ارزیابی رابطه کنش- واکنشی متغیرهای بخش بانکی بر رشد اقتصادی در ایران

اقتصاد مالی

دوره 14، شماره 52، آذر 1399، صفحه 153-174   

نوع مقاله: علمی پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 20.1001.1.25383833.1399.14.52.7.7)

نویسندگان

شکیب سلیمی مجاوری¹؛ محمدرضا ناهیدی امیر خیز^{* 2}؛ سیاوش جانی³؛ رقیه حسن زاده⁴

¹دانشجوی دکتری گروه اقتصاد، واحد میانه، دانشگاه آزاد اسلامی، میانه، ایران.

²استادیار گروه اقتصاد، واحد تبریز، دانشگاه آزاد اسلامی، تبریز، ایران

³استادیار گروه اقتصاد، واحد تبریز، دانشگاه پیام نور، تبریز، ایران

⁴استادیار گروه مدیریت، واحد میانه، دانشگاه آزاد اسلامی، میانه ایران.

چکیده

امروزه بانک‌ها در نظام مالی اقتصادی در عرصه‌های داخلی و بین‌المللی نقش ویژه‌ای ایفا می‌کنند. ارزیابی آثار سیاست‌های پولی در قالب متغیرهای بانکیدر کاهش تنگناهای تولیدی و رونق بخشیدن به فعالیت بخش‌های اقتصادی از اهمیت ویژه‌ای برخوردارند. این پژوهش آثار گسترش فعالیت خدمات بخش بانکی بر رشد اقتصادی در ایران را در خلال  دوره 1388-1 تا 1397-4 به روش داده‌های تلفیقی با استفاده از الگوهای خودرگرسیونی برآورد نموده است. یافته ها نشان می‌دهند که تغییرات رشد اقتصادی در دوره‌های ده ساله به شکل معناداری از شوک‌های ناشی از عرضه اعتبارات بانک‌های دولتی و شوک‌ تغییرات تولید ملی تاثیر می‌پذیرند. حدود 78 درصد تغییرات رشد اقتصادی توسط شوک‌های مربوط به رشد اقتصادی، 11 درصد توسط شوک‌های ناشی از عرضه اعتبارات اعطایی بانک‌های دولتی، 3 درصد به تعداد شعب و حدود 6 درصد توسط شوک‌های ناشی از تعداد کارکنان توضیح داده می‌شوند.
 
This study examines the effects of banking services expansion on economic growth in Iran during 2009.1 to 2018.4 based on autoregressive models. The finding show that changes in economic growth over past ten-year significantly affected by credit supply shocks. State-owned banks has affected dramatically by shocks originated from production changes. Accordingly, about 78% of changes in economic growth are due to shocks related to economic growth itself, 11% due to shocks due to the amount of credit of state-owned banks, 3% due to shocks due to the number of branches of state-owned banks and about 6% due to shocks due to the number of employees.

کلیدواژه‌ها

:توسعه بخش بانکی؛ رابطه کنش - واکنشی؛ خود رگرسیون تابلویی. طبقه بندی JEL: G21؛ G10

اصل مقاله

ارزیابی رابطه کنش- واکنشی متغیرهای بخش بانکی

 بر رشد اقتصادی در ایران

 

شکیب‌ سلیمی مجاوری^[1]

 

تاریخ دریافت: 18/04/1399            تاریخ پذیرش: 20/06/1399

محمدرضا ناهیدی امیرخیز^[2]

سیاوش جانی^[3]

رقیه حسن زاده^[4]

 

چکیده

امروزه بانک‌ها در نظام مالی اقتصادی در عرصه‌های داخلی و بین‌المللی نقش ویژه‌ای ایفا می‌کنند. ارزیابی آثار سیاست‌های پولی در قالب متغیرهای بانکیدر کاهش تنگناهای تولیدی و رونق بخشیدن به فعالیت بخش‌های اقتصادی از اهمیت ویژه‌ای برخوردارند. این پژوهش آثار گسترش فعالیت خدمات بخش بانکی بر رشد اقتصادی در ایران را در خلال  دوره 1388-1 تا 1397-4 به روش داده‌های تلفیقی با استفاده از الگوهای خودرگرسیونی برآورد نموده است. یافته ها نشان می‌دهند که تغییرات رشد اقتصادی در دوره‌های ده ساله به شکل معناداری از شوک‌های ناشی از عرضه اعتبارات بانک‌های دولتی و شوک‌ تغییرات تولید ملی تاثیر می‌پذیرند. حدود 78 درصد تغییرات رشد اقتصادی توسط شوک‌های مربوط به رشد اقتصادی، 11 درصد توسط شوک‌های ناشی از عرضه اعتبارات اعطایی بانک‌های دولتی، 3 درصد به تعداد شعب و حدود 6 درصد توسط شوک‌های ناشی از تعداد کارکنان توضیح داده می‌شوند.

 

واژه‌های کلیدی:توسعه بخش بانکی ، رابطه کنش - واکنشی، خود رگرسیون تابلویی.

طبقه بندی JEL: G21 ،G10

1- مقدمه

توسعهبخش بانکیتأثیرمهمیدر تبیین تفاوت نرخرشد اقتصادی بین کشورها و چگونگی عملکرد آنهادارد .اهمیتوجایگاهنظامبانکیدراقتصادملیازآنجاناشیمی‌شودکهبه هماناندازهکهتوسعهبخش بانکیبهعنوانشرطلازمرشدوتوسعهبخشحقیقیمهم تلقیمی‌شود،بی‌ثباتی آن نیزمنجربهآسیب‌هایجدیدرفرایندرشداقتصادیبرایسال‌هایمتمادیمی‌گردد. بههمیندلیلطراحیساختارمطلوب بخشبانکی و اعمال سیاست‌های کارآمد،نقطه‌ عطفگذارکشورهابهمرحلهتوسعه‌یافتگیارزیابیمی‌شود. مطالعاتموجودگویایآناستکههرچهسطحتوسعهبانکیدرکشوریبالاترباشد، به دلیل تأمین مالی آسان‌تر، کم هزینه‌تر و سریع‌تر، نرخانباشتسرمایهفیزیکی و به تبع آننرخرشداقتصادی،پیشرفتفناوریوایجاداشتغالمطلوب‌ترخواهدبود (دادگر و نظری؛ 1392).

بطور کلی دیدگاه‌هایمتفاوتیمیاناقتصادداناندررابطهباتوسعهبخش بانکی،رشداقتصادیونقشیکه توسعه بخش بانکیمی‌تواندایفاکند،وجوددارد.لوین[i](1997) گسترشواسطه‌هایمالی را موجب افزایش کارایی فعالیت‌هایاقتصادیازطریقتخصیصبهینهمنابعبهسرمایهو رونق در رشداقتصادیمی‌داند.اما لوکاس[ii](1988)اینارتباطرااغراق‌آمیزمی‌داند. در نظریه های جدید اقتصاد مالی بههمبستگیبالایرشداقتصادیبانوآوریدر بازارهایمالی تاکید شده است.بابکارگیری ابزارهایجدیدتأمینوتوسعهمالیدربخشواقعیاقتصاد کم هزینه ترو عرضهکالاهایجدید به بازار  سریع ترصورتمی‌گیرد. مطالعاتدرخصوصاثرگذاریتوسعهبخش بانکیبررشداقتصادی رامی‌توان درقالبسهدستهکلی تقسیمنمود:

گروهاول؛ دیدگاهاقتصاددانانینظیرمککینون[iii](1973)کینگولوین[iv] (1993) ،لوینو همکاران[v] (2000)کهمعتقدبهرابطهعلیتازتوسعه خدمات و ابزارهایبخش بانکیبررشداقتصادیمی‌باشد.طبق این دیدگاهگسترش خدمات و ابزارهای نوینبانکیمی‌تواننددر ایجاد رشداقتصادی نقش موثری ایفا نمایند.

گروهدوم ؛اقتصاددانانیمانندشاو[vi] (1957)،گلداسمیت[vii](1957)وجانگ[viii](1986) براینعقیده‌اندکه رشداقتصادیمنجربهتوسعهبخش بانکیمی‌شود. چونرشداقتصادی،تقاضابرایخدماتمالیراافزایش داده و گسترش چنین خدماتیمنجربهافزایش مناسبات پولی و مالی می‌شود.

