻌﺎﻟﻴﺖﺑﻬﻴﻨﻪﺑﺨﺶﺧﺼﻮﺻﻲ واﻛﺎویﻛﺮده و ﺑﺮ اﺳﺎسﺷﺎﺧﺺﻫﺎﻳﻲکه تدوین ﻧﻤﻮده، اﻗﺘﺼﺎدﻛﺸﻮرﻫﺎ را رﺗﺒﻪ­ﺑﻨﺪیمیﻛﻨﺪ. ﺑﻪﻋﺒﺎرت دﻳﮕﺮﻫﺪف اﺻﻠﻲ و اوﻟﻴﻪ در اﻳﻦبررسی، تعیین ﻣﻴﺰانﺳﺎدﮔﻲﻛﺴﺐوﻛﺎرﺑﺪونﺗﻮﺟﻪﺑﻪﻋﻮاﻣﻞتأثیرﮔﺬارﺧﺎرﺟﻲ اﺳﺖ. ﺑﻪ اﻳﻦﺗﺮﺗﻴﺐﺗﻔﺎوتﺟﺪی اﻳﻦﭘﺮوژه در ﻣﻘﺎﻳﺴﻪﺑﺎﻧﺘﺎﻳﺞﺣﺎﺻﻞ از ﺑﺮرﺳﻲهای ﻣﺆﺳﺴﺎترتبه ﺳﻨﺠﻲ در ماهیت غیر سیاسی آن است. در ﺣﺎلﺣﺎﺿﺮ اﻳﻦ رﺗﺒﻪ­ﺑﻨﺪیﺑﻪﺗﺪرﻳﺞﺑﻪﺷﺎﺧﺼﻲﻣﻌﺘﺒﺮﺑﺮایﺳﻨﺠﺶ اﻗﺘﺼﺎدﻛﺸﻮرﻫﺎﺗﺒﺪﻳﻞﺷﺪه و ﺑﺎﺗﻮﺟﻪﺑﻪﻣﻴﺰان روزاﻓﺰون اﺳﺘﻘﺒﺎلﻛﺸﻮرﻫﺎیﻣﺨﺘﻠﻒ و ﻫﻤﭽﻨﻴﻦﺳﺮﻣﺎﻳﻪ­ﮔﺬاران از ﻧﺘﺎﻳﺞﮔﺰارش‌های ﺳﺎﻻﻧﻪ، ﻣﻴﺰان اﻧﺘﺸﺎر آن در رﺳﺎﻧﻪ­ﻫﺎیﺑﻴﻦ­اﻟﻤﻠﻠﻲ روﻧﺪیﺻﻌﻮدیرا طی می‌کند.ﺿﻤﻦ آﻧﻜﻪ اﻧﺘﺸﺎرﺳﺎﻻنة اﻳﻦﮔﺰارش در ﺗﻐﻴﻴﺮﻣﺤﻞﺳﺮﻣﺎﻳﻪﮔﺬاری و ﻳﺎ اﺳﺘﻤﺮارﺣﻀﻮرﺳﺮﻣﺎﻳﻪﮔﺬاران در ﻳﻚ اﻗﺘﺼﺎدﻣﺆﺛﺮﺑﻮده اﺳﺖ. یکیازمؤسساتیکهبهبررسیفضایاقتصادیکشورهایمختلفمی­پردازدمؤسسهیورومانیمی­باشد.اینمؤسسهبرایحصولمیزانریسکوفضایامنسرمایه‌گذاریدرکشورهایجهانازششپارامتراستفاده می‌کندکههریکازپارامترهادارایوزنمخصوصبهخودمی­باشند.شاخصریسکسیاسیمشتملبرثباتحاکمیت،محیطقانون‌گذاریواستقلالنهادقانون،سیستمقضاییواستقلالآن،میزانفسادحاکمیتوشفافیتاطلاعاتیکه30% وزنشاخصکلیریسکرابرعهدهدارداجزایاینشاخص‌هامی­باشند.شاخصوضعیتکلاناقتصادیکشورکهدارایوزن330% می‌باشدمشتملبرنرخرشدسالانهGDP ،نرخبیکاری،سیاست‌هایارزیوریسکنوساناتارزواستقلالبانکمرکزیمی­باشد.شاخصساختاربنیادیبا10%  وزنمشتملبرساختارجمعیتیوجنسیتی،قوانینکاروروابطموجوددربازارنیرویکاروزیرساخت‌هایموجودمی­باشد. شاخصدسترسیبهمنابعمالیبین‌المللی، 10%  وزنوشاخصرتبهاعتباری،10%  وزنوهمچنینشاخصرتبهاوراقملی،10%  وزنتشکیلدهنده100%  وزنشاخصرتبهریسککشورمی‌باشد.براساسشاخصفوقکشورایراندرتمامیشاخص‌هایفوقازرتبهقابلقبولیبرخوردارنمی­باشدوبراساسشاخصکلینیز میانگینرتبه137 راازبین185کشوربهخوداختصاصدادهاست.

 

 

 

 

4- تحلیل داده­ها و آزمون فرضیه­ها

4-1- تحلیل توصیفی متغیرهای پژوهش

توصیف اطلاعات گردآوری شده یکی از فرآیندهای تجزیه‌وتحلیل داده‌های تحقیق است. داده‌های تحقیق با استفاده از منابع اطلاعاتی دست دوم گردآوری و دسته‌بندی شده و سپس مورد تجزیه‌وتحلیل قرار گرفته و درباره موضوع مورد پژوهش به منظور ارزشیابی فرضیه‌های پژوهش بر اساس شواهد تجربی تفسیر انجام گرفتهاست. متغیرها دارای مقیاس نسبتی و اسمی است که با توجه به مقیاس اندازه‌گیری از شاخص‌های آماری: فراوانی، درصد فراوانی، نما و سایر شاخص‌های گرایش مرکزی و پراکندگی استفاده شده و تحلیل‌های توصیفی صورتگرفته است. هر یک از متغیرهای پژوهش یکی از چهار نقش: متغیر وابسته، متغیر مستقل، متغیر تعدیلگر و متغیر کنترل را به عهده دارد که در ادامه به تحلیل توصیفی آن‌ها پرداخته شده است.

توصیف متغیر وابسته عملکرد مالی پژوهش:پژوهش شامل یک متغیر وابسته است. عملکرد مالی متغیر وابسته است. در این پژوهش بازده دارایی‌ها شاخص عملکرد مالی بانک‌ها است که از نسبت سود خالص به کل دارایی‌ها حاصل می­شود و با مقیاس نسبتی مشخص شده است. بنابراین برای توصیف متغیر از شاخص‌های گرایش مرکزی و پراکندگی استفاده شده و نتایج در جدول2 ارائه شده است. این متغیربا میانگین حدود 0.026 بیانگر میزان عملکرد مالی (FP) بانک‌ها در سال‌های نمونه‌گیری شده است. توزیع این متغیر دارای چولگی و کشیدگی مثبت است. این شاخص‌ها بیان می‌کند مشاهده دورافتاده در دامنه راست توزیع واقع شده و تفاوت جدی بایک توزیع نرمال دارد و تراکم مشاهده در محور شاخص‌های مرکزی شدیدتر و تفاوت جدی بایک توزیع نرمال دارد. این شاخص‌ها بیان می‌کند مشاهده دورافتاده در دامنه راست توزیع واقع شده و تفاوت جدی بایک توزیع نرمال دارد و تراکم مشاهده در محور شاخص‌های مرکزی شدیدتر و تفاوت جدی بایک توزیع نرمال دارد. سطح خطای توزیع متغیر کوچکتر از 5 درصد است وحاکی از آناستکه توزیع متغیر نرمالنیست. جزئیات دقیق شاخص‌های آماری متغیردر جدول 2 نشان داده شده است.

 

جدول2- شاخص‌های گرایش مرکزی و پراکندگی متغیر وابسته عملکرد مالی

متغیر وابسته	تعداد	میانگین	انحرافمعیار	چولگی	کشیدگی	توزیع
						آماره جارک برا	سطح خطا
عملکرد مالی	198	0.026	0.088	6.212	40.133	12542.53	0.000

منبع: یافته‌هایپژوهشگران

توصیف متغیر مستقل ریسک اعتباری:در این پژوهش ریسک اعتباری متغیر مستقل است که از نسبت مطالبات معوق به کل تسهیلات حاصل می­شود و با مقیاس نسبتی مشخص شده است. بنابراین برای توصیف متغیر از شاخص‌های گرایش مرکزی و پراکندگی استفاده شده و نتایج در جدول 3 ارائه شده است. مطالبات معوق با میانگین 0.12036 واحد است که نشان دهنده نسبت مطالبات معوق به کل تسهیلات بانک‌های نمونه آماری است. میانگین محاسبه شده نشان می‌دهد که به طور متوسط حدود 0.12 تسهیلات بانک‌های نمونه آماری را مطالبات معوق آن‌ها تشکیل داده است. این متغیر دارای چولگی منفی و کشیدگی مثبت است. آماره ضریب چولگی حاکی از آناستکه توزیع متغیر در مقایسه با یک توزیع نرمالانحراف شدید دارد. همچنین آماره ضریب کشیدگی متغیر در مقایسه با یک توزیع نرمالدارای انحراف شدید است. این شاخص‌ها بیان می‌کند مشاهده دورافتاده در دامنه چپ توزیع واقع شده و تفاوت جدی بایک توزیع نرمال دارد و تراکم مشاهده در محور شاخص‌های مرکزی شدیدتر و تفاوت جدی بایک توزیع نرمال دارد. سطح خطای توزیع متغیر کوچکتر از 5 درصد است وحاکی از آناستکه توزیع متغیر نرمالنیست. جزئیات دقیق شاخص‌های آماری متغیردر جدول 3 نشان داده شده است.

