نااطمینانی اقتصادکلان و تصمیمات سرمایه‌گذاری بانک‌ها

اقتصاد مالی

دوره 16، شماره 58، اردیبهشت 1401، صفحه 1-22   

نوع مقاله: علمی پژوهشی

شناسه دیجیتال (DOI): 10.30495/fed.2022.691021

نویسندگان

حافظ نیکخو¹؛ تیمور رحمانی^{* 1}؛ فرزانه خلیلی²

¹گروه اقتصاد، واحد ابهر، دانشگاه آزاد اسلامی، ابهر،ایران

²گروه اقتصاد، دانشکده علوم انسانی، دانشگاه آزاد اسلامی، ابهر، ایران

چکیده

در شرایط نااطمینانی، فرآیند برنامه ریزی، تصمیم گیری و سیاست گذاری در کلیه بخشهای اقتصاد بدلیل عدم امکان پیش بینی آینده دچار اختلال می شود. مطالعه حاضر، در پی بررسی اثرات نااطمینانی اقتصادکلان بر تصمیمات سرمایه گذاری بانک های ایران طی یک دوره 15 ساله از سال 1383 تا سال 1397 با استفاده از داده های تابلویی15 بانک کشور به روش تجربی است. برای این منظور، ابتدا واریانس ناهمسان شرطیتعمیم یافته شاخص های نرخ تورم، نرخ ارز، نرخ رشد اقتصادی و قیمت نفت استخراج شد سپس تاثیر میانگین حسابی آنها به عنوان شاخص نااطمینانی اقتصادکلان بر تصمیمات سرمایه گذاری بانک ها به روش داده های پانل شناسایی گردید. نتایج حاکی از آن است که پراکندگی پرتفوی اعتباری بانک ها رابطه معناداری با نااطمینانی اقتصادکلان دارد. به عبارت دیگر، با افزایش نااطمینانی محیط اقتصادکلان و عدم توانایی بانک ها در پیش بینی بازدهی آتی انواع دارایی های مالی به دلیل دریافت علائم منفی، به صورت انقباضی عمل کرده و از نگهداری هر گونه دارایی پر ریسک می کاهند و به جای آن ها دارایی های مطمئنی که بازدهی آن ها قطعی شده است، نگهداری می کنند. هم چنین، تایید شد که بین ریسک خاص هر بانک و تصمیمات سرمایه گذاری آن ها رابطه معناداری وجود دارد. به عبارت دیگر، با بزرگتر شدن واریانس شاخص های مختص هر بانک، پراکندگی مقطعی سهم دارایی های پر ریسک در پرتفوی اعتباری بانک ها افزایش می یابد.
.

کلیدواژه‌ها

واژه‌های کلیدی:نااطمینانی اقتصادکلان؛ تصمیمات سرمایه گذاری بانک ها؛ واریانس ناهمسان شرطی تعمیم یافته. طبقه بندی JEL:G11؛ G21؛ P34

اصل مقاله

نااطمینانی اقتصادکلان و تصمیمات سرمایه‌گذاری بانک‌ها

 

 

تاریخ دریافت: 02/10/1400                  تاریخ پذیرش: 05/12/1400

حافظ نیکخوتریت[1] تیمور رحمانی[2] فرزانه خلیلی[3]

 

چکیده

در شرایط نااطمینانی، فرآیند برنامه ریزی، تصمیم گیری و سیاست گذاری در کلیه بخشهای اقتصاد بدلیل عدم امکان پیش بینی آینده دچار اختلال می شود. مطالعه حاضر، در پی بررسی اثرات نااطمینانی اقتصادکلان بر تصمیمات سرمایه گذاری بانک های ایران طی یک دوره 15 ساله از سال 1383 تا سال 1397 با استفاده از داده های تابلویی15 بانک کشور به روش تجربی است. برای این منظور، ابتدا واریانس ناهمسان شرطیتعمیم یافته شاخص های نرخ تورم، نرخ ارز، نرخ رشد اقتصادی و قیمت نفت استخراج شد سپس تاثیر میانگین حسابی آنها به عنوان شاخص نااطمینانی اقتصادکلان بر تصمیمات سرمایه گذاری بانک ها به روش داده های پانل شناسایی گردید. نتایج حاکی از آن است که پراکندگی پرتفوی اعتباری بانک ها رابطه معناداری با نااطمینانی اقتصادکلان دارد. به عبارت دیگر، با افزایش نااطمینانی محیط اقتصادکلان و عدم توانایی بانک ها در پیش بینی بازدهی آتی انواع دارایی های مالی به دلیل دریافت علائم منفی، به صورت انقباضی عمل کرده و از نگهداری هر گونه دارایی پر ریسک می کاهند و به جای آن ها دارایی های مطمئنی که بازدهی آن ها قطعی شده است، نگهداری می کنند. هم چنین، تایید شد که بین ریسک خاص هر بانک و تصمیمات سرمایه گذاری آن ها رابطه معناداری وجود دارد. به عبارت دیگر، با بزرگتر شدن واریانس شاخص های مختص هر بانک، پراکندگی مقطعی سهم دارایی های پر ریسک در پرتفوی اعتباری بانک ها افزایش می یابد.

واژه‌های کلیدی:نااطمینانی اقتصادکلان، تصمیمات سرمایه گذاری بانک ها، واریانس ناهمسان شرطی تعمیم یافته.