گروهسوم؛ بهرابطهدوسویهرشداقتصادیوتوسعهبخش بانکیاشارهدارند.پاتریک(1986) معتقداستدرمراحلاولیهتوسعهاقتصادی،بخشبانکیباگسترشوفراهمآوردنسرمایهباعثرشداقتصادی می‌گرددودرمراحلبعدیکهاقتصاددرحالرشدمی‌باشد،تقاضابرایخدماتمالیدرآنافزایشمی‌یابد. بررسیارتباطمیانتوسعهبخش بانکیورشدبلندمدتنیزبر این نکته داردکهسیستم‌هایمالی می‌توانند ریسکوهزینهمبادلهرادربلندمدت در اقتصادکاهش دادهوبهشفاف‌سازیاطلاعاتکمککنند.

با توجه به اینکه دراکثراقتصادهای مدرن،بانک‌ها به عنوانمرکز ثقلسیستممالیو دریافت وپرداخت‌هانقشمهمیدرتجهیزپس‌اندازها، شناساییفرصت‌هایسرمایه‌گذاریوتنوع‌سازیریسک دارایی‌هاایفامی‌کنند.ازاین رواندازه،ساختاروکارآییبخشبانکیبهعنوانیکبعد مستقلتوسعهمالیموردتوجهاست. سوددهیبانک‌ها،حجم اعتباراتپرداختیودسترسیآسانبخشخصوصیبهاعتباراتبانکی و منابع مالی حائز اهمیت است.

نظام اقتصادی ایران نظامی بانک محور است که در آن بانک‌ها در تامین منابع مالی طرح‌های اقتصادی دارای سهمی قابل توجه و بالا هستند. برخی برآوردها در این زمینه  بر 90 درصد تأکید دارد (قاسمی، 1396). بهدلیلنوپا بودن بازار سرمایه، بازارهای بیمه، ارز، بازارهای آتی و بازار مشتقات،بازارمالی ایران چندان توسعه نیافته است. از این رو،بانک‌هانقشتعیین‌کننده‌ای درتأمینسرمایه‌گذاریوگردشفعالیت‌هایاقتصادی دارند.

از سوی دیگر،نظامبانکیدر ایراندرزمینه‌ کیفیت خدمات بانکی، نرخ های موجود اعطای تسهیلات و همخوانی با استانداردهای جهانی و از نظرساختاریونهادی،مقرراتو ابزارهای نظارتیوسیاستیدارای شکاف قابل توجهی است.بهبود کیفی و گسترش خدماتبخش بانکیدرکشورهایدر حالتوسعهنفتینظیرایرانکهدرآمدهایحاصلازصادراتنفتینتوانستهاستبه تعمیق رشداقتصادی درونزاکمکشایانیکندازاهمیتبیشتریبرخورداراست.

باتوجهبهنقشاساسینظامبانکیدراقتصادو همچنیناعتباراتتأمینشدهتوسطبانک‌ها،تعداد شعب وتعداد شاغلین بانک‌ها برچگونگیتأثیرتوسعهبخش بانکیبررشداقتصادی،مطالعهحاضردرپیآناستکهتوسعهبخش بانکیازچهطریقوبهچهمیزانمی‌تواندبررشداقتصادیمؤثرباشد. این مقالهچگونگی اثرگذاری کنش - واکنش میان متغیرهای پولی و بانکی بررشداقتصادیازطریقکانالتوسعهبخش بانکی با بهره‌گیری از روش الگوهای خودرگرسیونیدربازهزمانی 97- 1388پرداختهاست. وجه تمایز این مطالعه نسبت به سایر پژوهش‌ها آشکار است.این مطالعهمشتملبرپنجبخشاست. ابتدا مبانینظری، پیشینهتحقیق و پسازآنمعرفیداده‌ها،برآورد الگوونتیجه‌گیریارائهشده است.

 

 

 

2-  مبانی نظری

دستیابی به رشد و توسعه اقتصادی به عنوان یکی از بنیادی‌ترین اهداف سیاست‌های کلان مورد توجه سیاست‌گذاران و برنامه‌ریزان اقتصادی قرار دارد. در ادبیات رشد اقتصادی استفاده از ظرفیت‌های تولیدی از طریق تسهیل در ساز و کارهای مالی اهمیت ویژه ای دارد. در رابطه با نقش سیستم مالی در رشد اقتصادی، جان هیکس^[ix] (1969) معتقد است که سیستم مالی از طریق تسهیل تجهیز سرمایه برای طرح‌های بزرگ سرمایه‌گذاری، نقش مهمی در آغاز صنعتی شدن انگلستان داشته است. شومپیتر^[x](1912) استدلال می‌کند که بانک‌های خوب از طریق شناسایی و تامین مالی کارفرمایانی که بیشترین شانس را برای تولید محصولات جدید و اجرای طرح‌های ابتکاری دارند، می‌توانند موجب نوآوری تکنولوژیکی شوند. جون رابینسون^[xi] (1952) اظهار می‌دارد که سیستم مالی، دنباله‌روی بخش حقیقی اقتصاد است. بر اساس نظر رابینسون، توسعه اقتصادی موجب افزایش تقاضا برای انواع خاصی از ترتیبات مالی می‌شود و سیستم مالی به طور خودکار این تقاضاها را برآورده می‌سازد.

تانگورای^[xii](2017) در تحلیل اثرگذاری گسترش خدمات بانکداری بر ساختار و رشد اقتصادی در خلال سال‌های 1960 تا 2016 استدلال می‌کند که توسعه بخش بانکی بررشدو توسعه بخش‌های صنعتی و کشاورزی سودمنداست،به طوری که سطوحبالاتریازتوسعهبخشبانکیمتناسب با همان سطوح، اندازهبخش‌هایصنعتیو کشاورزیراافزایشمی‌دهد. وی با انتخاب نمونه ایدر 7 منطقه از کشورهای (1) شرقآسیاواقیانوسآرام، (2) اروپاوآسیایمرکزی، (3) آمریکایلاتین وکارائیب، (4) خاورمیانهوشمالآفریقا، (5) آمریکایشمالی، (6) جنوبآسیاو (7) جنوبصحرایآفریقا دردورهزمانی 1960 تا 2016بااستفادهاز سهشاخصتوسعهبخشبانکداری در قالب سهماعتباراتداخلیاعطا  شده بهبخشخصوصیتوسطبانک‌هابهعنواندرصدیازتولید ناخالص داخلی،  سهماعتباراتداخلیبهبخشمالیبهعنوان درصدیازتولید ناخالص داخلی و تعدادشعب بانک‌هایتجاری ( به صورت سرانه درهر000ر100 جمعیت بزرگسال) را بررسی نموده است.

برخی پژوهش هادرموردغیرخطیبودنرابطهرشدمالی و رشد اقتصادی دریافتند که رابطهبینتوسعه بخشبانکی وتوسعهبخش صنعتی،بهتوسعه بخشبانکداریو کیفیت سطح خدمات سایر نهادهای اقتصادی بستگیدارد. ( کاروبی^[xiii]و سچتی^[xiv]،2012) و دانک^[xv]، کورند^[xvi]و شِی^[xvii] ،2015). ازآنجاکه در فرایند توسعهبیشتر کشورهابهتمرکز،تخصص گرایی و دانش محوریرومی‌آورند، درمراحلاولیهتوسعهاقتصادی،انتظارمی‌رودارتباط توسعهبخشبانکیبابخش صنعتوبخشکشاورزی مثبتباشد. اماسیستمبانکیبزرگتروپیشرفته‌تربهیکاقتصادمبتنیبردانشگرایش بیشتریدارد و انتظارمی‌رودارتباطتوسعه بخشبانکی  با بخش های خدماتی و صنعتی بیشتر باشد.

نایاشاوادیانبو^[xviii] (2014)  بر ارتباط دو سویه بینتوسعهمالیورشداقتصادی بخش ها و واکنش متقابل بین آنهاتأکید نموده اند.از نگاه آنان توسعه بخش بانکی موجب توسعه فعالیت بخش صنعت و کشاورزی شده و متقابلا توسعه بخش صنعتی و توسعه بخش کشاورزی نیز موجب توسعه بخش بانکی می‌گردد.