 

جدول3- شاخص‌های گرایش مرکزی و پراکندگی متغیر مستقل ریسک اعتباری

متغیر مستقل	تعداد	میانگین	انحرافمعیار	چولگی	کشیدگی	توزیع
						آماره جارک برا	سطح خطا
ریسک اعتباری	198	0.12	0.117	1.469-	26.621	3163.52	0.000

منبع: یافته‌هایپژوهشگر

 

توصیف متغیر تعدیلگر ریسک فضای کسب‌وکار:در این پژوهش ریسک فضای کسب‌وکار متغیر تعدیلگر پژوهش است. ﻣﺆﺳﺴﻪﻳﻮروﻣﺎﻧﻲ[xxxvi]ﺑﻪﺑﺮرﺳﻲ رتبهﻓﻀﺎیکسب‌وکارﻛﺸﻮرﻫﺎیﻣﺨﺘﻠﻒﻣﻲﭘﺮدازد. ﺳﺮﻣﺎﻳﻪاﻳﻦﻣﺆﺳﺴﻪﺑﺮایﺣﺼﻮلﻣﻴﺰانرﻳﺴﻚوﻓﻀﺎیاﻣﻦ سرمایه‌ﮔﺬاریدرﻛﺸﻮرﻫﺎیﺟﻬﺎنازﺷﺶﭘﺎراﻣﺘﺮاﺳﺘﻔﺎدهﻣﻲﻛﻨﺪﻛﻪﻫﺮﻳﻚازﭘﺎراﻣﺘﺮﻫﺎدارایوزنﻣﺨﺼﻮصﺧﻮد میﺑﺎﺷﻨﺪ. ﺷﺎﺧﺺرﻳﺴﻚﺳﻴﺎﺳﻲﻣﺸﺘﻤﻞﺑﺮﺛﺒﺎتﺣﺎﻛﻤﻴﺖ،ﻣﺤﻴﻂﻗﺎﻧﻮن‌گذاری واﺳﺘﻘﻼلﻧﻬﺎدﻗﺎﻧﻮن،سیستمﻗﻀﺎﻳﻲواﺳﺘﻘﻼل آن، ﻣﻴﺰانﻓﺴﺎدﺣﺎﻛﻤﻴﺖوﺷﻔﺎﻓﻴﺖاﻃﻼﻋﺎﺗﻲﻛﻪ 30%وزنﺷﺎﺧﺺﻛﻠﻲرﻳﺴﻚراﺑﺮﻋﻬﺪه دارد اﺟﺰایاﻳﻦﺷﺎﺧﺺها میﺑﺎﺷﻨﺪ.  ﺷﺎﺧﺺوﺿﻌﻴﺖﻛﻼناﻗﺘﺼﺎدیﻛﺸﻮرﻛﻪدارایوزن30%میﺑﺎﺷﺪﻣﺸﺘﻤﻞبرﻧﺮخرﺷﺪﺳﺎﻻﻧﻪ تولید ناخالص داخلی[xxxvii]،ﻧﺮخﺑﻴﻜﺎری،سیاستﻫﺎیارزیورﻳﺴﻚﻧﻮﺳﺎﻧﺎتارزواﺳﺘﻘﻼلﺑﺎﻧﻚﻣﺮﻛﺰیﻣﻲﺑﺎﺷﺪ. ﺷﺎﺧﺺﺳﺎﺧﺘﺎرﺑﻨﻴﺎدیﺑﺎوزن10% ﻣﺸﺘﻤﻞﺑﺮﺳﺎﺧﺘﺎرﺟﻤﻌﻴﺘﻲوﺟﻨﺴﻴﺘﻲ،ﻗﻮاﻧﻴﻦﻛﺎرورواﺑﻂﻣﻮﺟﻮددرﺑﺎزارﻧﻴﺮویﻛﺎروزﻳﺮﺳﺎﺧﺖﻫﺎیﻣﻮﺟﻮدمیﺑﺎﺷﺪ. ﺷﺎﺧﺺدﺳﺘﺮﺳﻲﺑﻪﻣﻨﺎﺑﻊﻣﺎﻟﻲ بین‌اﻟﻤﻠﻠﻲ، 10%  وزن وﺷﺎﺧﺺرﺗﺒﻪاﻋﺘﺒﺎری، 10% وزنوﻫﻤﭽﻨﻴﻦﺷﺎﺧﺺرﺗﺒﻪاوراقﻣﻠﻲ،10%  وزن تشکیل‌دهنده 100%وزنﺷﺎﺧﺺرﺗﺒﻪرﻳﺴﻚﻛﺸﻮرمیﺑﺎﺷﺪ. توزیع این متغیر دارای چولگیو کشیدگی مثبت است. آماره ضریب چولگی حاکی از آناستکه توزیع متغیر در مقایسه با یک توزیع نرمالانحراف شدید دارد. همچنین آماره ضریب کشیدگی متغیر در مقایسه با یک توزیع نرمالدارای انحراف شدید است. این شاخص‌ها بیان می‌کند مشاهده دورافتاده در دامنه راست توزیع واقع شده و تفاوت جدی بایک توزیع نرمال دارد و تراکم مشاهده در محور شاخص‌های مرکزی شدیدتر و تفاوت جدی بایک توزیع نرمال دارد. سطح خطای توزیع متغیر کوچکتر از 5 درصد است وحاکی از آناستکه توزیع متغیر نرمالنیست. جزئیات دقیق شاخص‌های آماری متغیردر جدول 4نشان داده شده است.

 

جدول4- شاخص‌های گرایش مرکزی و پراکندگی متغیر تعدیلگر ریسک فضای کسب‌وکار

متغیر تعدیلگر	تعداد	میانگین	انحرافمعیار	چولگی	کشیدگی	توزیع
						آماره جارک برا	سطح خطا
ریسک فضای کسب‌وکار	198	137	0.158	0.556	4.839	15.423	0.000

منبع: یافته‌هایپژوهشگر

 

توصیف متغیرهای کنترل پژوهش: در این پژوهش سه متغیر، تسهیلات اعطایی، اهرم مالی و اندازه بانک متغیرهای کنترلی مدل مفهومی است که با مقیاس نسبتی مشخص شده است. بنابراین برای توصیف متغیرها از شاخص‌های گرایش مرکزی و پراکندگی استفاده شده و نتایج در جدول5 ارائه شده است. 

توصیف متغیر کنترلی اعطای تسهیلات:در این پژوهش، اعطای تسهیلات متغیر کنترلی تحقیق است. این متغیر از نسبت اعطای تسهیلات به کل دارایی‌ها حاصل شده است. میانگین این متغیر حدود 0.78 است. میانگین محاسبه شده نشان می‌دهد که به طور متوسط حدود 0.78 دارایی‌های بانک‌های نمونه آماری را تسهیلات بانک‌ها تشکیل داده است. توزیع این متغیر دارای چولگی چپ و کشیدگی مثبت است. آماره ضریب چولگی حاکی از آناستکه توزیع متغیر در مقایسه با یک توزیع نرمالانحراف شدید دارد. همچنین آماره ضریب کشیدگی متغیر در مقایسه با یک توزیع نرمالدارای انحراف شدید است. این شاخص‌ها بیان می‌کند مشاهده دورافتاده در دامنه چپ توزیع واقع شده و تفاوت جدی بایک توزیع نرمال دارد و تراکم مشاهده در محور شاخص‌های مرکزی شدیدتر و تفاوت جدی بایک توزیع نرمال دارد. سطح خطای توزیع متغیر کوچکتر از 5 درصد است وحاکی از آناستکه توزیع متغیر نرمالنیست. جزئیات دقیق شاخص‌های آماری متغیردر جدول5 نشان داده شده است.

توصیف متغیر کنترلی اهرم مالی:در این پژوهش اهرم مالی بعنوان متغیر کنترلی شامل نسبت چهار سپرده­ اصلی به کل دارایی‌ها حاصل می­شود و با مقیاس نسبتی مشخص شده است. بنابراین برای توصیف متغیر از شاخص‌های گرایش مرکزی و پراکندگی استفاده شده و نتایج در جدول5 ارایه شده است. سپرده­ها با میانگین 0.67 واحد است که نشان دهنده نسبت کل سپرده­ها به کل دارایی‌های بانک‌های نمونه آماری است. میانگین محاسبه شده نشان می‌دهد که به طور متوسط حدود 0.67 دارایی‌های بانک‌های نمونه آماری را چهار سپرده­ اصلی بانک‌ها تشکیل داده است. این متغیر دارای چولگیو کشیدگی مثبت است. آماره انحراف ضریب چولگی متغیر بزرگتر ازقدرمطلق 1.96 است وحاکی از آناستکه توزیع متغیر در مقایسه با یک توزیع نرمالانحراف شدید دارد. همچنین آماره انحراف ضریب کشیدگی بزرگتر ازقدرمطلق1.96 است و منحنی متغیر در مقایسه با یک توزیع نرمالدارای انحراف شدید است. این شاخص‌ها بیان می‌کند مشاهده دورافتاده در دامنه راست توزیع واقع شده و تفاوت جدی بایک توزیع نرمال دارد و تراکم مشاهده در محور شاخص‌های مرکزی شدیدتر و تفاوت جدی بایک توزیع نرمال دارد. سطح خطای توزیع متغیر کوچکتر از 5 درصد است وحاکی از آناستکه توزیع متغیر نرمالنیست. جزئیات دقیق شاخص‌های آماری متغیردر جدول5 نشان داده شده است.