طبقه بندی JEL:G11, G21, P34

1- مقدمه

یکی ازشاخص های اثر گذار بر تصمیمات سرمایه گذاری بانک ها، نااطمینانی محیط اقتصادکلان است که در اکثر مطالعات انجام شده، وجود رابطه بین شاخص های اقتصادکلان و عملکرد صنعت بانکداری مورد تایید قرار گرفته است.نااطمینانی اقتصاد به حالتی اطلاق می گردد که در آن عاملان اقتصادی بدلیل عدم توانایی و یا عدم امکان دریافت علائم مثبت از بازار که ناشی ازبی ثباتی شاخص های اقتصادی است، پیش بینی دقیقی از بازدهی آتی انواع دارایی های مالی نداشته باشند. بحران موسسات مالی و اعتباری و عدم توان آن ها در ایفای تعهدات خود و هم چنین بی ثباتی برخی شاخص های کلان اقتصادی کشور از جمله نرخ تورم، نرخ ارز، نرخ رشد اقتصادی و ... در سال های اخیر، همه به نوعی احتمال وجود بی ثباتی و عدم قطعیت در شرایط اقتصادی کشور را تقویت می کنند.

اقتصاد همواره در معرض شوک های داخلی و خارجی است و باید اذعان کرد که اثرات و شعاع عملکرد برخی از این شوک ها آنقدر شدید و وسیع است که مدیریت اقتصادکلان با هر توانمندی را به چالش می طلبد اما نهایتاً، این دومی است که تعیین کننده می باشد. چگونگی واکنش نسبت به شوک ها، به ویژه برای کشور ما که در معرض شوک های شدیدی است، اهمیت زیادی دارد (خلیلی عراقی و رمضان پور، 1380).

اقتصاد ایران دوره های متفاوتی از نااطمینانی را تجربه نموده است و در دوره های مختلف شدت این نااطمینانی ها کم و زیاد شده است. در اواسط دهه 80، نااطمینانی اقتصاد ایران به واسطه سیاست­های دولت افزایشی موقت داشته است و اوج این نااطمینانی در اواخر دهه 80 و اوایل دهه 90 بوده است و این وضعیت به علت اجرای طرح­هایی نظیر هدفمندی یارانه­ها‌، طرح­های عمرانی گسترده، سیاست­های پولی انبساطی و افزایش دریچه اعطای تسهیلات بانکی و همچنین وضعیت بین­المللی کشور دچار نااطمینانی بالایی شد که تمام بخش­های اقتصاد ایران را در بر گرفت و بخش زیادی از وام­های بانکی اعطا شده به بخش­های خصوصی و ... تبدیل به مطالبات معوق شد و سهم این نوع از داراییها در سبد دارایی بانک­ها افزایش یافته است. بنابراین،مهمترین تاثیری که بانک­ها از نااطمینانی اقتصادکلان پذیرفتند، طرف راست تراز نامه بانک­ها یعنی سمت دارایی بانک­ها بوده است. بانک­ها به واسطه نااطمینانی اقتصادکلان در دریافت و وصول مطالبات خود از بخش خصوصی دچار مشکل شدند و این مهم، سبب افزایش سهم دارایی­های پر ریسک در کل تسهیلات اعطایی بانک­ها شد. وام­های بانکی اعطا شده به بخش مسکن در احداث شهرک­های صنعتی و بنگاه­های زود بازده، مسکن مهر و سایر صنایع پیشین و پسین با نااطمینانی اقتصادکلان که در سال­های پایانی دهه 80 و ابتدایی دهه 90اتفاق افتاد، رفته رفته به معوقات بانکی تبدیل و بانک­ها را دچار مشکل ­نمودند و بانک ­­ها برای ادامه فعالیت شروع به ارائه تسهیلاتی نمودند که بخشی از متقاضیان افراد پر ریسکی بودند که تنها سبب پر ریسک­تر شدن دارایی بانک ها از ناحیه تسهیلات اعطایی شد. پرسشیکه در مطالعه حاضر به دنبال پاسخ آن هستیم. این است که در شرایط نااطمینانی محیط اقتصادکلان، تصمیمات سرمایه گذاری بانک ها در ایران به چه شکلی می باشد؟ و آیا بانک ها در تصمیمات سرمایه گذاری، شاخص های داخلی خود را در نظر می گیرند؟برای دستیابی به پاسخ این سوالات، فرضیه های براساس نتایج تجربی مطالعه باوم[4] و همکاران (2005) و (2009) که در کشور امریکا، براساس داده های بانکی آن کشور بدست آمده بود، به شرح زیر طراحی و مورد بررسی قرار گرفت.

• بین تصمیمات سرمایه گذاری بانک ها و نااطمینانی شاخص های اقتصادکلان رابطه معناداری وجود دارد.
• بین تصمیمات سرمایه گذاری بانک ها و شاخص های مختص هر بانک رابطه معناداری وجود دارد.

برای دستیابی به این اهداف، تحقیق حاضر در شش قسمت ارائه شده است. بخش اول مربوط به مقدمه بود. بخش دوم به بررسی مبانی نظری می پردازد، بخش سوم پیشینه ی تحقیق است، بخش چهارم روش شناسی تحقیق را بیان می کند، بخش پنجم به یافته های تحقیقاشاره داردو در بخش ششمبه جمع بندی و نتیجه گیری تحقیق پرداخته شده است.