 

3- شواهد تجربی

در ادبیات اقتصادی سرمایه فیزیکی، سرمایه انسانی، دسترسی به نوآوری و تامین مالی در رشد اقتصادی ، ایجاد اشتغال و توانمندسازی بنگاه‌های تولیدی نقش ویژه ای دارند. در این راستا، بانک جهانی اعطای اعتبارات پولی و تامین مالی بنگاه ها را بر رشد اقتصادی  مثبت می‌داند. ( هو، 2006). بانک‌های دولتی با اعطای اعتبارات می‌توانند در جهت افزایش رشد اقتصادی نسبت یه سایر بانک‌های دیگر موثرتر باشند. چرا که بانک‌های دولتی به خاطر داشتن اهداف اقتصادی مانند ایجاد رشد متوازن اهداف اجتماعی و ملاحظات سیاسی محدودیت کمتری قائل می‌شوند. پنگ و همکاران [xix] ( 2010).

کبیر حسن (2011 ) [xx]باتقسیم‌بندیکشورهاودرنظرگرفتنمناطقجغرافیاییآنهادریافت رابطه دو سویهبینرشداقتصادیوتوسعهمالیوجوددارددرمناطقیکهدرآمدسرانهپایینبود،این رابطهازسمتتوسعهمالیبه سمترشداقتصادیجریان داشت. لوین[xxi]  (2000) به صورت بین کشوری علت سطح متفاوت توسعه ‌یافتگی واسطه‌ گری مالی را بر اساس قوانین و سیستم حسابداری بررسی و تاثیر مثبت توسعه واسطه‌گری مالی بر رشد اقتصادی را مورد تاکید قرار داد. با باور وی، قوانین و شیوه حسابداری هر کشور در افزایش توسعه مالی و سرعت بخشیدن به رشد اقتصادی موثر است. لیانگ[xxii] (2006) اثر میزان توسعه مالی بر رشد اقتصادی در استان‌های چین را بررسی و متوجه شد که توسعه مالی به صورت معنا‌داری، رشد اقتصادی استان‌های ساحلی را افزایش داده است. او به این نتیجه رسید که توسعه مالی ضعیف در استان‌های داخلی می‌تواند به رشد نامتوازن و ناهمگن مناطق دامن بزند.

کـراس و ریوجا[xxiii] (2006) بهبود عملکرد اقتصادی37 کشور صـنعتی و در حالتوسعه طی سال‌های 98-1985 را به توسعه بخش بانکی نسبت می‌دهند و معتقدند هر چقدر توسعه بخش بانکی بیشتر باشد، سیاست‌ها و عملکرد اقتصاد کلان مطلوبتر می‌شود. سـامبا و امباسی[xxiv]  (2016) نشان دادند که توسعه مالی، باعث تقویت کارآیی سیاست‌های مالی در کشورهای عضو جامعه پولی و اقتصادی کشورهای آفریقای مرکزی بین سال‌های 2006 - 1986شده است. شـاخص اصـلی مـورد اسـتفاده بـرای توسعه مالی توسط این دو "اعتبار پرداختی بانک‌های داخلی به بخش خصوصی بر حسب درصدی از تولید ناخالص داخلی"می‌باشد، که بـر این اساس، ارتباطی با سیاست پولی ندارد. ماو لین [xxv] (2016) از نسبت اعتبارات بخش خصوصی بـه تولید ناخـالص داخلـی، نسـبت ارزش بـازار سـرمایه بـه تولیـد ناخالص داخلی و نسبت اعتبـارات بخـش خصوصـی بـه عـلاوه ارزش بازار سرمایه به تولید ناخالص داخلـی بـه عنـوان نماینـده متغیر توسعه مالی برای 41 کشـور بـا اسـتفاده از پنـل دیتـا بهـره گرفتـه انـد و نشـان دادند، کشورهایی که از سـیستم‌هـای مالی  توسـعهیافتـه‌تری برخوردار هستند، سیاست‌های مالی کارایی ندارد.

افیونگ و همکاران [xxvi] (2017) "اعتبار اعطـایی بخـش خصوصی به GDP " را بهعنوان نماینده متغیر توسعه مـالی برای 39 کشور آفریقایی با استفاده از روش پنل برای دوره 2015-1990مورد مطالعه قرار دادند. و نتیجه گرفتند بین توسعه مالی و کارآیی سیاست پولی رابطه ضعیفی وجود دارد. همچنین بین توسعه مالی و رشد اقتصادی  رابطه معنی‌داری وجود ندارد. دیالو و ال‌تی‌تی[xxvii] (2017) با فرض وجود رقابت انحصاری بین محصولات متمایز سیستم بانک‌ها، رابطه بین رشد اقتصادی مناطق و دسترسی به اعتبارات بانکی در 18 کشور اروپایی را به صورت نظری و تجربی از مدل رشد اسچام‌ترین بررسی کردند و نتیجه گرفتند، هر چه دسترسی به اعتبارات بانکی بیشتر باشد، رشد اقتصادی مناطق افزایش می‌یابد، ضمن آنکه در افزایش نوآوری نیز تاثیر بسزایی دارد. برکوینز و همکاران[xxviii] ( 2014) با استفاده از داده‌های سری زمانی برای مناطق مختلف کشور روسیه نشان دادند که خصوصی شدن بانک‌های دولتی، میزان وام‌دهی را در هر یک میلیون نفر طی مدت ده سال از 11 درصد به 22 درصد افزایش داده، اما سرمایه‌گذاری و رشد اقتصادی مناطق افزایش نیافته است. با این حال نتایج، موید این بود که با خصوصی‌سازی بانک‌ها رشد اقتصادی به میزان یک درصد افزایش می‌یابد.

اوندر و اوزی‌ایلدرم[xxix] (2013) با تقسیم‌بندی استان‌های توسعه‌یافته و در حال توسعه بر رشد اقتصادی ترکیه طی دوره‌های بحران‌های اقتصادی و سیاسی (ایام انتخابات) با استفاده از روش اقتصاد سنجی پانل دیتا در بازه زمانی 2010 – 1990 درباره فعالیت وام‌دهی بانک‌ها نشان دادند که سهم اعطای اعتبارات بانک‌های دولتی در سال‌های انتخاباتی و بحران اقتصادی نسبت به سال‌های دیگر به صورت معنی‌دار بالا بوده و سرانه اعتبارات اعطایی بانک‌های دولتی در دوره رکود اقتصادی بر رشد همه استان‌های کشور ترکیه تاثیر مثبت داشته است. بری و اشکلرگ[xxx] (2013) در پاسخ به شوک‌های مالی 50 کشور طی دوره زمانی 2009 – 1994 با استفاده از روش رگرسیون پانل تو در تو یا آشیانه‌ای (چارچوبی که امکان انتقال پارامترها در معادله وام‌دهی بانک وجود دارد) درخصوص وام‌دهی بانک‌ها و مقایسه وام‌دهی بانک‌های خصوصی و دولتی نشان دادند که میزان وام‌دهی بانک‌های دولتی در طی دوره بحران افزایش یافته ولی وام‌دهی بانک‌های خصوصی در این شرایط کاهش می‌یابد، ضمن آنکه بانک‌های دولتی کاهش اعطای اعتبارات از طرف بانک‌های خصوصی را تحت پوشش قرار می‌دهند و نقش اساسی را در کاهش اثر منفی سیکل‌های نامتقارن بر رشد اقتصادی ایفا می‌کنند. کندال[xxxi] (2012) در دو مقطع زمانی 92- 1991 و 01- 2000 ارتباط بین توسعه بخش بانکی، سرمایه انسانی و رشد اقتصادی را در 209 ایالت کشور هند با استفاده از داده‌های رشد اقتصادی در سطح مناطق بررسی نمود و نشان داد که عدم توسعه بانکداری هر منطقه ناشی از محدودیت مالی آن منطقه است، ضمن آنکه ارتباط بین این دو متغیر غیرخطی است. همجنین با کاهش نسبت اعطای اعتبارات بانکی به تولید ناخالص داخلی از 75 درصد به 25 درصد، میزان رشد اقتصادی حدود 4 درصد کاهش می‌یابد.