توصیف متغیر کنترلی اندازه بانک:اندازه بانک متغیر کنترلی تحقیق است. اندازه بانک با میانگین حدود 5.157 واحد نشان دهنده لگاریتم طبیعی جمع دارایی‌های بانک‌های نمونه آماری است که بزرگی این مقدار حاکی از بزرگ بودن اندازه و جمع دارایی‌های بانک‌های مورد بررسی است. این متغیر دارای چولگی منفی و کشیدگی مثبت است. آماره انحراف ضریب چولگی متغیر بزرگتر ازقدرمطلق 1.96 است وحاکی از آناستکه توزیع متغیر در مقایسه با یک توزیع نرمالانحراف شدید دارد. آماره انحراف ضریب کشیدگی بزرگتر ازقدرمطلق 1.96 است و منحنی متغیر در مقایسه با یک توزیع نرمالدارای انحراف شدید است. این شاخص‌ها بیان می‌کند مشاهده دورافتاده در دامنه چپ توزیع واقع شده و تفاوت جدی بایک توزیع نرمال دارد.سطح خطای توزیع متغیر کوچکتر از 5 درصد است وحاکی از آناستکه توزیع متغیر نرمالنیست. جزئیات دقیق شاخص‌های آماری متغیردر جدول5 نشان داده شده است.

 

 

 

جدول5- شاخص‌های گرایش مرکزی و پراکندگی متغیرهای کنترلی

متغیر تعدیلگر	تعداد	میانگین	انحرافمعیار	چولگی	کشیدگی	توزیع
						آماره جارک برا	سطح خطا
تسهیلات اعطائی	198	0.78	0.158	0.556-	4.839	15.423	0.000
اهرم مالی	198	0.67	0.211	0.878	3.820	23.956	0.000
اندازه بانک	198	5.15	0.639	0.796-	1.035	25.7789	0.000

منبع: یافته‌هایپژوهشگر

 

4-2- تحلیل ماهیت متغیرها و مفروضه‌های آزمون

هدف پژوهش مطالعه و بررسی تاثیر متغیرهای توضیحی شامل متغیرهای مستقل، تعدیلگر و کنترل بر متغیر وابسته است که کاربرد تحلیل رگرسیون مناسب‌ترین روش تجزیه‌وتحلیل است. دراینپژوهش شواهد و داده‌ها مربوط به هجده بانک به صورت سالانه است. به بیان دیگر داده‌های پژوهش به صورت شواهد ترکیبی شامل سری زمانی و مقطعی است که با توجه به ماهیت داده‌ها، از میان انواع تحلیل رگرسیون کاربرد رگرسیون ترکیبی مناسب‌ترین روش تجزیه و تحلیل استنباطی است. در تحلیل رگرسیون ترکیبی انتخاب مدل به یکی از دو روش پولد^[xxxviii] و پانل^[xxxix] و در صورت تائید مدل پانل، یکی از دو روش اثرات تصادفی یا اثرات ثابت^[xl]، مهم است که با آزمون‌های لیمر^[xli] و هاسمن^[xlii] مشخص می‌گردد. از دیگر مفروضه‌های کاربرد تحلیل رگرسیون نرمال بودن توزیع، خطی بودن رابطه بین متغیرهای توضیحی با وابسته، نبود رابطه همخطی یا نبود رابطه شدید بین متغیرهای توضیحی، استقلال باقیمانده مدل و نرمال بودن باقیمانده مدل است که عدم توجیه این مفروضه‌ها در مواقعی مانند بزرگ بودن حجم نمونه و نبود چولگی شده و وجود توزیع تک نمایی و برابر بودن حجم گروه‌های داخل نمونه آماری، قابل چشم پوشی است، به‌طوریکه نتایج بدست آمده دارای اعتبار و قابل اتکا است. در ادامه به نتایج بررسی و آزمون مفروضه‌های بنیادی پرداخته شده است.

انتخاب مدل‌مناسب برای رگرسیون ترکیبی:برای استفاده از تحلیل رگرسیون با سری‌های ترکیبی نیاز به انجام یک سری از آزمون‌های مقدماتی که شامل بررسی شیب دوره‌ها و مقاطع و نوع اثرات است. رگرسیون ترکیبی با مدل‌های پولد یا پانل انجام می‌گیرد. برای تصمیم‌گیری در استفاده از مدل‌های پولد یا پانل از آزمون لیمر و برای نوع اثرات از آزمون هاسمن استفاده شده است. بر اساس نتایج بدست آمده برای مدلاول تحقیق آزمون اف لیمر برای دوره‌ها، آماره ازمون کوچکتر از مقدار بحرانی و احتمال ‌خطا بزرگتر از 0.05 است که از کاربرد مدل پولد حمایت کرده است. اما بر اساس نتایج آزمون اف لیمر برای مقاطع، آماره ازمون بزرگتر از مقدار بحرانی و احتمال‌خطا کوچکتر از 0.1 است که از کاربرد مدل پانل پشتیبانی کرده و با توجه به کوچک بودن آماره آزمون هاسمن و بزرگ بودن سطح معناداری آن از مقدار 0.05 از کاربرد اثرات تصادفی^[xliii] پشتیبانی شده است. بنابراین مدل پژوهش با مدل پولد برای دوره‌ها و مدل پانل با اثرات تصادفی برای مقاطع بررسی شده است. بر اساس نتایج بدست آمده برای مدلدوم تحقیق آزمون اف لیمر برای دوره‌ها، آماره ازمون کوچکتر از مقدار بحرانی و احتمال ‌خطا بزرگتر از 0.05 است که از کاربرد مدل پولد حمایت کرده است. اما بر اساس نتایج آزمون اف لیمر برای مقاطع، آماره ازمون بزرگتر از مقدار بحرانی و احتمال‌خطا کوچکتر از 0.1 است که از کاربرد مدل پانل پشتیبانی کرده و با توجه به بزرگ بودن آماره آزمون هاسمن و کوچک بودن سطح معناداری آن از مقدار 0.05 از کاربرد اثرات ثابت^[xliv] پشتیبانی شده است. نتایج بررسی‌های مرتبط با انتخاب مدل مناسبجهت بررسی رابطه بین متغیرهای تحقیق در جدول6 نشان داده شده است.

 

جدول6- نتایج آزمون انتخاب مدل‌های مناسب برای کاربرد مدل پولد یا پانل و نوع اثرات

مدل	هدف و آزمون
		آماره F	سطح خطا	نتیجه	آماره مربع کا	سطح خطا	نتیجه
مدل 1	آزمون دوره	1.512263	0.1582	پولد	-	-	-
	آزمون مقطع	1.560565	0.887	پانل	1.764681	0.3726	اثرات تصادفی
مدل 2	آزمون دوره	1.486995	0.1674	پولد	-	-	-
	آزمون مقطع	1.701062	0.0542	پانل	6.470655	0.0428	اثرات ثابت

منبع: یافته‌هایپژوهشگر

 

بررسی رابطه همخطی[xlv]:رابطه همخطی نشان می‌دهد یک متغیر مستقل تابع خطی از سایر متغیرهای مستقل است. وجود رابطه شدید بین متغیرهای مستقل منجر به ایجاد رابطه همخطی شده و در نتیجه سبب استنباط‌های نادرست می‌گردد. برای شناسایی وجود رابطه همخطی روش‌های مختلفی وجود دارد که یکی از آن‌ها بررسی رابطه همبستگی بین متغیرهای مستقل است. در این پژوهش برای بررسی رابطه همخطی از آزمون ضریب همبستگی پیرسون استفاده شده است که براساس نتایج استخراج شده رابطه بین متغیرهای توضیحی که دارای مقیاس نسبتی هستند، شدید نبوده و در نتیجه ورود همزمان متغیرهای توضیحی در مدل، موجب ایجاد مشکل همخطی نمی‌گردد. نتایج آزمون ضرایب همبستگی پیرسون بین متغیرهای توضیحی پژوهش در جدول7ارایه شده است.

 

جدول7- نتایج آزمون همبستگی بین متغیرهای توضیحیمدل‌های مورد بررسی تحقیق

متغیرهای توضیحی	شاخص  آزمون	تسهیلات اعطایی	ریسک فضای کسب‌وکار	اهرم مالی	ریسک اعتباری	اندازه بانک
تسهیلات اعطایی	ضریب	1
	احتمال‌خطا
	تعداد مشاهده	198
ریسک فضای کسب‌وکار	ضریب	0.112	1
	احتمال‌خطا	0.091
	تعداد مشاهده	198	198
اهرم مالی	ضریب	0.102	0.116-	1
	احتمال‌خطا	0.208	0.130
	تعداد مشاهده	198	198	198
ریسک اعتباری	ضریب	0.027	0.001	0.267-	1
	احتمال‌خطا	0.838	0.988	0.030
	تعداد مشاهده	198	198	198	198
اندازه بانک	ضریب	0.494	0.207	0.0234	0.234-	1
	احتمال‌خطا	0.000	0.010	0.019	0.019
	تعداد مشاهده	198	0.010	198	198	198

منبع: یافته‌هایپژوهشگر

 

آزمون توزیع نرمالیتی و ریشه واحد متغیرهای تحقیق:یکی از مفروضه‌های بنیادی قابل توجیه در آزمونهای پارامتریک، نرمال بودن توزیع متغیرهای مورد مطالعه است. البته نرمال بودن توزیع شرط لازم نیست و اگر حجم نمونه آماری بزرگ باشد و یا توزیع نمونه از چولگی شدید برخوردار نباشد، حتی اگر از توزیع نرمال برخوردار نباشد، همچنان می‌توان از آزمون پارامتریک استفاده کرد. از دیگر مفروضه‌های آزمون تحلیل رگرسیون ایستایی یا مانایی است. یکسریزمانیماناستکهتوزیعمقادیر آندرطولزمانثابتباشد. یعنیاحتمالاینکهدرفاصلهخاصدرزمانحالقرارگیرد،مشابههرزماندیگردرگذشتهوآیندهاست.اگر متغیرهای سری زمانی ناپایا باشند، در حالیکه بین متغیر وابسته و متغیرهای مستقل رابطه ای از لحاظ تئوریک وجود نداشته باشد، ولی مدل با ضریب تعیین بالایی تخمین زده شود. برای آزمون توزیع متغیرهای مورد مطالعه تحقیق از آزمون "جارک– برا"^[xlvi] استفاده شده و سطح‌معنی داری محاسبه شده با مبنای 05/0 مقایسه شده است.احتمال‌خطای بالاتر از 0.05 بیانگر نرمال بودن توزیع و کوچکتر از آن نشانگر عدم نرمال بودن توزیع است. بر اساس نتایج آزمون جارک – برا توزیع متغیر وابسته عملکرد مالی نرمال است و  توزیع متغیرهای مستقل، تعدیلگر و کنترلی غیرنرمال است، اما با توجه به بزرگ بودن جحم نمونه، تک نمایی بودن و نبود چولگی بسیار شدید، استفاده از تحلیل رگرسیون قابل تبیین و توجیه است. به منظور آزمون پایایی متغیرهای تحقیق از آزمون "لوین لین و چئو"^[xlvii] استفاده شده است. سطح معناداری برای آزمون "لوین لین و چئو" همه متغیرها کوچکتر از 0.05 است که از پایا بودن متغیرهای مدل در سطح حمایت کرده است. نتایج دو آزمون مختلف در جدول 8 نمایش داده شده است.