 

2- مبانی نظری

سرمایه گذاری عبارت است از تبدیل وجوه مالی به یک یا چند نوع دارایی که برای مدتی در زمان آتی نگهداری می شود و با توجه به اهداف و برنامه هایی که بنگاه ها و سازمان ها دنبال می کنند، تصمیمات سرمایه گذاری در یک فرآیند سه مرحله ای صورت می گیرد (چاریز، پی جونز 1395).

اولین مرحله فرآیند تصمیمات سرمایه گذاری،تجزیه و تحلیل دارایی ها است که شامل ارزشیابی و تجزیه و تحلیل انواع دارایی های مالی است. برای ارزشیابی دارایی های مالی ابتدا ویژگی های دارایی مختلف و عوامل اثر گذار بر آن ها شناسایی و سپس به منظور تعیین قیمت آن ها با استفاده از یک مدل ارزشیابی، قیمت گذاری می گردد. ارزش دارایی هایی مالی تابعی از بازدهی های مورد انتظار آتی دارایی ها و ریسک های مترتب بر آن ها است که هر یک از این دو پارامتر باید برآورد و با هم در مدل آورده شود. به طور معمول، جهت ارزیابی دارایی های مالی دو نوع مدل وجود دارد: مدل قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای (CAPM)^[5] و تئوری قیمت گذاری آربیتراژ(APT)^[6].این مدل ها، همانند سایر مدل های قیمت گذاری دیگر رابطه ای را میان ریسک و بازده مورد انتظار دارایی مالی متصور و مفروضات و رویه های متفاوتی را در نظر می گیرند.دومین جزء مهم فرآیند تصمیمات سرمایه گذاری،مدیریت پرتفوی است که شامل مدیریت مجموعه دارایی های مالی در قالب پرتفوی با ویژگی های منحصر بفرد خودش است. در واقع، زمانی که ارزش دارایی های مالی تعیین شده اند، بایستی یک پرتفویانتخاب گردد. هر پرتفوی شامل ترکیبی از دارایی های سرمایه گذاری شده توسط یک سرمایه گذار است. آخرین مرحله از فرآیند تصمیمات سرمایه گذاری، بررسی عوامل بیرونی است که بر تصمیمات سرمایه گذاران تاثیر می گذارد. اولین عامل مهم بیرونی که تمامی سرمایه گذاران باید مد نظر قرار دهند، شرایط عدم اطمینان است. در موسسات مالی تصمیمات سرمایه گذاری معمولاً براساس بازدهی های انتظاری دارایی های مالی اتخاذ می گردد که ممکن بازده واقعی آن متفاوت از بازدهی انتظاری آن باشد. لذا، بدلیل وجود این تفاوت ها بحث نااطمینانی و ریسک مطرح می شود.

برای اولین بار در سال1950 هری مارکوئیتز^[7] تئوری پرتفوی مدرن و علمی را ارائه کرد. قبل از او تئوری موجود در مورد سرمایه گذاری، تئوری سنتی سرمایه گذاری بود که در آن عقیده بر آن بود که تنوع بخشیدن به سرمایه گذاری یا به عبارت دیگر سرمایه گذاری در پرتفوی، باعث کاهش مخاطرات آن می شود. نکته ضعف این نظریه در عدم توانایی مدل در اندازه گیری و کمی کردن ریسک پرتفوی بود. لذا مارکوئیتز با در نظر گرفتن مفاهیم کوواریانس و ضریب همبستگی به صورت کمی نشان داد که چگونه تنوع سازی پرتفوی می تواند باعث کاهش ریسک پرتفوی گردد. در واقع، او براساس ویژگی های ریسک و بازده مورد انتظار دارایی های مالی، اقدام به بررسی و مدل سازی پرتفوی نمود. در مدل مارکوئیتز، بازده مورد انتظار هر پرتفوی، از طریق میانگین وزنی بازده مورد انتظار هر یک از دارایی های مالی طبق رابطه (1) قابل محاسبه است. وزن هایی که برای میانگین مورد استفاده قرار می گیرد، نسبت هایی از وجوه یا منابع مالی قابل سرمایه گذاری است که در هر یک از دارایی های مالی سرمایه گذاری شده اند.

 

که در آن:

=  بازده مورد انتظار پرتفوی

=  وزن پرتفوی برای  امین دارایی

 

=  بازده مورد انتظار دارایی .

 

در این رابطه بازده مورد انتظار پرتفوی برابر است با مجموع حاصل ضرب وزن هر یک از دارایی های مالی انتخاب شده در مقدار وجوه سرمایه گذاری شده در آن نوع دارایی است. در اکثر مطالعات، دارایی ها را به دو گروه دارایی پرریسک و دارایی کم ریسک تفکیک می کنند. به دارایی های پر ریسک ضریب ( ) و دارایی های کم ریسک ضریب  را به عنوان وزن نسبت می دهند. در واقع، طبق رابطه (2)بازده مورد انتظار پرتفویتعریف می گردد:

 

 

مجموع حاصل جمع این رابطه بازدهی مورد انتظار از انتخاب سبد دارایی یا پرتفوی می باشد. نکته قابل توجه این است که بانک ها جهت افزایش بازدهی این پرتفوی، سعی می کنند در انتخاب نوع دارایی مالی دقت لازم را بعمل آورند. طبق این رابطه مجموع ضرایب دارایی های پرریسک و کم ریسک برابر یک می باشد. یکی دیگر از محاسبات اصلی مدل پرتفوی مارکوئیتز، محاسبه ریسک پرتفوی است. در این مدل ریسک پرتفوی طبق رابطه (3) از طریق واریانس یا انحراف معیار بازده مورد انتظار پرتفوی و کواریانس میان بازده هر یک از دارایی های مالی بدست می آید.