دیب[xxxii] (2010)نقشواهمیترفتار سیستمبانکیوشوک‌هایمالیرادرادوارتجاریآمریکا و همچنینرفتارسیستمبانکیدردو  حوزهارائهخدماتبانکیوانتقالوجوهدربازاربینبانکی وشوک‌هایپولی،اعتباریوشوکتغییردرمیزان سرمایهوسپردهبانک بر رفتار کارگزاراناقتصادیوتغییردرحجمپولبهعنوانشوکپولیوتغییردر عرضهاعتباراتبهعنوانشوکاعتباریوتغییردرمیزان سرمایهوسپردهبهعنوانعاملمحرکنوساناتاعتباراتدر چارچوب خرد اقتصادی بررسی نمود و نشاندادکهوجود سیستمبانکیبهعنوانواسطهمالیدرکاهشنوسانات متغیرهایکلاناقتصادینظیررشداقتصادیدرمواجههبا شوک‌هایپولی،بانکیوفنّاوریتاثیربسزاییدارد.بامی بلرتا^[xxxiii] (2014) با استفاده از مدل‌های آماری مختلف به ویژه تحلیل رگرسیونی بین سال‌های 2005 الی 2014 بر سودآوری بخش بانکی کشور آلبانی نشان داد که ارزیابی عوامل خارجی و داخلی با هدف بررسی عوامل مرتبط با سودآوری بانک‌ها مثبت بوده است. پردهانوهمکاران^[xxxiv] (2014) بهبررسیرابطه علیبینتوسعهبخشبانکی،توسعهبازارسهام، رشداقتصادیوچهارمتغیرکلاناقتصادیدرکشورهای ASEAN[xxxv] برایدوره 2012-1961 وباحضور سایرمتغیرهاپرداختند ونشاندادند،توسعهبخش بانکیوتوسعهبازارسهامودیگرمتغیرهایاقتصادکلاندرتعیینرشداقتصادی بلندمدتتأثیرگذارند. همچنینتوسعهبخشبانکی،توسعهبازارسهام،رشد اقتصادیومتغیرهای کلیدیاقتصادکلانبا همانباشتگی دارندورابطهبلندمدتبین آنهاوجوددارد.

کنانی^[xxxvi](2012) ازسهمتغیر، نسبتحجمپول ((M2 به تولید ناخالص داخلی اسمی، نسبتبدهی‌بانک‌هابه تولید ناخالص داخلی اسمی و نسبتاعتباراتاعطاییبخشخصوصیبه تولید ناخالص داخلی اسمی درکشورمالاوی استفادهکرد. همچنینبرای نشاندادنرشداقتصادیازمتغیر تولید ناخالص داخلی واقعی سرانهاستفادهنمود. بازبودن درجهتجاری )نسبتمجموعوارداتوصادرات به تولید ناخالص داخلی اسمی)  رانیزبه عنوانشاخصیبرایبازبودنتجاریقلمدادمی‌کندوازمدل خودرگرسیونبرداری (VAR) و (VECM) استفادهنمودهاست. براساسنتایجاینتحقیق، رابطهبلندمدتیبینمتغیرهایمالی،بازبودندرجه تجاریورشد اقتصادیوجوددارد،همچنین حمایت‌هاییدالبرتحریکتوسعهبانکیوبازبودن درجهتجاری درافزایشرشداقتصادیدرکشورهایدرحالتوسعهبرقرار است. بوجانیک^[xxxvii](2011) برایکشور بولیوی در بازه زمانی (2010 –1940) با استفاده از مدل (VAR) و (VECM) از متغیرهاییشامل تولید ناخالص داخلی واقعی، تولید ناخالص داخلی واقعی سرانه، نسبتحجمکلتجارتبه تولید ناخالص داخلی، نسبتحجمتجارتباچهارشریک بزرگتجاریبه تولید ناخالص داخلی، نسبت  M2 به تولید ناخالص داخلی  ونسبت ( پول –(M2  به تولید ناخالص داخلی استفاده نمود و نشاندادکهدرمتغیرهایهمانباشته،جهتعلیتازسویهردومتغیرباز بودن درجه تجاری (حجمکلتجارتبه تولید ناخالص داخلی وحجمتجارتباچهارشریکبزرگ تجاری به تولید ناخالص داخلی) به سوی تولید ناخالص داخلی واقعی است. ازاینگذشتهمتغیر M2 به تولید ناخالص داخلی نیز علت تغییرات تولید ناخالص داخلی واقعیسرانهمی‌باشد.امادربینمتغیرهاییکههم‌انباشتهنیستند، چنینرابطه‌ایوجودندارد. چونگولم^[xxxviii](2011) برای70کشورتوسعهیافتهودرحالتوسعهطیدوره (2002 –1980) نشاندادندکهسرمایه‌گذاریمستقیمخارجیتأثیرمنفی قابلتوجهیبررشداقتصادیدرکشورهایموردبررسیداشتهاست. امادرمرحله بعدباتقسیم‌بندیکشورهابهسهگروهباتوجهبهدرآمدشاننتایجمتفاوتیبه دست آمد.

-     سرمایه‌گذاریمستقیمخارجیتأثیرمثبتبرنرخرشداقتصادیکشورهایبا درآمد بالا داشت.

-     سرمایه‌گذاریمستقیمخارجیتأثیرمنفیقابلتوجهیبرنرخرشداقتصادی کشورهایبادرآمدمتوسطداشت.

-     اگر چهسرمایه‌گذاریمستقیمخارجیتأثیرمنفیدربرخیرگرسیون‌هاداشت، اما کشورهایی که ازتوسعهمالی مطلوبی برخوردار بودند برتمامرگرسیون‌های این کشورهااثرمثبتداشت.

مطالعات داخلی

محمدنژاد و همکاران (1394) با روش رهیافت شبه بیزین طی بازه زمانی 89 – 1370 نشان دادند که تسهیلات بانک‌ها بر رشد اقتصادی بخش غیرنفتی تاثیر مثبت و معنی‌دار دارد. ابوترابی و همکاران (1394) برای یک دوره سی ساله بین سال‌های 89 – 1358 با استفاده از آزمون علیت VCEM دریافتند، علیت معکوس از رشد اقتصادی به توسعه مالی وجود دارد. همچنین مالکیت بانکی نقش موثری در توسعه مالی دارد، ضمن آنکه دخالت دولت در بانک‌ها موجب کندی توسعه مالی می‌شود. زمانی و سلیمی‌فر (1393) با استفاده از روش پانل دیتا طی دوره 90 – 1379 نشان دادند، بین توسعه مالی منطقه‌ای و رشد اقتصادی یک رابطه مثبت وجود دارد. مهرگانودلیری (1392) بررسیواکنشبانک‌ها دربرابرسیاست‌هایپولی رابااستفادهازیکمدلتعادلعمومی پویایتصادفیبارویکردبیزیبرایایران بررسی نمودند.نتایج نشاندادکهبانک‌هابهدلیلعدمتواناییدرتعدیل نرخبهرهپسازبروزشوکپولینمی‌توانندبهمکانیزمانتقال، کمکچندانیکنندوشوکپولیباعثکاهشسپرده‌گذاری دربانکوافزایشتقاضابرایدریافتوامخواهدشد. ازطرفی، اینرخدادسبببروزشوکدربخشکالاهایبادواممانند مسکنشدهوقیمتواقعیمسکنراافزایشمی‌دهدالبته دراین مطالعهبهنقشسپرده‌خانوارهابهعنوانمهمترینمنبع تأمینمالیبانک‌هاوواسطه‌هایمالیاشارهنشدهاست.