 

جدول8- نتایجآزمون مانایی متغیرهای مدلو نتایج آزمون توزیع متغیرهای پژوهش

آزمون و هدف آزمون		بررسی مانایی متغیرهای پژوهش		بررسی توزیع متغیرهای پژوهش
ردیف	متغیرهای تحقیق	لوین لین و چئو		نتایج آزمون جارک - برا
		آماره	احتمال‌خطا	آماره	احتمال‌خطا
1	عملکرد مالی	35.76-	0.000	1.2815	0.526
2	ریسک اعتباری	36.63-	0.000	227.73	0.000
3	ریسک فضای کسب‌وکار	64.34-	0.000	278.24	0.000
4	تسهیلات اعطایی	17.05-	0.000	15.423	0.000
5	اهرم مالی	46.17-	0.000	23.956	0.000
6	اندازه بانک	35.01-	0.000	525.77	0.000

منبع: یافته‌هایپژوهشگر

 

نبود خود همبستگی، نرمال بودن پسمانده‌ها و وجود رابطه خطی بین متغیرهای مستقل و وابسته:یکی از مفروضه‌های استفاده از تحلیل رگرسیون نبود خود همبستگی و نرمال بودن توزیع باقیمانده‌های مدل است. باقیمانده‌های مدل باید مستقل از یکدیگر بوده و بین آن نباید همبستگی وجود داشته باشد.به بیان دیگر باید خطای بین مقادیر واقعی و مقادیر پیش‌بینی شده دارای استقلال باشد. آزمون دوربین - واتسون شاخصی برای بیان وضعیت استقلال خطاهای مدل است که قرار گرفتن آمارهدر بین 1.5 تا 2.5 بیانگر نبود خودهمبستگی است. پسمانده‌های مدل نیز باید از توزیع نرمال برخوردار باشد. در صورتی‌که توزیع نرمال نباشد، ولی توزیع آن بدون چولگی شد و تک‌نمایی باشد، نرمال نبودن توزیع قابل توجیه است. آماره آزمون جارک - برا درباره شکل توزیع توزیع قضاوت می‌کند و کوچک بودن آماره از مقدار بحرانی و یا بزرگ بودن احتمال‌ خطا بیانگر نرمال بودن توزیع است. وجود رابطه خطی بین متغیرهای مستقل و وابسته تحقیق از دیگر مفروضه‌های تحلیل رگرسیون است که براساس براساس آماره فیشر مورد قضاوت قرار می‌گیرد. بزرگ بودن آمار از مقدار بحرانی و یا کوچک بودن احتمال‌خطا از مقدار 0.05 نشان دهنده وجود رابطه خطی بین متغیرهای توضیحی و وابسته است. با استناد به نتایج بررسی‌های صورت گرفته در هر دو مدل، آماره دوربین – واتسون مدل‌ها مناسب است که از نبود خودهمبستگی یا استقلال پسمانده‌ها پشتیبانی کرده است. آماره جارک - برا برای مدل اول تحقیق بزرگتر از مقدار بحرانی است و احتمال‌خطای آن کوچکتر از 05/0 است که از نرمال نبودن توزیع باقیمانده‌ها حمایت شده است. اما آماره جارک - برا برای مدل دوم تحقیق کوچکتر از مقدار بحرانی است و احتمال‌خطای آن بزرگتر از 0.05 است که از نرمال بودن توزیع باقیمانده‌ها حمایت شده است. آماره فیشر محاسبه شده برای هر دو مدل تحقیق بزرگتر از مقدار بحرانی است و احتمال‌ خطای آن کوچکتر از 0.05 است که رابطه بین متغیرهای توضیحی با متغیر وابسته در هر دو مدل خطی ارزیابی شده است. نتایج آزمون‌های انجام گرفته در جدول 9 نشان داده شده است.

 

جدول 9- نتایج آزمون رابطه خطی، توزیع باقیمانده و استقلال باقیمانده‌های مدل

مدل	آزمون رابطه خطی		آزمون دوربین واتسون		آزمون توزیع باقیمانده
	آماره F	سطح خطا	محاسبه شده	مورد‌انتظار	آماره جارکو- برا	سطح‌خطا
1	15.91	0.000	2.0209	1.5-2.5	8.292	0.0158
2	5.44	0.000	1.8986	1.5-2.5	0.351	0.8389

منبع: یافته‌هایپژوهشگر

 

4-3- نتایج تحلیل رگرسیون مدل‌های پژوهش

در این پژوهش برای آزمون فرضیه­های تحقیق دو مدل تخمین زده شده است. نتیج هر دو مدل به شرح زیر مورد بررسی و تحلیل قرار گرفته است:

مدل اول:براساس مدل‌ اول تحقیق،اثر متغیر مستقل ریسک اعتباری و سه متغیر کنترلی شامل: اهرم مالی، تسهیلات اعطایی و اندازه بانک‌ها بر عملکرد مالی بانک‌ها با استفاده از مدل تحلیل رگرسیون ترکیبی مورد بررسی قرار گرفته است. آماره دوربین واتسون^[xlviii] مدل اول با مقدار 2.020925 در دامنه بین 1.5 تا 2.5 واقع شده است که بیانگر عدم خودهمبستگی سریالی است. آماره فیشر^[xlix] مدل (آزمون ضریب کلی) با مقدار 15.91 بزرگتر از مقدار بحرانی و سطح معناداری محاسبه شده آن کوچکتر از 0.05 است که از وجود رابطه خطی بین حداقل یکی از متغیرهای توضیحی با متغیر وابسته است.ضریب تاثیر متغیر مستقل پژوهش، با آماره نسبت بحرانی (t) بزرگتر از قدرمطلق مقدار بحرانی 1.96  که از وجود اثر منفی این متغیر بر عملکرد مالی بانک‌ها در سطح 95% اطمینان حمایت شده است، ضریب تاثیر متغیرهای کنترلیاهرم مالی، تسهیلات اعطایی و اندازه بانکبا آماره نسبت بحرانی (t) بزرگتر از قدرمطلق مقدار بحرانی 1.96 است و نشان می­دهد که این متغیرها بر عملکرد بانک‌ها در سطح 95% اطمینان اثرگذار است. ضریب تشخیص مدل به مقدار 0.58 است که نشان­دهنده تبیین‌پذیری عملکرد بانک‌ها از طریق تغییرات ریسک اعتباری، اهرم مالی، تسهیلات اعطایی و اندازه بانک‌ها است. نتایج تحلیل رگرسیون مدل اول پژوهش در جدول 10ارایه شده است.

 

جدول10- نتایج آزمون تاثیر ریسک اعتباری و متغیرهای کنترل بر عملکرد مالی بانک‌ها

متغیر وابسته: عملکرد بانک‌ها ، تعداد دوره: 11، تعداد مقطع: 18، تعداد مشاهده شده سالم: 198
نام متغیر و علامت اختصاری		ضریب	خطای استاندارد	آماره t	احتمال‌خطا
ضریب ثابت	C	4.723060-	1.803904	2.618244-	0.0100
ریسک اعتباری	CR	0.861251-	0.225954	3.811622-	0.0002
تسهیلات اعطایی	LOAN	0.987453	0.208523	4.735463	0.0000
اهرم مالی	LEV	1.691395	0.483586	3.497612	0.0006
اندازه بانک	SIZE	1.039983	0.260265	3.995863	0.0001
ضریب تشخیص		0.583293	میانگین متغیر وابسته		0.025032
ضریب تشخیص اصلاح شده		0.559202	انحراف متغیر وابسته		0.013417
انحراف معیار رگرسیون		0.921865	مجموع مربع انحرافات توجیه نشده		108.7789
آماره F		15.91077	آماره دوربین - واتسون		2.02925
FP=*0.861251-4.723060 –CR+ *0.987453LOAN+ *1.691395LEV+1.039983*  SIZE+[CX=R]

منبع: یافته‌هایپژوهشگر

 

مدل دوم:براساس مدل‌دوم تحقیق، اثر متغیر مستقل ریسک اعتباری و متغیر ریسک فضای کسب‌وکار بصورت کنش متقابل و سه متغیر کنترلی شامل: اهرم مالی، تسهیلات اعطایی و اندازه بانک‌ها با استفاده از مدل تحلیل رگرسیون ترکیبی بر عملکرد مالی بانک‌ها مورد بررسی قرار گرفته است. آماره دوربین واتسون[l] مدل دوم با مقدار 1.89در دامنه بین1.5 تا 2.5 واقع شده است که بیانگر عدم خودهمبستگی سریالی است. آماره فیشر[li]مدل (آزمون ضریب کلی) با مقدار 5.447175بزرگتر از مقدار بحرانی و سطح معناداری محاسبه شده آن کوچکتر از 0.05 است که از وجود رابطه خطی بین حداقل یکی از متغیرهای توضیحی با متغیر وابسته است.ضریباثر متغیر مستقلریسک اعتباری، با آماره نسبت بحرانی (t) بزرگتر از قدرمطلق مقدار بحرانی 1.96 که از وجود تاثیر منفی این متغیربر عملکرد مالی بانک‌ها در سطح 95% اطمینان حمایت شده است. ضریباثر تعاملی متغیر ریسک فضای کسب‌وکار بصورت کنش متقابل بر رابطه متغیر مستقلریسک اعتباری و عملکرد مالی بانک‌ها معنی­دار می­باشد. متغیرهای کنترلیاهرم مالی، تسهیلات اعطایی و اندازه بانکبا آماره نسبت بحرانی (t) بزرگتر از قدرمطلق مقدار بحرانی1.96 است و نشان می­دهد که این متغیرها بر عملکرد مالی بانک‌ها در سطح 95% اطمینان تاثیرگذار است. ضریب تشخیص مدل به مقدار 0.64است که نشان­دهنده تبیین‌پذیری عملکردمالی بانک‌ها از طریق تغییرات ریسک اعتباری، اهرم مالی، تسهیلات اعطایی و اندازه بانک‌هاو ریسک فضای کسب‌وکار است. نتایج تحلیل رگرسیون مدل دوم پژوهش در جدول11 ارایه شده است.