 

که در آن:

=  واریانس بازده پرتفوی

=  واریانس بازده دارایی

=  کواریانس میان بازده های دارایی های

=  درصد وجوه یا منابع مالی قابل سرمایه گذاری که در دارایی  سرمایه گذاری شده است.

 

این رابطه بیان می کند که ریسک پرتفوی براساس واریانس و کوواریانس بازده پرتفوی قابل اندازه گیری است. در واقع، طبق این رابطه می توان ریسک و بازده انتظاری انواع دارایی های پرتفوی را محاسبه و ترجیحات لازم را اعمال کرد. جهت کمی کردن و سنجش ریسک انواع دارایی های مالی مدل قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای (CAPM)در دهه 1960 با الهام از تئوری های مدرن پرتفوی توسعه یافته است. این مدل به عنوان ابزاری شناخته شده می باشد. مبنای این الگو، نظریه ساده ای است که می گوید نرخ بازده یک سرمایه گذاری باید سطح ریسک مربوط به آن را منعکس کند که برای نخستین بار توسط ویلیام شارپ^[8]ارائه شده است. این الگو با توجه به ریسک گریزی سرمایه گذاران، سعی می کند تعادل ضمنی بین ریسک و بازده مورد انتظار دارایی های مالی را برقرار نماید. مدل قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای طبق رابطه (4) جهت محاسبه بازدهی انتظاری دارایی مالی مورد استفاده قرار می گیرد.

 

که در آن:

 بازدهی مورد انتظار یک دارایی

:  بازده بدون ریسک

 ضریب بتای دارایی(معیار سنجش حساسیت دارایی به بازار)

 نرخ بازدهی مورد انتظار بازاری دارایی

 : صرف ریسک بازار می باشد.

3- پیشینه پژوهش

در اکثر تحقیقات انجام شده در حوزه پول و بانکداری به لحاظ ماهیت کاربردی این صنعت، با هدف رفع نواقص احتمالی یا پیشنهاد روش های نوین در نحوه تصمیم گیری، برنامه ریزی و اجرای عملیات بانکداری انجام می گیرد. به طوری که در اغلب مطالعات داخلی، اثر برخی متغیرهای مختلف اقتصادکلان بر رفتار وام دهی، عملکرد یا ثبات بانک ها بررسی شده است و مطالعه ای در خصوص بررسی تاثیر نااطمینانی اقتصادکلان بر تصمیمات سرمایه گذاری بانک های ایران انجام نگرفته است.

برنانکو بلیندر^[9](1988) در مطالعه بررسی پول، اعتبار و تقاضای کل، مدلی را پیشنهاد دادند که در آن تمرکز بر سه نوع دارایی: نگهداری پول، اوراق قرضه و وام بود. فرض آن ها این بود که قرض گیرنده و وام دهنده در انتخاب بین وام و اوراق قرضه براساس نرخ بهره آن ها تصمیم گیری می کنند. مطالعات بعدی که باعث توسعه این موضوع گردیده است عبارتند از: برنانک و بلیندر (1992) و برنانک و گرتلر^[10](1995). یافته های مطالعات مشابه نشان داد که عوامل مختلفی در تصمیمات سرمایه گذاری بانک ها اثر گذار است. برای نمونه، کاشیپ و استین^[11](1994)، وجود هزینه های اطلاعاتی و عدم تقارن اطلاعاتی^[12] و پیک و روسنگرین^[13](1996)، استین (1998)، کیشانو اوپلا^[14] (2000)، درجه ریسگ گریزی بانک ها را مطرح کردند. همچنین در مطالعات باومو همکاران (2005)، بحث نااطمینانی اقتصادکلان مطرح شده و معناداری رابطه بین نااطمینانی اقتصادکلان و تصمیمات سرمایه گذاری بانک ها تایید شده است.

تالاورا و همکاران (2012) در مطالعه نااطمینانی اقتصادکلان و رفتار وام دهی بانک ها (مورد اوکراین)، به بررسی ارتباط بین رفتار وام دهی بانک ها و بی ثباتی در سطح کشور با استفاده از یک مدل پویا از حداکثر سازی سود بانک ها و داده های پانل بانکی برای دوره 2008-2003 نشان دادند که یک ارتباط معکوس بین رفتار وام دهی بانک ها و نااطمینانی اقتصادکلان وجود دارد. در واقع، نشان دادند که در شرایط نااطمینانی اقتصادکلان بانک ها وام دهی خود را کاهش می دهند که دلیل آن را می توان به ریسک گریزی مدیران بانکی نسبت داد. به علاوه، بانک های کوچک با سوددهی پایین در مقایسه با بانک های بزرگ و سودده از احتمال اثر گذاری بیشتری برخوردار هستند که این نتیجه با رجوع به سایر ابزارهای مختلف سنجش نااطمینانی اقتصادکلان مورد تایید قرار گرفته است.