بهرامی و همکاران (1391) با استفاده از روش گشتاورهای تعمیم یافته نشان دادند که اعطای اعتبارات بانکی در کشورهای در حال توسعه تاثیر منفی و معنا‌داری بر رشد اقتصادی دارد. مکیان (1398) در بررسی رابطه توسعه نظام مالی با رشد اقتصادی بر رابطه هر دو متغیر ساختار مالی و توسعه مالی به عنوان شاخص‌های توسعه نظام مالی بر رشد اقتصادی دلالت می‌کند. یافته‌ها نیز مؤید این است‌که نظام مالی مبتنی بر بازار ارتباط قوی‌تری بر رشد اقتصادی دارد. همچنین، در کوتاه‌مدت رابطه علّییک‌طرفه از متغیرهای توسعه نظام مالی به رشد اقتصادی و در بلندمدت رابطه دوطرفه وجود داردکه فرضیه مرحلهتوسعه یافتگی پاتریک را تأیید می‌نماید. در این پژوهش شاخص‌های توسعه نظام مالی بر روی رشد اقتصادی در کشورهای منتخب اسلامی طی دوره 1989 تا 2011 با استفاده از  روش حداقل مربعات کاملاً اصلاح شده (FMOLS)[xxxix]تأیید شده است. ابراهیمی با استفاده  از روش پانل پویای [xl]GMMاز داده‌های 39 کشور توسعه‌یافته و درحال توسعه برای دوره زمانی 09 -2000 نشان داد که ساختارهای مالی، بر رشد کشورهای توسعه‌یافته تاثیر معنی‌داری ندارد و فقط بر رشد اقتصادی کشورهای درحال توسعه و نوظهور رابطه معنی‌داری دارد. بهعبارت دیگر عملکرد بخش حقیقی در این کشورها در نظام مالی بازار محور بهتر از نظام مالی بانک محوراست. بعلاوه توسعه مالی بر رشد اقتصادی تمامی کشورها رابطه مثبت و معنی‌داری دارد که این رابطه در کشورهای درحال توسعه و نوظهور بیشتر از کشورهای توسعه یافته است. سعیدی در تحلیلی متفاوت نشان می‌دهد که نیروی کار در رشد اقتصادی بالاترین نقشرا ایفا می‌کند و مطابق انتظارات نظری مثبت است و اعتبارات تکلیفی بر اشتغال نقش کمی دارد، ولی اعتبارات غیرتکلیفی نقش مثبت ‌وبیشتری در اشتغال دارد. ایشان در تحلیلی دیگر بیان می‌دارد، تسهیلات بانکی به عنوان مکمل سرمایه تولیدکننده می‌تواند نقش مهمی در سرمایه‌گذاری و رشد تولید داشته باشد و ضریب مدل بیانگر آن است که 1% افزایش در تسهیلات بانکی می‌تواند ارزش افزوده (رشد اقتصادی) را به میزان 0.27 % افزایش دهد.

صمیمیوهمکاران، بابررسیتأثیرهمزمانمتغیرهاینسبتحجمنقدینگیبهتولید ناخالصداخلی،متغیرسپرده‌هایدیداریبانک‌هانزدبانکمرکزیوآزادیتجاری بررشداقتصادیدرایراننشان دادندکهتأثیرمتغیرنسبتحجمنقدینگیبهتولیدناخالصداخلیبرتولید ناخالصداخلیایرانمثبتومعنی‌دار است.متغیرآزادیتجاریبرتولید ناخالصداخلیایران تأثیرمثبتومعنی‌داریداشتهاست ومتغیرسپرده‌های دیداریبانک‌هانزدبانکمرکزیدارایتأثیرجزئیبرتولیدناخالصداخلی ایران داردوبهلحاظآماریمعنی‌دارنمی‌باشد. مهرآراوهمکاران، بااستفاده از روشداده‌هایتلفیقیپویا ( 2003 –1979) در کشورهای منتخب نشان دادند که توسعهنظامبانکیتنهادربلندمدتاثربا اهمیتیبرسطحتولیدناخالصداخلیدارد.بااینحالهیچیکازشاخص‌های توسعهمالیاثربااهمیتیبرنرخرشداقتصادیدرکشورهایمنتخبدردوره موردبررسینداشتهاست. آرمنوهمکاران، درقالبیکتحلیلعلیبین توسعه مالی و الگوی تجارت بین‌الملل برای کشور ایران نشان دادند کهرابطهعلی بینرشداقتصادی وتوسعهمالیبرقرار استکهایننتیجه مبینتأییدفرضیهتعقیبتقاضادرموردایراناست. همچنیناینمطالعهرابطه علیتدوطرفهبینرشداقتصادیوصادراتدربلندمدت) فرضیه‌هایرشد صادراتمحور)راتأییدکردهاست. میرمطهری، بااستفادهازروش Panel VAR پیرامونکشورهای D8 طیدوره زمانی 84 –1370 بانکمحوربودنسیستممالیایران را تاکید نمود وارتباطبینتوسعهبخشبانکیومتغیرهایاقتصاد کلانمثلسرمایه‌گذاریمستقیمخارجی،درجهبازبودنتجاری،نرخ  تورمومخارجمصرفیدولت را تائید نمود.

 

4-  معرفی الگو

مطالعه فعلی به دنبال پاسخ به این سوال است که، رابطه متغیرهای توسعه بخش بانکی بر رشد اقتصادی ایران چگونه است؟ در این راستا مدل پایه نظری‌ و مطالعاتی تانگورای (2017) به شکل زیر تعدیل یافته ‌است:

EGR _i,t= F (PUC _i,t , PUB _i,t ,EMP_it )

در مدل‌ فوق :

 

EGR : رشد اقتصادی به عنوان متغیر وابسته در الگو

PUC : سهم اعتبارات اعطایی توسط بانک‌های دولتی

PUB : تعداد شعب بانک‌های دولتی                                                 

EMP : تعداد کارکنان بانک‌های دولتی

 

دوره زمانی مطالعه سال‌های 97 –1388 ، بانک‌های منتخب شامل بانک ملی، کشاورزی، سپه، مسکن، رفاه کارگران، توسعه صادرات، توسعه تعاون و پست بانک می باشند. آمارهای این تحقیق از منابع بانک مرکزی، سازمان برنامه و بودجه، وزارت امور اقتصادی و دارایی، وزارت علوم، تحقیقات و فن‌آوری و درگاه های اینترنتی استخراج شده است.

 

4-1-  برآورد الگو

پیش از برآورد مدل، لازم است پایایی تمام متغیرهای مورد استفاده در تخمین‌ها آزمون شود، زیرا ناپایایی متغیرها چه در مورد سری زمانی و چه داده‌های پانلی باعث بروز مشکل رگرسیون کاذب می‌شود. برای این منظور از آزمون لوین لین چو برای داده‌های پانلی استفاده می‌شود که نتایج آن برای کلیه متغیرهای مدل در جدول (1) آمده است. چنانچه مقدار آماره محاسبه شده بزرگتر از مقدار مربوط به سطح اطمینان رایج باشد، فرضیه صفر مبتنی بر ناپایایی رد خواهد شد. نتایج جدول (1) و بررسی مقادیر آماره‌های محاسبه شده و احتمال پذیرش آنها نشان می‌دهد که فرضیه صفر مبنی بر ناپایایی متغیرها رد می‌شود، یعنی کلیه متغیرها به غیر از PUC در سطح پایا هستند و این متغیر هم با یک‌بار تفاضل‌گیری پایا شده است. با حصول اطمینان از پایایی متغیرها هراس از کاذب بودن رگرسیون وجود نداشته و میتوان به انجام برآورد مدل پرداخت. طبق جدول زیر تمامی متغیرها بغیر از PUC پایا از درجه صفر و این متغیر پایا از درجه یک می‌باشد.

 

جدول (1): بررسی پایایی متغیرها بر اساس آزمون لوین لین چو

متغیر	آماره t	احتمال	وضعیت
EGR	9025/3-	0000/0	پایا
PUC	5441/0-	2932/0	ناپایا
D(PUC)	2453/28-	0000/0	پایا
PUB	7445/30-	0000/0	پایا
EMP	3758/19-	0000/0	پایا

ماخذ: یافته‌های پژوهشگر

در راستای بررسی روابط تعادلی بلندمدت بین چند متغیر اقتصادی در مدل پانل از آزمون هم‌جمعی کائو استفاده می‌شود. در این آزمون، فرضیه صفر مبتنی بر عدم وجود هم‌جمعی بین متغیرها است. نتایج حاصل از آزمون هم‌جمعی کائو در جدول (2) نشان می‌دهد که فرضیه صفر مبنی بر عدم وجود هم‌جمعی بین متغیرها را نمی‌توان پذیرفت و در نتیجه بین متغیرهای ذکر شده در مدل، رابطه بلندمدت معنی‌داری وجود دارد.