 

جدول11- نتایج آزمون تاثیر ریسک اعتباری و متغیرهای کنترلی و تعدیلگر بر عملکرد مالی بانک‌ها

متغیر وابسته: عملکرد مالی بانک‌ها ، تعداد دوره: 11، تعداد مقطع: 18، تعداد مشاهده شده سالم: 198
نام متغیر و علامت اختصاری		ضریب	خطای استاندارد	آماره t	احتمال‌خطا
ضریب ثابت	C	4.643343-	1.580985	2.936993-	0.0039
ریسک اعتباری	CR	1.112565-	0.406162	2.739215-	0.0070
ریسک فضای کسب‌وکار	BER	0.589544-	0.227348	2.593134-	0.0134
ریسک فضای کسب‌وکار *ریسک اعتباری	CR*BER	1.561985-	0.436606	3.577416-	0.0000
تسهیلات اعطایی	LOAN	1.852638	0.451357	3.189054	0.0017
اهرم مالی	LEV	2.146518	0.801127	2.679374	0.0083
اندازه بانک	SIZE	1.371080	0.420097	3.263719	0.0014
ضریب تشخیص		0.647593	میانگین متغیر وابسته		0.02503
ضریب تشخیص اصلاح شده		0.611946	انحراف متغیر وابسته		0.01341
انحراف معیار رگرسیون		0.949307	مجموع مربع انحرافات توجیه نشده		123.462
آماره F		5.447175	آماره دوربین - واتسون		1.89865
FP=*1.112565-4.643343 – CR- *0.589544BER- *1.561985BER*CR+1.852638*  LOAN+2.146519*LEV + 1.371080*SIZE [CX=F]

منبع: یافته‌هایپژوهشگر

 

 

4-3-1-نتایج آزمون فرضیه‌های تحقیق

در این پژوهش سه فرضیه اصلی مطرح شده است که برای پاسخ به آن دو مدل تخمین شده است؛ و در این مدل‌ها اثر متغیرهای مستقل، تعدیلگر و کنترلی برمتغیر عملکرد مالی بانک‌ها آزمون شده است. در ادامه ضمن بیان فرضیه‌ها به نتایج آن‌ها اشاره شده و مورد تحلیل قرار گرفته است.

فرضیه اول)ریسک اعتباری بر عملکرد مالی بانک‌ها تأثیر معنی­داری دارد.

برای آزمون فرضیه اول، با استفاده از مدل رگرسیون اول اثر متغیر مستقل ریسک اعتباریبه همراه سایر متغیرهای تحقیق بر عملکرد مالیدر صنعتبانکداری ایرانآزمون شده است.

 

 

 

براساس نتایج بدست آمده از تحلیل رگرسیون ترکیبی، ضریب تاثیرریسک اعتباری بر عملکرد مالی به مقدار1.1125-است. آماره tآزمون با مقدار 2.7392- بزرگتر از قدرمطلق نسبت بحرانی 1.96 و احتمال‌ خطای محاسبه شده آن کوچکتر از 0.05 است. در نتیجه فرضیه صفر دال بر نبود اثر از ریسک اعتباری بر عملکرد مالی در سطح 95% اطمینان رد شده است. در نتیجه شواهد گردآوری شده از نمونه آماری از توان لازم برای رد فرضیه صفر برخوردار است و وجود تاثیر از ریسک اعتباری بر عملکرد مالی به صورت معنادار تائید شده است. بنابراین براساس تئوری احتمالات تغییرات ریسک اعتباری بر عملکرد مالی در صنعتبانکداری ایران اثر معکوس و معنی­داری دارد. به بیان دیگر با تغییر ریسک اعتباری، عملکرد مالی تغییرات معناداری نشان داده است. به‌عبارتی زمانی که شرایط ریسک اعتباری در بازار پولی افزایش پیدا می­کند، عملکرد مالی بانک‌ها بطور معنی­داری کاهش می­یابد.

 

فرضیه دوم) ریسک فضای کسب‌وکار بر رابطه بین ریسک اعتباریو عملکرد مالی بانک‌ها تأثیر معنی­داری دارد.

برای آزمون فرضیه دوم، با استفاده از مدل رگرسیون دوم تاثیر ریسک فضای کسب‌وکاربر عملکرد مالی به همراه سایر متغیرهای تحقیقدر صنعت بانکداری ایران آزمون شده است.

 

براساس نتایج بدست آمده از تحلیل رگرسیون ترکیبی، ضریب تاثیرمتغیر ریسک فضای کسب‌وکار بر عملکرد مالی در صنعت بانکداری ایران به مقدار 0.5895-  است. آماره tآزمون با مقدار 2.5931- بزرگتر از قدرمطلق نسبت بحرانی 1.96 و احتمال‌خطای محاسبه شده آن کوچکتر از 0.05 است. در نتیجه فرضیه صفر دال بر نبود اثر از متغیر ریسک فضای کسب‌وکار بر عملکرد مالی در سطح 95% اطمینان نیز رد شده است. در نتیجه شواهد گردآوری شده از نمونه آماری از توان لازم برای رد فرضیه صفر برخوردار است و وجود اثر از ریسک فضای کسب‌وکار بر عملکرد مالی به صورت معنادار تائید شده است. بنابراین براساس تئوری احتمالات تغییر ریسک فضای کسب‌وکار بر عملکرد مالی در صنعت بانکداری ایران اثر معنی­داری دارد. به بیان دیگر با افزایش یا کاهش ریسک فضای کسب‌وکار، عملکرد مالی تغییرات معناداری نشان داده است.

 

فرضیه سوم)ریسک فضای کسب‌وکار بر رابطه بین ریسک اعتباریو عملکرد مالی بانک‌ها تأثیر معنی­داری دارد.

برای آزمون فرضیه سوم، با استفاده از مدل رگرسیون دوم اثر ریسک فضای کسب‌وکار بر رابطه  بین ریسک اعتباری و عملکرد مالی به همراه سایر متغیرهای تحقیقدر صنعت بانکداری ایران آزمون شده است.

 

 

براساس نتایج به‌دست آمده از تحلیل رگرسیون ترکیبی، ضریب تاثیرتعاملی متغیر ریسک فضای کسب‌وکار بر رابطه بین ریسک اعتباری و عملکرد مالی در صنعت بانکداری ایران به مقدار 1.561- است. آماره tآزمون با مقدار 3.577- بزرگتر از قدرمطلق نسبت بحرانی 1.96 و احتمال ‌خطای محاسبه شده آن کوچکتر از 0.05 است. در نتیجه فرضیه صفر دال بر نبود تاثیر از کنش متقابل متغیرهای ریسک فضای کسب‌وکار و ریسک اعتباری بر عملکرد مالی در سطح 95% اطمینان نیز رد شده است. در نتیجه شواهد گردآوری شده از نمونه آماری از توان لازم برای رد فرضیه صفر برخوردار است و وجود تاثیر معکوس از تعامل ریسک فضای کسب‌وکار و ریسک اعتباری بر عملکرد مالی به صورت معنادار تائید شده است. بنابراین بر اساس تئوری احتمالات تغییرات تعاملی ریسک فضای کسب‌وکار و ریسک اعتباری بر عملکرد مالی در صنعت بانکداری ایران تاثیر معنی­داری دارد. به بیان دیگر با افزایش یا کاهش کنش متقابل ریسک فضای کسب‌وکار و ریسک اعتباری، عملکرد مالی تغییرات معناداری نشان داده است.

4-3-2- سایر یافته‌های تحقیق

علاوه بر آزمون فرضیه‌های تحقیق، با استناد به  داده‌های پژوهش تجزیه‌وتحلیل‌های دیگری انجام گرفته است. در این تجزیه‌وتحلیل‌ها به آزمون تاثیر متغیرهای کنترل شامل: اهرم مالی، تسهیلات اعطاییو اندازه بانک بر عملکرد مالی بانک‌ها در صنعت بانکداری ایران پرداخته شده است که در ادامه به آن‌ها اشاره خواهد شد.

1) اهرم مالی بر عملکرد مالی در صنعت بانکداری ایران تأثیر دارد.

براساس مدل‌ تحقیق، اثر متغیر کنترلی اهرم مالی بر عملکرد مالیدر صنعت بانکداری ایران مورد بررسی قرار گرفته است. ضریب تاثیر این متغیر بامقدار 1.691و با توجه به آماره نسبت بحرانی (t) که بزرگتر از قدرمطلق مقدار بحرانی 1.96 می­باشد از وجود اثر این متغیر بر عملکرد مالیدر سطح 95% اطمینان حمایت نموده است،در نتیجه شواهد گردآوری شده از نمونه آماری از توان لازم برای رد فرضیه صفر برخوردار است و وجود اثر مستقیم از اهرم مالی بر عملکرد مالیدر صنعت بانکداری ایران به‌صورت معنادار تائید شده است. بنابراین براساس تئوری احتمالات می‌توان پذیرفت که اهرم مالی بر عملکرد مالیدر صنعت بانکداری ایران اثر مستقیم و معنی‌داری دارد.