کیم یو^[15] (2015) در مطالعه رفتار وام دهی بانک ها تحت شرایط نااطمینانی اقتصادکلان در کشور ژاپن با استفاده از مدل پانل که در آن از شاخص های تولید ناخالص داخلی، عرضه پول، نرخ تورم و نرخ ارز جهت برآورد نااطمینانی اقتصادکلان بکار گرفته است، به این نتیجه رسید که در شرایط اطمینان بیش از حد، رفتار اعتباری بانک ها منعطف تر شده و از تنوع بالایی برخوردار است که دلیل رفتارهای منعطف وام دهی بانک ها، اطمینان بیش از حد نسبت به شرایط اقتصادکلان است.

میرزائی و همکاران(1391) در مطالعه تاثیر نااطمینانی متغیرهای کلان اقتصادی (نرخ ارز و تورم) بر ریسک اعتباری مشتریان حقوقی بانک تجارت در دوره زمانی 1390- 1384 با استفاده از داده های ماهانه پرداخنتد. برای این منظور، ابتدا از مدل واریانس شرطی تعمیم یافته برای استخراج ناطمینانی متغیرهای اقتصادی استفاده شد سپس براساس مدل(GMM) تاثیر بی ثباتی متغیرهای اقتصادکلان بر ریسک اعتباری مشتریان حقوقی بانک تجارت شناسایی شد. نتایج نشان داد که اثر بی ثباتی نرخ ارز و نرخ تورم بر ریسک اعتباری بانک تجارت مثبت و معنادار می باشد.

امامی، کریم، ملکی، الهه (1393) در مطالعه بررسی اثر نوسانات نرخ ارز بر اشتغال در ایران براساس نوسانات نرخ ارز واقعی از سال 1353 تا سال 1386 با استفاده از الگوی واریانس  شرطی و مدل حداقل مربعات معمولی پرداختند. نتایج نشان می دهد که نوسانات نرخ ارز واقعی تاثیر منفی و معنادار بر اشتغال در ایران داشته است. هم چنین تایید شد که تولید ناخالص داخلی واقعی و موجودی سرمایه واقعی اثر مثبت و معنادار بر اشتغال کشور داشته است.

صلاحی، جواد، خادمی، رضا (1395) در مطالعه تاثیر نااطمینانی تولید ناخالص داخلی و تورم بر منابع و مصارف بانک ملی ایران با استفاده از ترکیب مدل های EGARCH و ARIMA و از طریق مدل های VAR و VECM ارتباط بین نااطمینانی تولید ناخالص ملی و تورم بر منابع و مصارف بانک ملی پرداختند. نتایج نشان داد که رابطه بین نااطمیمانی تولید و تورم (کوتاه مدت و بلند مدت) بر منابع بانک منفی و معنادار و بر مصارف آن مثبت و معنادار بوده است.

گلمرادی و همکاران (1396) در مطالعه تاثیر بی ثباتی متغیرهای کلان اقتصادی (تورم و تولید) بر منابع و مصارف نظام بانکی ایران، با استفاده از مدل واریانس شرطی تعمیم یافته (GARCH) و مدل تصحیح خطا در دوره زمانی 1390 – 1355 پرداختند. نتایجنشانمیدهدکهبیثباتیتولیدرابطهمنفیومعناداربارشدمنابعنظامبانکی (تجهیزمنابع) ورابطهمثبتومعناداربا تخصیص منابع (رشد اعتبارات) دارد که این موضوع می تواند، ریسک اعتباری بانک ها را تشدید کند. همچنین تایید شد که بی ثباتی نرخ تورم با جذب منابع، رابطه منفی و معنادار و رابطه مثبت و معنادار با تخصیص منابع بانک ها دارد.

جهانگرد و عبدالشاه (1396) در مطالعه تاثیر متغیرهای اقتصادکلان بر ثبات بانک های ایران، با استفاده از مدل لاجیت و براساس داده های تابلویی 17 بانک کشور، در دوره زمانی 1391- 1386 پرداختند. برای این منظور،  اثر سه متغیر کلان اقتصادی (نرخ بهره، نرخ تورم و رشد تولید ناخالص داخلی) بر شاخص ثبات بانک ها را بررسی کردند. برای بدست آوردن یک شاخص ترکیبی برای ثبات بانک ها، میانگین وزنی متغیرهای نسبت هزینه به کل درآمد، مطالبات مشکوک الوصول به کل مطالبات، نسبت سود خالص به کل دارایی و نسبت تسهیلات به سپرده ها محاسبه گردید و برای شناسایی وزن هر کدام از متغیرها در ساخت شاخص ترکیبی، ابتدا با استفاده از مدل لاجیت رگرسیون برآورد شد و سپس براساس ضرایب، وزن هر کدام از متغیرهای کلان اقتصادی بر شاخص ثبات بانک ها سنجیده شد.  نتایج نشان می دهد که بی ثباتی نرخ تورم و نرخ رشد اقتصادی رابطه منفی و معنادار با شاخص ثبات بانک ها و رابطه مثبت و معنادار با بی ثباتی نرخ بهره داشته است.

زمانی و همکاران (1397) در مطالعه تاثیر نوسان های نرخ ارز بر عملکرد نظام بانکی ایران، با استفاده از روش گشتاور تعمیم یافته در محیط داده های تابلویی پویا براساس داده های فصلی شبکه بانکی کشور در دوره زمانی 1393 – 1388 پرداختند. برای ارزیابی عملکرد بانکی از دو شاخص درآمد و کیفیت دارایی و برای ارزیابی درآمد و کیفیت دارایی به ترتیب از نسبت بازده دارایی ها و نسبت مطالبات معوق به کل تسهیلات پرداختی استفاده شده است. نتایج نشان می دهد که بی ثباتی نرخ ارز رابطه منفی و معنادار با  بازده دارایی بانک ها و رابطه مثبت و معنادار با شاخص کیفیت دارایی بانک ها داشته است. به عبارت دیگر، با افزایش بی ثباتی نرخ ارز از کیفیت دارایی بانک ها کاسته می شود.