 

جدول (2): آزمون هم‌جمعی

آزمون هم‌جمعی کائو	آماره t	احتمال	نتیجه
	7408/2-	0031/0	وجود بردار هم‌جمعی

ماخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

قدم بعدی در برآورد مدل پانل‌ور تعیین وقفه بهینه مدل است. به همین منظور از آمارهای اطلاعاتی تعدیل شده آکائیک^[xli]، بیزین^[xlii]و حنان کوئین^[xliii] استفاده شده است. نتایج برآورد آمارهای مذکور برای مرتبه اول تا سوم مدل پانل‌ور در جدول (3) نمایش داده شده است. همانطور که در جدول (3) مشاهده می‌شود و با توجه به اینکه مدل بهینه مدلی است که دارای کمترین مقدار MBIC، MAIC و MQIC باشد، به همین دلیل بر اساس معیارهای انتخاب وقفه بهینه مدل، وقفه اول بهینه است.

 

جدول (3): نتایج انتخاب وقفه بهینه

Lag	CD	J	J Pvalue	MBIC	MAIC	MQIC
1	9998745/0	2018/102	0200937/0	2147/385-	87979/53-	1785/175-
2	9999201/0	523/49	5443263/0	8149/273-	369/52-	598/137-
3	9999030/0	88452/13	9635071/0	1971/146-	10364/35-	5941/78-

ماخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

4-2- تفسیر پارامترهای الگو

رابطه متغیرهای توضیحی مدل بر رشد اقتصادی در جدول (4) درج است.

 

 

 

جدول (4): نتایج برآورد الگو

متغیر	ضریب	انحراف معیار	آماره z
EGR(-1)	7128/0	0783/0	10/9
PUC(-1)	0985/0	0109/0	96/8
PUB(-1)	2011/0	2734/0	74/0
EMP(-1)	1488/0-	0940/0	58/1-

ماخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

سهم اعتبار ارائه شده توسط بانک‌های دولتی و تعداد شعب بانک‌های دولتی رابطه مثبت و معنادار و تعداد کارکنان رابطه منفی با رشد اقتصادی دارد. با افزایش 1 درصدی در سهم اعتبارات ارائه شده توسط بانک‌های دولتی، رشد اقتصادی 09/0 درصد افزایش می یابد. تأمین مالی تولید در این زمینه بسیار موثر است . اعتبارات اعطایی در بخش تولید آثار مثبتی بر رشد اقتصادی دارند. همچنین با افزایش 1 درصدی در تعداد شعب بانک‌های دولتی، 20/0 درصد افزایش در رشد اقتصادی حاصل می‌شود. تعداد کارکنان رابطه منفی بر رشد اقتصادی دارد، یعنی با افزایش 1 درصد در تعداد کارکنان بانک‌های دولتی، رشد اقتصادی 14/0 درصد کاهش می‌یابد.

 

4-3- شرط ثبات

برای بررسی شرط ثبات و بر اساس نظر آبریگو و لاو (2015) لازم است تا قبل از برآورد عکس‌العمل شوک، شرط ثبات پانل‌ور بررسی شود. شکل (1) نتایج آزمون ثبات الگو را نمایش می‌دهد. همان طور که ملاحظه می‌شود تمامی نقاط درون دایره واقع شده‌اند، پس بنابراین شرط ثبات برای مدل برقرار است.

 

 

 

شکل (1): نتایج آزمون ثبات الگو

ماخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

4-4- تحلیل توابع عکس‌العمل آنی

به منظور بررسی رابطه بین متغیرهای توسعه بخش بانکی بر رشد اقتصادی ایران، ارتباط متقابل متغیرها از طریق مدل خود رگرسیون برداری مبتنی بر داده های تابلویی ارزیابی می شود. بطوری که اثر یک شوک مشخص بر روی متغیر بررسی می‌گردد و نشان داده می‌شود که اگر یک تغییر ناگهانی (شوک) در یک متغیر رخ دهد، ارتباط آن بر روی خود متغیر و دیگر متغیرها در طول دوره‌های مختلف چه مقدار خواهد بود. بررسی توابع عکس العمل آنی، در واقع همان مطالعه زمان‌بندی اثر تکانه‌ها است. به منظور ترسیم نحوه حرکت زمانی سیستم پس از وارد کردن شوک و تفکیک رفتار هر یک از متغیرهای الگو پس از شوک، از روش ضربه‌های تعمیم یافته استفاده شده است. در این روش، با تغییر رتبه‌بندی متغیرهایالگو، نتایج عکس العمل برآورد شده تغییری نمی‌کند. شکل (2) فرم تابع عکس‌العمل آنی متغیر رشد اقتصادی را در مقابل شوک‌های وارد شده به اندازه یک انحراف معیار از سوی متغیرهای الگو را نشان می‌دهد. همانطور که از نمودار مشخص است، واکنش رشد اقتصادی از شوک‌های خود رشد اقتصادی ابتدا به شدت مثبت بوده و سپس رفته رفته کاهش می‌یابد و در نهایت در دوره دهم به صفر میل می‌کند. بنابراین یک شوک مثبت در رشد اقتصادی باعث افزایش رشد اقتصادی می‌شود.براساس نمودار، اثر این شوک تا حدودی کوتاه مدت بوده به طوری که تقریبا بعد از حدود 5 دوره اثر مثبت شوک بسیار کاهش می‌یابد. به طور مشخص افزایش در رشد اقتصادی می‌تواند منجر به افزایش سرمایه‌گذاری شود، در این شرایط سرمایه‌گذاران جهت انتخاب برای سرمایه‌گذاری می‌توانند بخش‌های مختلف یک اقتصاد دارای رشد را  مورد هدف قرار داده و بنابراین سرمایه‌گذاری در کشور، از جنبه‌های مختلفی مورد مطالعه قرار می‌گیرد. در نتیجه با افزایش میزان سرمایه‌گذاری، رشد اقتصادی نیز بیشتر می‌شود. رابطه شوک متغیر سهم اعتبار ارائه شده توسط بانک‌های دولتی ابتدا مثبت است ولی رفته رفته کاهش یافته و منفی می‌شود. این موضوع شاید به دلیل عدم بهره‌برداری مناسب از اعتبار ارائه شده توسط بانک‌های دولتی در بخش‌های مورد نیاز باشد. رابطه شوک متغیر تعداد شعب بانک‌های دولتی مثبت است. این شوک رفته رفته یک روند صعودی به خود می‌گیرد و تقریبا در دوره پنجم به بیشترین میزان خود می‌رسد و سپس مقداری کاهش می‌یابد. با افزایش تعداد شعبات میزان خدمات‌رسانی بانک‌ها افزایش می‌یابد که این خود می‌تواند بستر لازم برای رشد اقتصادی را فراهم آورد. رابطه شوک متغیر تعداد کارکنان بانک‌ها هم در 3 دوره اول منفی است ولی بعد از آن به سمت صفر حرکت می‌کند و در دوره هفتم مثبت می‌شود. کارایی تعداد کارکنان در دوره‌های اولیه منجر به رشد اقتصادی نمی‌شود ولی بعد از دوره پنجم می‌تواند منجر به افزایش رشد اقتصادی شود.