2) تسهیلات اعطایی بر عملکرد مالی در صنعت بانکداری ایران تأثیر دارد.

براساس مدل‌ تحقیق، اثر متغیر کنترلی تسهیلات اعطایی بر عملکرد مالیدر صنعت بانکداری ایران مورد بررسی قرار گرفته است. ضریب تاثیر این متغیر بامقدار 0.98و با توجه به آماره نسبت بحرانی (t) که بزرگتر از قدرمطلق مقدار بحرانی 1.96 می­باشد از وجود اثر این متغیر بر عملکرد مالیدر سطح 95% اطمینان حمایت شده است،در نتیجه شواهد گردآوری شده از نمونه آماری از توان لازم برای رد فرضیه صفر برخوردار است و وجود اثرمستقیم از تسهیلات اعطایی بر عملکرد مالیدر صنعت بانکداری ایران به صورت معنادار تائید شده است. بنابراین براساس تئوری احتمالات می‌توان پذیرفت که تسهیلات اعطایی بر عملکرد مالیدر صنعت بانکداری ایران اثر مستقیم و معنی‌داری دارد.

3) اندازه بانک بر عملکرد مالی در صنعت بانکداری ایران تأثیر دارد.

براساس مدل‌ تحقیق، اثر متغیر کنترلی اندازه بانک بر عملکرد مالیدر صنعت بانکداری ایران مورد بررسی قرار گرفته است. ضریب تاثیر این متغیر بامقدار 1.039و با توجه به آماره نسبت بحرانی (t) که بزرگتر از قدرمطلق مقدار بحرانی 1.96 می­باشد از وجود اثر این متغیر بر عملکرد مالیدر سطح 95% اطمینان حمایت نموده است،در نتیجه شواهد گردآوری شده از نمونه آماری از توان لازم برای رد فرضیه صفر برخوردار است و وجود اثر مستقیم از اندازه بانک بر عملکرد مالیدر صنعت بانکداری ایران به صورت معنادار تائید شده است. بنابراین براساس تئوری احتمالات می‌توان پذیرفت که اندازه بانک بر عملکرد مالیدر صنعت بانکداری ایران تاثیر مستقیم و معنی‌داری دارد.

 

4-3-3- خلاصه نتایج آزمون فرضیه‌های تحقیق

براساس اطلاعات گردآوری شده از تعداد 18 بانک در طول 11 سال با داده‌های سالانه و با به‌کارگیری تحلیل رگرسیون ترکیبی، تعداد سه فرضیه اصلی آزمون شده است. داده‌های پژوهش را 198 سال بانک تشکیل داده است. با توجه به ماهیت فرضیه‌های پژوهش، مقیاس اندازه‌گیری متغیرهای پژوهش و ترکیب داده‌های گردآوری شده از تحلیل رگرسیون ترکیبی با مدل‌های پولد و پانل استفاده شده است. مفروضه‌های بنیادی روش‌های آزمون برای کاربرد روش‌های تجزیه و تحلیل به‌کار رفته قابل توجیه است. نتایج بدست آمده از آزمون مدل‌ مفهومی پژوهش از اثر ریسک اعتباری بر عملکرد مالی در صنعت بانکداری ایران در سطح 95% اطمینان حمایت کرده است. همچنین وجود اثر از تعامل ریسک فضای کسب‌وکار و ریسک اعتباری بر عملکرد مالی بانک‌ها به‌صورت معنادار تائید شده است. اثر متغیرهای کنترلی اهرم مالی، تسهیلات اعطایی و اندازه بانک بر عملکرد مالی در صنعت بانکداری ایران به صورت معنادار و مستقیم تائید شده است. نتایج فرضیه‌های تحقیق طبق مدل‌های مفهومی و نقش متغیرهای آن و خلاصه نتایج در جدول12 نشان داده شده است.

 

جدول12- فرضیه‌ها و نتایج فرضیه‌های صفر و مخالف و نتیجه نهایی آزمون فرضیه

فرضیه	شاخص مدل‌های پژوهش		فرضیه‌‌های آماری		جهت تاثیر	نتیجه آزمون
	متغیر مستقل	متغیر وابسته	صفر	‌مخالف
1	ریسک اعتباری	عملکرد مالی	×	ü	-	تاثیر در سطح اطمینان 95%
2	ریسک فضای کسب‌وکار	عملکرد مالی	×	ü	-	تاثیر در سطح اطمینان 95%
3	ریسک فضای کسب‌وکار و ریسک اعتباری	عملکرد مالی	×	ü	-	تاثیر در سطح اطمینان 95%

منبع: یافته‌هایپژوهشگر

 

 

 

5- نتیجه­گیری

در این پژوهش اثر ﺭﯾﺴﮏﻓﻀﺎﯼﮐﺴﺐﻭﮐﺎﺭﺑﺮﺭﺍﺑﻄﻪﺑﻴﻦریسک اعتباری ﻭعملکرد مالی دﺭصنعت بانکداری ایران مورد بررسی قرار گرفته است. باتوجهبهتواناییبالایالگوهایاقتصادسنجیدرپیش‌بینیوبررسیاثرپدیده‌هایمختلفبریکدیگردراینمطالعهباطرح مدلمفهومی وبااستفادهازداده‌هایتجربیبهمدل‌سازیاثر ﺭﯾﺴﮏﻓﻀﺎﯼﮐﺴﺐﻭﮐﺎﺭﺑﺮﺭﺍﺑﻄﻪﺑﻴﻦریسک اعتباری ﻭعملکردمالی دﺭصنعت بانکداری ایران پرداختهشده است. ازآنجاکهداده‌هایمورداستفادهدراینمطالعهبهصورتسریزمانیوبستهبهبانک‌هایمختلفدرمقاطعمختلفجمع‌آوریشدهاست،در نتیجهازمدلپانلتحلیل رگرسیوناستفادهشده است. برای بررسی موضوع تحقیق و انجام تجزیه‌وتحلیل و استنباط از نمونه‌آماری و تعمیم آن به جامعه آماری تعداد 18 بانک در صنعت بانکداری ایران در دوره زمانی 11 سال و دامنه زمانی سال‌های 1385 تا 1395 انتخاب شده است. در نتیجه تعداد مشاهده­های در دسترس متغیرهای پژوهش 198 مشاهده ترکیبی بانک ـ سال است. در فرایند تجزیه‌وتحلیل ابتدا با به‌کارگیری آمار توصیفی اقدام به بررسی شاخص­های مرکزی و پراکندگی متغیرهای پژوهش شده و مورد تحلیل قرار گرفته است. سپس مفروضه‌های بنیادی استفاده از تحلیل رگرسیون مورد بررسی قرار گرفته و نتایج از پایایی متغیرها، نبود رابطه همخطی، نبود رابطه خودهمبستگی، وجود رابطه خطی بین متغیرهای مستقل و وابسته و کاربرد دوره‌ها به صورت پولد و مقاطع به صورت پانل با اثرات ثابت حمایت کرده است. سرانجام مدل مفهومی پژوهش با استفاده از تحلیل رگرسیون چندگانه با داده­های ترکیبی به صورت شرکت سال بررسی شده است. در این پژوهش، برای بررسی اثر ﺭﯾﺴﮏﻓﻀﺎﯼﮐﺴﺐﻭﮐﺎﺭﺑﺮﺭﺍﺑﻄﻪﺑﻴﻦریسک اعتباری ﻭعملکرد مالی دﺭصنعت بانکداری ایران سه فرضیه طرح و اثر ﺭﯾﺴﮏﻓﻀﺎﯼﮐﺴﺐﻭﮐﺎﺭوریسک اعتباری در کنار سه متغیر کنترلی بر عملکرد مالیمورد آزمون قرار گرفته است. شاخص‌های آزمون نشان داده که ریسک اعتباری بر عملکرد مالی در صنعت بانکداری ایران اثر معنی­داری دارد. این شاخص‌ها حاکی است که تغییر در ریسک اعتباری سبب ایجاد تغییرات قابل توجه در عملکرد مالی صنعت بانکداری ایران می‌گردد. بنابراین ریسک اعتباری پیش‌بینی کننده برای عملکرد مالی در صنعت بانکداری ایران محسوب می‌گردد. همچنین تغییر در ریسک فضای کسب‌وکار سبب ایجاد تغییرات قابل توجه در عملکرد مالی بانک‌ها در صنعت بانکداری ایران می‌گردد. بنابراین ریسک فضای کسب‌وکار نیز پیش‌بینی کننده خوبی برای عملکرد مالی در صنعت بانکداری ایران محسوب می‌گردد. همچنین ریسک فضای کسب‌وکار بر رابطه بین ریسک اعتباری و عملکرد مالی در صنعت بانکداری ایران تاثیر معنی­داری دارد. نتیجه فرضیه اول مطابق و همراستا با یافته پژوهش چی و لی (2017) می­باشد. چی و لی (2017) در پژوهشی با عنوان «عدم اطمینان سیاست اقتصادی، ریسک اعتباری و تصمیمات تسهیلات اعطایی و عملکرد بانک: شواهدی از بانک‌های تجاری چینی» از طریق بررسی داده­های بانک‌های تجاری چینی در طی دوره زمانی 2000 تا 2014 به این نتیجه رسیدند که بین نسبت ریسک اعتباری و عملکرد مالی ارتباط معکوس و معناداری وجود دارد. نتیجه فرضیه دوم هم مطابق و همراستا با یافته پژوهش چی و لی (2017) می­باشد. چی و لی (2017) تاثیر ریسک کسب‌وکار را بر عملکرد بانک‌های تجاری چینی بررسی کردند و نتایج نشان دهنده این است که ریسک کسب‌وکار تأثیر منفی بر عملکرد مالی بانک‌ها دارد. نتیجه فرضیه سوم هم مطابق و همراستا با یافته پژوهش چی و لی(2017) می­باشد. چی و لی(2017) اثر عدم اطمینان سیاست اقتصادی و ریسک اعتباری را بر عملکرد بانک‌های تجاری چینی بررسی کردند و نتایج نشان دهنده این است که عدم اطمینان سیاست اقتصادی باعث افزایش ریسک اعتباری بانک و تأثیر منفی بر عملکرد مالی بانک‌ها دارد. رشید و جبین (2016) با استفاده از مدل رگرسیون حداقل مربعات تعمیم یافته و مدل کمل، عملکرد بانک‌های اسلامی و بانک‌های تجاری در طی دوره زمانی 2006-2012 را بررسی کردند و به این نتیجه رسیدند که نرخ بهره اعتباری بر عملکرد بانک‌ها اثر منفی دارند. با این وجود، اندازه بانک اثر مثبت و نامعناداری بر عملکرد بانک دارد. چونگ و همکاران (2012) در پژوهشی با عنوان «عملکرد بانک‌های تجاری اسلامی در مالزی» با استفاده از داده‌های 13 بانک تجاری اسلامی، از طریق مقایسه مدل‌های رگرسیونی با متغیرهای وابسته (بازده دارایی‌ها و بازده حقوق صاحبان سهام)  و متغیر مستقل متعدد عملکرد بانک‌های تجاری اسلامی را بررسی کردند و به این نتیجه رسیدند که ریسک اعتباری، متمرکز بودن و نقدینگی بر عملکرد بانک‌های تجاری اسلامی اثر مثبت دارند و بیشترین تأثیر را ریسک اعتباری بر عملکرد شرکت دارد. فلامینی، مکدونالدو و شوماخر (2009)، به بررسی عوامل مؤثر بر سودآوری بانک‌ها در 41 کشور مختلف پرداختند. نمونه مورد بررسی پژوهش ایشان شامل 389 بانک بود . نتایج پژوهش مبین آن است که ریسک اعتباری و اندازه بانک از مهم‌ترین عوامل مؤثر بر سودآوری بانک‌ها هستند. کوسمیدو (2008) با استفاده از یک مدل رگرسیون خطی، به بررسی اثر ریسک اعتباری بر سودآوری بانک‌های یونانی طی سال‌های 1990 تا 2002 پرداخت. نمونه مورد بررسی وی شامل 23 بانک بوده است. کوسمیدو برای اندازه‌گیری سودآوری و ریسک اعتباری، به ترتیب شاخص‌های نسبت بازده دارایی‌ها و نسبت ذخیره مطالبات مشکوک الوصول را برگزید. نتایج پژوهش وی مبین رابطه منفی معنادار بین ریسک اعتباری و سودآوری بانک‌ها است. نتیجه یاد شده با این فرضیه که افزایش ریسک اعتباری منجر به کاهش سودآوری بانک‌ها می‌شود، پس بانک‌ها می­توانند از طریق کنترل و نظارت مؤثر ریسک اعتباری، سودآوری خود را افزایش دهند.سایر یافته‌های پژوهش، حاکی است که اثر متغیرهای تسهیلات اعطایی، اهرم مالی و اندازه بانک بر عملکرد مالی در صنعت بانکداری ایران تاثیر معنی­دار و مستقیم است.