 

4- روش شناسی تحقیق

4-1- مدل پرتفوی بانک

مدل مورد استفاده در این مطالعه، یک مدل ساده از مدیریت پرتفوی بانک است که براساس مدل باوم و همکاران (2005) و (2009) پایه گذاری شده است. این مدل یک مسئله تصمیم گیری یک دوره ای است که در آن هر بانک سعی می کند بازدهی کل خود را بوسیله انتخاب بین انواع دارایی های بانک در شرایط نااطمینانی اقتصادکلان حداکثر کند.این مدل فرض می کند که مدیر یک بانک جهت حداکثر کردن بازدهی کل دارایی های بانک، در هر دوره، اقدام به تخصیص ( ) درصد از دارایی خود به انواع دارایی های مالی پر ریسک  می کند و ( ) درصد از دارایی های خود را به شکل انواع دارایی های کم ریسک  نگهداری می کند. همچنین، فرض می شود که نرخ بازدهی اوراق قرضه توسط بانک مرکزی تعیین می شود و فاقد هر گونه ریسک می باشد که به آن نرخ بدون ریسک  می گویند. از طرف دیگر، فرض می شود که بازدهی انواع دارایی های پر ریسک ( )، بدلیل وجود ریسک نکول تسهیلات پرداختی و عدم بازگشت سرمایه های مشارکتی و سرمایه گذاری شده در طرح های اقتصادی به صورت تصادفی طبق رابطه (5) بدست می آید.

 

 

، صرف ریسک سرمایه گذاری برای بانک با میانگین و امید ریاضی و واریانس آن است. نوسانات واریانس آن منعکس کننده تغییرات نامشخص تکنولوژی در اقتصاد می باشد. بنابراین نرخ بازگشت دارایی های مالی پر ریسک را می توان به شکل رابطه (6) بیان کرد :

 

 

در این فرمول یک جزء تصادفی است که به صورت توزیع می شود و اندیس های  و  نیز به ترتیب بیانگر تفاوت های فردی و تغییرات زمانی صرف ریسک سرمایه گذاری برای بانک ها است. در این مدل، باوم و همکاران( ) فرض می کنند که هر بانک دارای یک پرتفوی ویژه با ریسک خاص خود می باشد و اجزای تصادفی نرخ بازده در میان بانک ها با یکدیگر همبستگی ندارند. بنابراین، فرض می شود که بانک ها جهت دستیابی به ترکیب مطلوب ریسک و بازده مورد انتظار اقدام به تعیین ترکیب بهینه پرتفوی خود می نمایند. در واقع، بانک ها براساس تابع مطلوبیت خود، به هر یک از دارایی های پر ریسک ( ) و دارایی های کم ریسک  وزن های را اختصاص داده و پرتفوی خود را انتخاب می کنند، یعنی ارزش دارایی های پر ریسک و کم ریسک را در کل سبد دارایی خود تعیین می کنند. به عبارت دیگر، در این چارچوب، بانک ها با یک مسئله بهینه سازی پرتفوی بین پرداخت انواع تسهیلات، مشارکت در انواع طرح ها و سرمایه گذاری های مستقیم در انواع پروژه های اقتصادی به عنوان دارایی پر ریسک و نگهداری اوراق قرضه و وجوه نقد (ذخائر) به عنوان دارایی کم ریسک مواجه هستند، که در این شرایط بانک ها از بازدهی مورد انتظار دارایی های خود هیچ اطلاعی ندارند و تنها اطلاعاتی که دسترسی دارند یک سیگنال همراه با علائم از این پارامترها به شکل رابطه (7) می باشد.

 

 

در این رابطه  سیگنال های دریافتی از محیط اقتصادی است. اندیس های  و  نیز به ترتیب بیانگر تفاوت های فردی و تغییرات زمانی نویزهابرای بانک ها است.متغیر تصادفی مستقل از و دارای توزیع نرمال  می باشد. در این فرمول را می توان به عنوان درجه نااطمینانی شرایط آینده اقتصادکلان تعبیر کرد.  اندیس  این متغیر نیز بیانگر تغییرات فصلی نااطمینانی اقتصادکلان می باشد. در واقع، زمانی که نااطمینانی اقتصادکلان افزایش می یابد، واریانس بزرگتر شده و دقت برآورد بانک ها در زمینه بازده انتظاری از سرمایه گذاری ها کاهش می یابد. به عبارت دیگر، در شرایط نااطمینانی اقتصادکلان، بدلیل عدم توانایی مدیران بانک ها از پیش بینی شرایط آینده فضای کسب و کار، عدم برآورد صحیح بازدهی نگهداری انواع دارایی های مالی،  افزایش می یابد. با عنایت به این که در شرایط نااطمینانی اقتصادکلان، بانک ها درک روشنی از نتایج آتی تصمیمات سرمایه گذاری خود ندارند به صورت انقباضی عمل کرده و فرصت های سرمایه گذاری سودده را از دست می دهند. برای کلیه بانک ها یکسان در نظر گرفته شده است. اما جزء مختص هر بانک می باشد و مستقل از شوک اقتصادکلان است و همبستگی بین آن ها وجود ندارد.بانک ها جهت برآورد نرخ بازده انتظاری خود ، ابتدا اقدام به پیش بینی ریسک خاص خود یعنی بر اساس رابطه (8) می کنند.