 

 

شکل (2): نتایج توابع عکس العمل مدل مورد بررسی

ماخذ: یافته‌های پژوهشگر

4-5- تجزیه و تحلیل واریانس خطای پیش‌بینی

با استفاده از تجزیه واریانس خطای پیش‌بینی، سهم متغیرهای موجود در الگو از تغییرات هریک از متغیرها در طول زمان مشخص می‌شود. روش تجزیه واریانس، خطای پیش‌بینی قدرت نسبی زنجیره علیت گرنجر یا درجه برون‌زایی متغیرها در ماورای نمونه را اندازه‌گیری می‌کند. منظور از محاسبه شاخص تجزیه واریانس این است که مشخص شود به طور نسبی میزان سهم و اهمیت تکانه ناشی از هر متغیر، در تغییرات خود نسبت به تغییرات سایر متغیرها چقدر است. به بیانی دیگر، در روش تجزیه واریانس، سهم شوک‌های وارد شده بر متغیرهای مختلف الگو در واریانس خطای پیش‌بینی یک متغیر مشخص می‌شود. نتایج حاصل از تجزیه واریانس خطای پیش‌بینی برای متغیرهای مورد مطالعه در یک دوره 10 ساله در جدول (5) آورده شده است. براساس جدول (5) ملاحظه می‌شود که در سال اول 100 درصد تغییرات رشد اقتصادی توسط شوک‌های مربوط به خود رشد اقتصادی توضیح داده شده است. در سال دوم 98 درصد از تغییرات رشد اقتصادی توسط شوک‌های مربوط به خود رشد اقتصادی، 0025/0 درصد توسط شوک‌های مربوط به میزان سهم اعتبار ارائه شده توسط بانک های دولتی، 0028/0 درصد توسط شوک‌های مربوط به تعداد شعب بانک‌های دولتی و 012/0 درصد مربوط به شوک‌های تعداد کارکنان توضیح داده شده است. در بلندمدت (در یک دوره 10 ساله) حدود 78 درصد تغییرات رشد اقتصادی توسط شوک‌های مربوط به خود رشد اقتصادی توضیح داده شده است. این در حالی است که تقریبا 11 درصد نوسانات این متغیر توسط شوک‌های ناشی از میزان سهم اعتبار ارائه شده توسط بانک‌های دولتی، 3 درصد توسط شوک‌های ناشی از تعداد شعب بانک‌های دولتی و 6 درصد توسط شوک‌های ناشی از تعداد کارکنان توضیح داده می‌شود. سهم تعداد شعب در الگوی رشد اقتصادی از سایر متغیرها سهم اندکی است.  

 

جدول (5): تجزیه واریانس خطای پیش بینی متغیر رشد اقتصادی برای دوره 10 ساله

دوره	EGR	PUC	PUB	EMP
1	1	0	0	0
2	9816/0	0025/0	0028/0	012/0
3	9539/0	0095/0	0073/0	0291/0
4	9236/0	0211/0	0121/0	0430/0
5	8937/0	0361/0	0167/0	0532/0
10	7857/0	1143/0	0319/0	0679/0

ماخذ: یافته‌های پژوهشگر

5- نتیجه‌گیری

مطالعه حاضر کوشید تا به بررسی رابطه متغیرهای توسعه بخش بانکی بر رشد اقتصادی ایران با بهره‌گیری از روش پانل‌ور در بازه‌ی زمانی 1388-1 تا 1397-4 در 6 بانک دولتی شامل؛ ملی، کشاورزی، سپه، مسکن، صنعت و معدن و توسعه تعاون بررسی کند. نتایج نشان داد که در بلندمدت (در یک دوره 10 ساله) حدود 78 درصد تغییرات رشد اقتصادی توسط شوک‌های مربوط به خود رشد اقتصادی توضیح داده شده است. 11 درصد نوسانات این متغیر توسط شوک‌های ناشی از میزان سهم اعتبار ارائه شده توسط بانک‌های دولتی، 3 درصد توسط شوک‌های ناشی از تعداد شعب بانک‌های دولتی و 6 درصد توسط شوک‌های ناشی از تعداد کارکنان توضیح داده می‌شود. سهم تعداد شعب در الگوی رشد اقتصادی از سایر متغیرها سهم اندکی بود.

  به منظور بهبود ساختار سیستم بانکی و افزایش نیل به سمت رشد و توسعه اقتصادی، می‌توان فعالیت‌های نظام بانکی را در مسیری هدایت کرد کهمنجربهافزایشثباتورشداقتصادیگردد. به همین منظور  پیشنهادهای زیر مطرح می‌شود:

-       افزایش در سهم اعتبار پرداختی و همچنین نظارت دقیق‌تر بر آنها می‌تواند مسیر رشد و توسعه اقتصادی را هموارتر سازد. بهبود شرایط اعطای تسهیلات و توجه به نوع مشاغل و واحدهای تولیدی می‌تواند افزایش آگاهی نظام بانکی را به همراه داشته باشد تا تسهیلات پرداختی به بهترین شکل ممکن مصرف شوند. فراهم کردن امکانات و شرایط بهتر در تسهیلات هم می‌تواند در رشد و توسعه اقتصادی نقش کلیدی داشته باشد.

-       افزایش تخصصی‌سازی و دسترسی به توانمندی‌های مورد نیاز برای اعطای اعتبار مسئولانه به بخش‌های وسیع‌تر  و بهبود مدیریت ریسک اعتباری اعطاکنندگان اعتبار و فعالیت ایشان در سطوح بین‌المللی نیز در رشد اقتصادی  اثرگذار است. 

-       دستیابی به اطلاعات دقیق‌تر و به موقع‌تر در زمینه استخدام نیروی کار متخصص و آموزش دیده به منظور بهره‌برداری حداکثری از سرمایه‌های انسانی، ایجاد فضای خلاق و جذب ایده‌های جدید برای راه‌اندازی سیستم‌های مبتنی بر خلاقیت و نوآوری نیز می‌تواند در جهت رسیدن به رشد اقتصادی کمک شایانی به همراه داشته باشد. 

-      بهبود خدمات ارائه به مشتری از طریق ایجاد شعب الکترونیکی به منظور دستیابی به اطلاعات سالم و افزایش تقاضای استفاده‌کنندگان و تلاش درجهت بهبود صرفه‌جویی ناشی ازمقیاس وتوسعه بیشتر سرمایه برای سرمایه‌گذاری مجدد می‌تواند بر میزان رشد اقتصادی تاثیر داشته باشد.

---

[1]- دانشجوی دکتری گروه اقتصاد، واحد میانه، دانشگاه آزاد اسلامی، میانه، ایران[e-mail]

[2]- استادیار گروه اقتصاد، واحد تبریز، دانشگاه آزاد اسلامی، تبریز، ایران، (نویسنده مسئول)[e-mail]. It

[3]- استادیار گروه اقتصاد،  دانشگاه پیام نور، ، ایران[e-mail]

[4]- استادیار گروه مدیریت، واحد میانه، دانشگاه آزاد اسلامی، میانه ایران.   Hasanzadeh [e-mail]

---

[i]. R, Levine(1997)

[ii]. Loucas(1988)

[iii]. Mckinon

[iv] .King And Levine

[v]. Levine And Others

[vi] Shaw, E. S

^[vii]Goldsmith, R. W

^[viii] Jung, W. S

[ix]. John Richard Hicks

[x]. Joseph Schumpeter

[xi]. Joan Robinson

[xii] Tongurai

^[xiii] Kharroubi

^[xiv] Cecchetti

[xv] Denk

^[xvi] Cournède

[xvii] Sahay

[xviii]. Nashaya & Odhiambo

[xix]Peng et al.

[xx]Kabir hasan et al.

[xxi] Levine et al.

[xxii] Liyang

[xxiii] Krause & Rioja

[xxiv] Samba & Mbassi

[xxv] Ma & Lin

[xxvi] Effiong et al

[xxvii] Diyalo & Eltiti

[xxviii] Bercohns et al

[xxix] Onder & Ozyıldırım

[xxx] Beri & Sclerg

[xxxi] Kendal

[xxxii] Dib

[xxxiii]. Bami Blerna

[xxxiv]Rudra et. al.

[xxxv] Association of Southeast Asian Nations

[xxxvi]Kenani

[xxxvii]Bojanic

[xxxviii]Choongand Lam

[xxxix] Completely Modified Least Squares Method

5-سازگاری تخمین زننده این روش به معتبر بودن فرض عدم خودهمبستگی سریال جملات خطا و ابزارها بستگی دارد که بوسیله دو آزمون تصریح شده توسط "آرلانو و باند" و "آرلانو و بورو" آزمون می‌شود.