نهادهای مالی، به ویژه بانک‌ها و موسسات مالی و اعتباری نقش بسیار مهمی در پیشرفت و توسعه اقتصاد هر کشور دارند. منابع مالی مورد نیاز برای اجرای بسیاری از طرح‌ها در بخش‌های مختلف اقتصادی و نقدینگی مورد نیاز مؤسسات، شرکت‌ها، صاحبان کسب‌وکار و اشخاص، توسط این نهادهای مالی تامین می‌شود. بانک‌ها بهعنوان موسساتمالیوخدماتینقشتعیین‌کننده‌ایدرگردشپولوایجادثروتدر جامعهدارند وازاینروازجایگاه ویژه‌ایدراقتصادهرکشوربرخوردارند. درنتیجهفعالیتمطلوبوموثرآن‌هامی­تواند دررشدبخش‌هایمختلف اقتصادیوافزایشسطحکمیوکیفیتولیدات،آثارمهمیداشتهباشد. درکشور ایران درتامینمالیبخش‌های اقتصادیبانک‌هااساسی‌تریننقشرادراقتصادبازیمی‌کنندوباپیچیده شدن مبادلات،گسترشبازارهایمالیو افزایشرقابتدر فعالیت‌هایسنتیکهشامل: جذبوجوهسرمایه‌گذارانو اعطایوامازمحلسپرده‌هاوارائه خدماتکارمزدیمی‌باشد،فعالیتبانک‌هایدولتیوخصوصیهر روز ابعادگسترده‌تریبهخودمی‌گیردلذا بانک‌هاپیوستهتلاشمی‌کنندبااجرایسیاست‌هایمتناسبباتقاضای بازاروتنوع‌بخشیدنبهخدمات،سهمبیشتری از تقاضایبازاررابهخوداختصاصدهند. با اعطای وامهای کم ریسک عملکرد مالی بانک را افزایش دهند. با توجه به نتایج تحقیق پیشنهاد می­شود زمانی‌که فضای کسب‌وکار پر ریسک است بانک‌ها در اعطای وام و وام­دهی محافظه کارانه اقدام نمایند چرا که اعطای وام منجر به افزایش مطالبات معوق شده و ریسک اعتباری را در بانک‌ها افزایش می­دهد. پیشنهاد می­شود بانک‌ها با یک ساختار تامین مالی باثبات، وام­دهی خود را در طول یک دوره پر ریسک جهت ایجاد رونق در بازار افزایش ­دهند و نقشی مهم را در رونق­بخشی به بازار و تولید ایفا ­نمایند. نتایج این تحقیق مفاهیم سیاست‌گذاری مهمی را برای مراجع نظارتی پولی و مالی که در جستجوی سیاست­های مقرراتی هستند، فراهم می­نماید. نتایج این تحقیق توجیهی را برای اتخاذ چنین سیاست­های قانونگذاری فراهم می­کند؛ بطوری‌که بانک‌ها را به تغییر در استراتژی کسب‌وکار و رفتار وام­دهی و مدیریت ریسک اعتباری از طریق اصلاح نظام بانکی برای شرایط مختلف فضای کسب‌وکار تشویق می­نماید.

 

 

 

 

 

---

1-دانشجوی دکتری اقتصاد مالی دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی، تهران، ایران.   m.bigdeli@ ac.ir

2-استاد دانشکده اقتصاد، دانشگاه علامه طباطبایی تهران، ایران(نویسنده اصلی و مسئول مکاتبات)m.taghavi@..ac.ir

3-دانشیار گروه حسابداری، واحد اسلامشهر، دانشگاه آزاد اسلامی تهران، ایران

4-استادیار گروه اقتصاد، واحد تهران مرکز، دانشگاه آزاد اسلامی تهران، ایران

---

[i] Joseph Stiglitz

[ii] Janos Kornai

[iii]Laporta et al.

[iv] Barry et al.

[v] Penn & Zhang

[vi] Leo et al.

[vii] Laeven & Majnoni

[viii] Johnson et al.

[ix]Ftiti et al.

[x]Rosman et al.

[xi]Muhmad & Hashim

[xii] Dang

[xiii]Jaffar and Manarvi

[xiv] Sangmi and Nazir

[xv]Dzeawuni and Tanko

[xvi]Nimalathasan

[xvii]Chen and Dodd

[xviii]Worthington and West

[xix]Balsam & Lipka

[xx] Chi & Li

[xxi]Trad et al

[xxii]Rashid

[xxiii]Ashraf et al.

[xxiv] Chaibi, H., & Ftiti

[xxv] Abiola

[xxvi] Olausi

[xxvii] Arora

[xxviii] Babita

[xxix]SBI

[xxx]Choong et al.

[xxxi] Flamini , McDonald & Schumacher

[xxxii] Kosmidou

[xxxiii] Panel Var

[xxxiv] Return on Asset (ROA)

[xxxv] Return on Equity (ROE)

[xxxvi] Euromoney

[xxxvii] GDP

[xxxviii]Pooled

[xxxix] Panel

[xl] Fixed Effects  and Cross-section Random

[xli]Redundant Fixed Effects Tests

[xlii] Hausman

[xliii]Cross-section random

[xliv]Cross-section random

[xlv] Collinearity

[xlvi] Jarque- bera

[xlvii]Levin, Lin & Chu

[xlviii] Durbin-Watson Stat

[xlix] Fisher

[l] Durbin-Watson stat

[li]Fisher

مراجع

1)     احمدی،ع.، احمدی‌جشفقانی،ح. و ابوالحسنی هستیانی، ا.(1395).تأثیر ریسک اعتباری بر عملکرد نظام بانکی:مطالعه بین بانکی با رویکردPanel VAR.فصل‌نامه اقتصاد مالی و توسعه.10(34)، صص. 131-152.

2)     احمدیان،ا. و کیانوند، م.(1393).تأثیر مقررات بانکی بر حاشیه سود بانکی(رهیافت داده های ادغامی).دانش مالی تحلیل اوراق بهادار، 7(1).صص. 15-28.

3)     اسماعیل‌زاده،ع. و جوانمردی،ح.(1396). طراحی الگویی مناسب مدیریت نقدینگی و پیش‌بینی ریسک آن در بانک صادرات ایران.فصلنامه اقتصاد مالی، 11(39)، صص.171-191.

4)     امیری،ع.(1392). بررسی رابطه بین ریسک اعتباری با سودآوری و نقدینگی در بانک‌‌های عضو بورس اوراق بهادار با تأکید بر نقش تعدیلی نظام راهبری شرکتی.تهران: دانشگاه تربیت مدرس، دانشکده مدیریت و اقتصاد.