 

که در آن برابر     است.

 

سپس بانک ها جهت برآورد نرخ بازده انتظاری خود بر اساس رابطه (9)، سهم هر کدام از دارایی های مالی (پر ریسک و کم ریسک) را در میزان بازدهی انتظاری آن ضرب کرده و میزان نرخ بازدهی انتظاری کل پرتفوی خود را بدست می آورند.

 

 

که واریانس شرطی  آن طبق رابطه (10) عبارت خواهد بود از :

 

 

نهایتاً، فرض می شود که تابع مطلوبیت بانک ها به صورت رابطه (11) باشد.

 

 

که در آن⍵ضریب ریسک گریزی است و همان طور که مشاهده می گردد، تابع مطلوبیت بانک ها رابطه مستقیم با نرخ بازده انتظاری و رابطه معکوس با میزان ریسک دارد .در این مدل می توان با بکارگیری معادلات ریسک و بازده پرتفوی بانک ها، ضریب بهینه دارایی های پر ریسک ( ) را نسبت به کل دارایی بانک و واریانس میان دارایی های مربوطه از رابطه (11) بدست آورد. چون هدف حداکثر سازی نرخ بازده انتظاری است، برای این کار ابتدا رابطه (11) با ساده سازی و تقسیم طرفین بر ضریب ( )، مقدار ( ) و واریانس آن طبق روابط (12و13) بدست می آید.

 

 

 

 

 =

 

 

 

 

 

همان طور که مشاهده می گردد، واریانس سهم دارایی مالی پر ریسک ( ) با واریانس نااطمینانی شاخص اقتصادکلان  رابطه عکس دارد، یعنی در شرایط افزایش نااطمینانی اقتصادکلان، میزان تخصیص سهم دارایی مالی پر ریسک در پرتفویاعتباری هر بانک کاهش می یابد (رابطه 14). اما واریانس سهم دارایی های مالی پر ریسک  با واریانس ریسک خاص هر بانک  رابطه مثبت دارد، یعنی با افزایش واریانس ریسک خاص هر بانک، ، واریانس و پراکندگی بزرگتر می شود. در واقع، این رابطه بیانگر رابطه مستقیم بین واریانس خاص هر بانک با تصمیمات سرمایه گذاری بانک ها دارد (رابطه، 15).

 

 

 

 

4-2-مدل تحقیق

روش تجربی مورد استفاده جهت برآورد تاثیر نااطمینانی اقتصادکلان بر پرتفویاعتباری بانک ها، براساس مدل باوم و همکاران (2009) به شکل رابطه (16) می باشد؛

 

 

که در آن ، پراکندگی مقطعی (انحراف معیار) نسبت دارایی های پر ریسک به کل مصارف بانک در زمان  است.  نشانگر نااطمینانی شاخص های اقتصادکلان در زمان  است (ریسک سیستماتیک) و  نشانگر نااطمینانی شاخص های مختص هر بانک می باشد (ریسک غیرسیستماتیک) و میزان خطای مدل است.برای اندازه گیری نااطمینانی شاخص های اقتصادکلان روش های مختلفی وجود دارد. در این مطالعه، براساس مدل انگل^[16](1982) و بلیسر^[17](1986) ناهمسانی واریانس های شرطی با استفاده از مدل آرچ تعمیم یافته^[18]، جهت برآورد نااطمینانی شاخص های اقتصادکلان طبق روابط (18 و 17) میانگین و واریانس شرطی شاخص های اقتصادکلان به عنوان معیاری برای اندازگیری نااطمینانی اقتصادکلان استفاده شده است.

 

 

 

 

که در آن  میانگین مدل واریانس ناهمسان شرطی، خطای مدل و  نیز واریانس و به عنوان شاخص نااطمینانی اقتصادکلان است که توسط مدیران بانک ها پیش بینی می شود.

با عنایت به این که شاخص های اقتصادکلان، یک معادله تفاضلی مرتبه اول می باشد، می توان از طریق ویژگی های اتورگرسیو (AR(1 و با استفاده از یک مدل GARCH(1,1)برای هر شاخص به طور متوسط براساس علائم دریافتی سالانه از یک واریانس ناهمسان شرطی همزمان یا میانگین وزنی از واریانس های ناهمسان شرطی با ضرایب معناداری ۰.۰۱، 0.05 ، 0.10 به عنوان اندازه گیری عدم اطمینان اقتصادکلان استفاده نمود. برای بدست آوردن اثرات آرچ[19] در مدل واریانس ناهمسان شرطی، ابتدا سری زمانی شاخص های اقتصادکلان با استفاده از نرم افزار ایویوز 9 به صورت جداگانه برآورد و سپس میانگین حسابی آن ها طبق رابطه (19)، به عنوان متغیر نااطمینانی اقتصادکلان ( ) تهیه گردید، که روند زمانی آن برای دوره زمانی 1383 تا 1397در نمودار 1 ترسیم شده است که بیانگر وجود نااطمینانی اقتصادکلان در طی دوره بوده است.