[xli] . Modified Akaike Information Criterion

[xlii] . Modified Bayesian Information Criterion

[xliii] . ModifiedHannan-Quinn Information Criterion

مراجع

1)     طبیبیان، محمد؛ اقتصاد کلان (1398)، مؤسسه عالی پژوهش در برنامه‌ریزی و توسعه

2)     بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران (1398)، اداره اطلاعات بانکی، دایره تهیه و تنظیم آمار و گزارش‌های تحلیلی.

3)     دادگر، یدالله، (1397)؛ اقتصاد بخش عمومی(1) تهران، انتشارات دانشگاه مفید

4)     گزارشات سالانه سازمان برنامه و بودجه کشور، (1397)

5)     گزارشات سالانه مرکز آمار ایران، (1396)

6)      شاکری، عباس (1396) تئوری و سیاست‌های اقتصاد کلان اثر برانسون، ویلیام اچ ترجمه عباس شاکری؛ تهران، نشر نی مریدی،

7)     مکیان، سید نظام‌الدین ؛ ایزدی، محمدرضا (1394)، بررسی رابطه توسعه نظام مالی با رشد اقتصادی، پژوهش‌های اقتصادی ایران سال بیستم ، شماره 62

8)     محمدی، تیمور (1394) اقتصاد کلان، چاپ بیست و دوم، تهران، نشر برادران،

9)     ابراهیمی سجاد (1393)، اثر ساختار نظام مالی بر رشد اقتصادی،پژوهش‌های اقتصادی دوره14, شماره 2 117-134

10) مهرآرا، محسن و مهران فر، مهدی(1392). عملکرد بانکی و عوامل کلان اقتصادی در مدیریت ریسک، فصلنامه مدل‌سازی اقتصادی، سال هفتم، شماره1.

11) تیزهوش، محمد حسین (1392)؛ ترجمه کتاب اقتصاد کلان اثر دورنبوش، رودیگر و فیشر، استنلی؛ تهران، ناشر صدا و سیمای جمهوری اسلامی ایران

12) جعفری صمیمی، احمد، (1391)؛ اقتصاد بخش عمومی (1) تهران، انتشارات سمت

13) سعیدی پرویز، (1388)، ارزیابی نقش تسهیلات شبکه بانکی در رشد اقتصادی، ویژه نامه بانک دوره  -شماره  6 صص167-193

14) تفضلی، فریدون (1388) ، تاریخ عقاید اقتصادی از افلاطون تا دوره معاصر، چاپ نهم،  تهران، نشر نی

15) جعفریصمیمی،احمد،صفرفرهنگ،مهدیرستمزادهومهدیمحمدزاده (1388) تأثیرتوسعهمالیوآزادسازیتجاریبررشداقتصادیایران،فصلنامهپژوهش‌های اقتصادی ؛ 4 : 1 – 21.

16)  مهرآرا،محسنوحسینطلاکشنایینی(1388) بررسیرابطهتوسعهمالیورشد اقتصادیدرکشورهایمنتخبباروشداده‌هایتلفیقیپویا 2003 – 1993 مجلهدانش وتوسعه، 16 (26) : 25 – 44.

17) آرمن،سیدعزیز،امینتبعهایزدیوفاطمهحسین‌پور(1387). مثلثتوسعهمالی،رشد اقتصادیوتجارتخارجیدرایران،فصلنامهاقتصادمقداری؛ 5 (3) : 41 – 32.

18) سرزعیم، علی و ابراهیم، علیرضا(1386) چرا آزادسازی تجاری برای رشد مفید است؟آن کروگر ترجمه علی سرزعیم و علیرضا ابراهیم

19) میرمطهری،سیداحمد(1386)آزمونرابطهمیانرشداقتصادیوساختارمالیایران، پژوهشنامهاقتصادی؛ 7 (24) : 103 – 116.

20) نوروزی، علیرضا؛ مریدی، سیاوش(1373) فرهنگ اقتصادی، تهران نشر نگاه

21)   Aizenman, J., Jinjarak, Y., Park, D. (2015). Financial Development and Output Growth inDeveloping Asia and Latin America: A Comparative Sectoral Analysis., NBER. Working Paper No. (2017). National Bureau of Economic Research, Cambridge,Massachusetts

22)   Allen, F.and Gale D (1999) Comparing Financial System. Cambridge MA: MIT Press

23)   Arestis, P., Demertiades, P., and Luintel, K. (2001). "Financial Development and Economic Growth: The Role Of Stock Markets"., Journal Of Money. Credit and Banking, 33(1)

24)   Athanasoglou, P.P., Brissimis, S.N., Delis, M.D. ( 2008). Bank-specific, industry-specific andmacroeconomic determinants of bank profitability. Journal of International Financial Markets, Institutions and Money 18, 121-136.

25)   Beck, T. and Levine, R.(2002). "Stock Market, Banks and Growth: Panel Evidence"., Nber Working Paper, Series NO.9082. Cambridge, Mass: National Burea of Economic Research

26)   Beck, T., Levine, R.,( 2002). Industry growth and capital allocation: Does having a market- orbank-based system matter? Journal of Financial Economics 64, 147-180.

27)   Bekaert, G., Harvey, C.R., Lundblad, C.,( 2005). Does financial liberalization spur growth?Journal of Financial Economics 77, 3-55.

28)   Blerta  Bami,(2014) Internal and External Factors Affecting Banking Profitability: Evidence from Albanian Banking SectorDepartment of Banking and Finance,Epoka University

29)   Bojanic. (2011). The impact of Financial Development and Trade on the Economic Growth of Bolivia. Journal of Applied Economics, 1: 51-70.

30)   Boris Cournede&Oliver Denk(2015)Finance and Economic Growth in OECD and G20 Countries

31)   Choong, C.K. & S.Y. Lam. (2011). Foreign Direct Investment, Financial Development and  Economic Growth: Panel Data Analysis. The IUP Journal of Applied Economics, 8: 12-16.

32)   Gereshenkorn, (1996). A. Economic Backwardness in Historical Perspective. A Book of   Essay, Cambridge, M A, Harward University Press,

33)   Goldsmith, R. W( 1969). Financial Structure and Development. New Heaven, Ct:yale University Press

34)   Hoshi, T. Kashape, A. and Scharfstien, D (1991). "Corporate Structure, Liquidity and Investment: Evidence from Japanese Industrial Groups"., Quarterly Journal of Economics, 106(4)

35)   JittimaTongurai (2018) The impact of the banking sector on economic structure and growth International Review of Financial Analysis, Volume 56, March 2018, Pages 193-207

36)   Kenani. (2012). A Dynamic Causal Linkage between Financial Development, Trade Openness and Economic Growth: Evidence from Malawi, Interdisciplinary Journal of Contemporary Research in Business, 4(5): 567-569

37)   Levine, R. (2002). "Bank Base and Market Base Financial System, Which is Better?".,Journal of Financial Intermediations, 11(4)

38)   Mork, R. and Nakkamora, M. (1995). "Banks and Corporate Control in Japan".,Journal of Finance

39)   Rudra P. Pradhan, Mak B. Arvin, John H. Hall, Sahar Bahman. (2014).Causal Nexus Between Economic Growth, Banking Sector Development, Stock Market Development, and Other Macroeconomic Variables:Thecase of ASEAN countries,Review of FinancialEconomics, 6(5):155–173

40)   Sheilla Nyasha&Nicholas M. Odhiambo(2014). The Impact of Banks and Stock Market Development on Economic Growth in South Africa: An ARDL-bounds Testing Approach، Contemporary Economics، Vol. 9 Issue 1 2015 93-108

41)   Stephen Cecchetti & Enisse Kharroubi, (2012). "Reassessing the impact of finance on growth," BIS Working Papers 381, Bank for International Settlements. Monetary and Economic Department

42)   Stiglitz, J. E. (1985). "Credit Markets and The Control of Capital"., Journal of Money,Credit, and Banking,17(1)

43)   Weinstien, D. E. and Yafeh, Y. (1998). "On The Costs Of a Bank Center Financial System: Evidence From The Changing Bank Relations In Japan"., Journal Of Finance, 53(4)

44)   William H. Branson (1994) Macroeconomic Theory and Policy Addison Wesley; 2250,2nd edition

 

یادداشت‌ها