5)     حیدری،ه. و احمدیان، ا. (1391). تأثیر شرایط اقتصاد کلان بر سود و زیان بانک‌ها (مطالعه موردی یکی از بانک‌های خصوصی کشور). فصلنامه پژوهش‌های پولی ـ بانکی، 12، صص.71-99.

6)      شاهچرا، م. و جوزدانی، ن.(1395). تنوع‌پذیری درآمدها و سودآوری در شبکة بانکی کشور.فصل‌نامه سیاست‌های مالی و اقتصادی، 4(14)، صص.33-52.

7)     شوال‌پور،س. و اشعری،ا. (1392). بررسی تأثیر ریسک اعتباری بر سودآوری بانک‌ها در ایران. تحقیقات مالی، 15(2)، صص. 229-246.

8)     علم‌الهدی،س.س. (1397). بانکداری اسلامی و ریسک، یک تحلیل تطبیقی. فصلنامه اقتصاد مالی. 12(44)، صص.69-86.

9)     محقق‌نیا، م.، دهقان‌دهنوی، م. و بائی، م.(1398). تأثیر عوامل درونی و بیرونی صنعت بانکداری بر ریسک اعتباری بانک‌ها در ایران. فصلنامه اقتصاد مالی، 13(46)، صص.127-144.

10) مهرآرا،م. و مهران‌فر،م.(1392). عملکرد بانکی و عوامل کلان اقتصادی در مدیریت ریسک. فصل‌نامه مدل‌سازی اقتصادی، 7(1)، صص. 21-37.

11) میدری، ا. و قورجانی، ا. (1387).سنجش و بهبود محیط کسب‌وکار.تهران: سازمان انتشارات جهاد دانشگاهی تهران.

12) میرزائی، ح.،فلیحی، ن. و مشهدی یان‌ملکی،م.(1395). رابطه متقابل مطالبات غیرجاری بانک‌ها و شرایط اقتصاد کلان: یک رویکرد خود رگرسیون‌برداری پانل. پژوهش‌نامه اقتصادی، 16(60)،صص. 183-220.

13) نظریان، ر. و عزیزیان‌فرد،ر.(1395).بررسی عوامل موثر بر حاشیه نرخ سود بانک‌ها در ایران.فصلنامه سیاستهای مالی و اقتصادی.4(14)، صص.73-106.

14) نوروزی،پ.(1393). تأثیر متغیرهای کلان بر ریسک اعتباری بانک‌ها در ایران. فصلنامه پژوهش‌های پولی ـ بانکی، 7(20)،صص.237-257.

15)  Abiola, I., & Olausi, A. (2014). The Impact of Credit Risk Management on the Commercial Banks Performance in Nigeria. International Journal of Management and Sustainability, 3(5), 295-306.

16)   Arora, N., & Babita, M. (2013). Credit Appraisal Process of OF SBI. Journal of Economics and Management, 2(1).

17)  Ashraf, D., Rizwan, M., & L’Huillier, B. (2016). A net stable funding ratio for Islamic banks and its impact on financial stability: An international investigation. Journal of Financial Stability, 25, 47-57. doi:10.1016/j.jfs.2016.06.010

18)  Baker, S., Bloom, N., & Davis , S. (2016). Measuring Economic Policy Uncertainty. The Quarterly Journal of Economics, 131(4), 1593–1636. doi:10.1093/qje/qjw024

19)  Balsam, S., & Lipka, R. (1998). Share Prices and Alternative Measures of Earnings Per Share. Accounting Horizons, 12(3), 234-249. Retrieved from https://ssrn.com/abstract=143844

20)  Barry, T., Lepetit, L., & Tarazi, A. (2011). Ownership structure and risk in publicly held and privately owned banks. Journal of Banking & Finance, 35(5), 1327-1340. doi:10.1016/j.jbankfin.2010.10.004

21)  Chaibi, H., & Ftiti , Z. (2015). Credit risk determinants: Evidence from a cross-country study. Research in International Business and Finance, 33, 1-16.

22)  Chen, S., & Dodd , L. (2001). Operating Income, Residual Income and EVA™: Which Metric is More Value Relevant? Journal of Managerial Issues, 13(1), 65-86.

23)  Chi, Q., & Li, W. (2017). Economic policy uncertainty, credit risks and banks’ lending decisions: Evidence from Chinese commercial banks. China Journal of Accounting Research, 10(1), 33-50. doi:10.1016/j.cjar.2016.12.001

24)  Choong, Y., Thim, C., & Kyzy, B. (2012). Performance of Islamic commercial banks in Malaysia: an empirical study”. Journal of Islamic Economics Banking and Finance, 8(2), 67-80.

25)  Dang, U. (2011). The CAMEL rating system in banking supervision. A case study. Arcada University of Applied Sciences International Business. Retrieved from https://www.theseus.fi/bitstream/handle/10024/38344/Dang_Uyen.pdf?sequence=1

26)   Dzeawuni, W., & Tanko, M. (2008). Camels and Banks Performance Evaluation: The Way Forward. Working Paper. Retrieved from http://ssrn.com/abstract=1150968

27)  Flamini, V., Schumacher, L., & McDonald, C. (2009). The Determinants of Commercial Bank Profitability in Sub-Saharan Africa. IMF Working Paper. Retrieved from https://www.imf.org/external/pubs/ft/wp/2009/wp0915.pdf

28)  Ftiti, Z., Nafti, O., & Sreiri, S. (2013). Efficiency of Islamic banks during subprime crisis: Evidence of GCC countries. Journal of Applied Business Research, 29(1), 285-304. doi:10.19030/jabr.v29i1.7615

29)  Hasan, M., & Dridi, J. (2010). The Effects of the Global Crisis on Islamic and Conventional Banks: A Comparative Study. IMF Working Paper. Retrieved from https://www.imf.org/external/pubs/ft/wp/2010/wp10201.pdf

30)  Jaffar, M., & Manarvi, I. (2011). Performance comparison of Islamic and Conventional banks in Pakistan. Global Journal of Management And Business Research, 11(1), 60-66.

31)  Johnson, S., Boone, P., Breach, A., & Friedman, E. (2000). Corporate governance in the Asian financial crisis. Journal of Financial Economics, 58(1-2), 141-186. doi:10.1016/S0304-405X(00)00069-6

32)  Kosmidou, K. (2008). The determinants of banks' profits in Greece during the period of EU financial integration. Managerial Finance, 34(3), 146-159. doi:10.1108/03074350810848036

33)  La Porta, R., Florencio, L., & Andrei , S. (2002). Government Ownership of Banks. . The Journal of Finance, 57(1), 265–301. doi:10.1111/1540-6261.00422

34)  La Porta, R., LopezdeSilanes, F., Shleifer, A., & Vishny, R. (1998). Law and Finance. Journal of Political Economy, 106(6), 1113-1155. doi:10.1086/250042

35)  Laeven, L., & Majnoni, G. (2005). Does Judicial Efficiency Lower the Cost of Credit? Journal of Banking & Finance, 29(7), 1791-1812. doi:10.1016/j.jbankfin.2004.06.036

36)   Liu, M., Zhang, X., & Zhang, C. (2012). The research on diversification, operational performance and risk correlation. Stud. Int. Financ., 8, 59–69.

37)  Mat Rahim, S., & Zakaria, R. (2013). Comparison on stability between Islamic and conventional banks in Malaysia. Journal of Islamic Economics Banking and Finance, 9, 131–149.

38)  Muhmad, S., & Hashim, H. (2015). Using The Camel Framework in Assessing Bank Performance in Malaysia. International Journal of Economics, Management and Accounting, 23(1), 109-127.

39)  Nimalathasan, B. (2008). A Comparative Study of Financial Performance of Banking Sector in Bangladesh - An Application of CAMELS Rating System. Annals of University of Bucharest, Economic and Administrative Series, 141-152. Retrieved from https://ssrn.com/abstract=2117189

40)  Pan, M., & Zhang, Y. (2013). Does ownership structure affect the periodic features of lending behaviors in commercial banks? Evidence from banking industry in China. Journal of Financial Research, 4, 29-42.

41)  Rashid, A., & Jabeen, S. (2016). Analyzing performance determinants: Conventional versus Islamic Banks in Pakistan. Borsa Istanbul Review, 16(2), 92-107. doi:10.1016/j.bir.2016.03.002

42)  Rosman, R., Abd Wahab, N., & Zainol, Z. (2014). Efficiency of Islamic banks during the financia crisis: an analysis of Middle Eastern and Asian countries. Pacific-Basin Finance Journal, 28, 1-15.

43)  Said, A. (2012). Efficiency in Islamic banking during a financial crisis-an empirical analysis of forty seven banks. Journal of Applied Finance & Banking, 2, 163-197.

44)  Sangmi, M., & Nazir, T. (2010). Analyzing Financial Performance of Commercial Banks in India: Application of CAMEL Model. Pakistan Journal of Commerce and Social Science, 4(1), 40-55.

45)  Teck, Y. (2000). A Comparative Study of the Performance of Commercial Banks, Finance Companies and Merchant Banks inMalaysia, 1990-1998. Iowa State University.

46)   Trabelsi, M. (2011). “The impact of the financial crisis on the global economy: can the Islamic financial system help? European Research on Management and Business Economics, 23(1), 40-45.

47)  Trad, N., Trabelsi, M., & Goux, J. (2017). “Risk and profitability of Islamic banks: a religious deception or an alternative solution? European Research on Management and Business Economics, 23(1), 40-45.

48)  Worthington, A., & West, T. (2004). Australian Evidence Concerning the Information Content of Economic Value-Added. Australian Journal of Management, 29(2). doi:10.1177/031289620402900204

49)  Zarrouk, H. (2012). Does financial crisis reduce Islamic banks’ performance? Evidence from GCC countries. Journal of Islamic Finance and Business Research, 1, 1-16.

 

 

یادداشت‌ها