 

 

 

نمودار 1- روند زمانی شاخص نااطمینانی اقتصادکلان (1397-1383)

منبع: یافته های پژوهشگر

 

4-3- داده های تحقیق

مطالعه حاضر، در پی بررسی اثرات نااطمینانی اقتصادکلان بر تصمیمات سرمایه گذاری بانک های ایران با استفاده از مدل واریانس ناهمسان شرطی تعمیم یافته از سال 1383 تا سال 1397به روش تجربی است.برای این منظور، از داده های تابلویی15 بانک فعال در اقتصاد کشور استفاده شده است.داده های مربوط به نرخ ارز و نرخ تورماز سایت بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران^[20]، داده های مربوط به بانک ها از سایت موسسه آموزش عالی بانکداری ایران^[21] و داده های مربوط به نرخ رشد اقتصادی و نوسانات قیمت نفت از سایت مرکز آمار ایران[22]گردآوری و مورد تجزیه و تحلیل قرار گرفته است. مطالعاتی که در سال های اخیر در کشور راجع به عوامل موثر بر ترکیب پرتفوی اعتباری بانک ها انجام شده است، هر کدام به نوعی و با روش های متفاوتی در خصوص بیان زوایایی مختلف نحوه تخصیص منابع بانک ها و اثرات شاخص های اقتصادکلان را مورد بررسی قرار داده اند و تا حدودی اهمیت و تاثیر شاخص های اقتصادکلان را در تصمیمات مدیران بانکی تایید نموده اند. مطالعه حاضر، با الگو برداری از مطالعات کشورهای توسعه یافته و انتخاب شاخص های کلیدی و با اهمیت اقتصادی که مختص اقتصاد و صنعت بانکداری کشور است، باب تازه ای از مسائل و مشکلات صنعت بانکداری کشور مورد بررسی و تجزیه و تحلیل قرار گرفته است.در جدول 1 متغیرهای استفاده شده در مدل گرد آوری شده است.

 

جدول 1- متغیرهای استفاده شده در مدل

ردیف	نماد متغیر	معادل فارسی
۱		نسبت دارایی های پر ریسک به کل مصارف
۲		نسبت مالکانه بانک ها
۳		شاخص کیفیت اعتباری بانک ها
۴		شاخص نااطمینانی اقتصادکلان

منبع: یافته های پژوهشگر

 

5- یافته های تحقیق

5-1- آزمون ریشه واحد (بررسی مانایی)

مانایی یکی از پیش شرط های برآورد یک مدل رگرسیون مناسب می باشد. لذا، آزمون مانایی یا آزمون ریشه واحد به ترتیب برای متغیرهای مدل انجام گرفته و نتایج آن با استفاده از نرم افزار Eviews9  براساس آزمون ریشه واحد لوین، لین و چاو به قرار جدول 2 است. با توجه به این که مقدار احتمال آزمون های ریشه واحد در تمامی حالات فوق کمتر از 05/0 می باشد، نتیجه گرفته می شود که فرضیه آماری داشتن ریشه واحد در تمام متغیرهای فوق رد می شود. بنابراین، این متغیرها مانا (پایا) می باشند. بدین ترتیب، بدون هیچ گونه نگرانی بابت رخ دادن رگرسیون کاذب می توان مدل را برآورد نمود.

 

جدول 2- نتایج آزمون ریشه واحد برای متغیرهای پنل تحقیق

نام متغیر	مقدار آماره	مقدار احتمال	نتیجه
	۲.۳۴۷۰۶-	۰.۰۰۹۵	تایید مانایی
	۳.۰۳۱۴۳-	۰.۰۰۱۲	تایید مانایی
	۲.۲۳۷۷۳-	۰.۰۱۲۶	تایید مانایی
	۱۰.۸۷۶۷-	۰.۰۰۰۰	تایید مانایی

منبع: یافته های پژوهشگر

 

 

5-2- انتخاب مدل

در روش داده های پنل جهت برآورد مدل مد نظر، ابتدا مدل به صورت کلی (بدون لحاظ اثرات)، تخمین زده می شود. در صورتی که رابطه معناداری بین متغیرهای وابسته و مستقل تایید گردید، اقدام به انتخاب مدل می شود. در واقع، در این روش دو حالت کلی وجود دارد: حالت اول این است که عرض از مبدأ برای کلیه مقاطع یکسان است. در این صورت مدل ما، مدل تلفیقی یا تجمیعی است. حالت دوم، زمانی است که عرض از مبدأ برای تمام مقاطع متفاوت است که به این حالت، مدل پانل گفته می شود. برای تشخیص دو حالت فوق از آزمونی به نام اف –لیمر(چاو) استفادهمیشود. بنابراین، آزموناف- لیمربرایانتخاببینروشهایرگرسیون تجمیعی و رگرسیون با اثرات ثابت یا تصادفی استفاده می شود.

 

جدول 3- نتیجه آزمون اف- لیمر

نوع آزمون	مقدار آماره t	df	مقدار احتمال	نتیجه
آزمون اف-لیمر	۳.۹۱۴۶	۱۴.۱۹۱	۰.۰۰۰۰	مدل دارای اثرات در مقاطعاست.

منبع: یافته های پژوهشگر

 

از آنجایی که طبق جدول 3، مقدار آماره ، (۳.۹۱۴۶) بزرگتر از مقدار جدول با احتمال صفراست، فرضیه  مبنی بر وجود رگرسیون تجمیعی (تلفیقی) رد شد. بنابراین الگوی مناسب جهت برآورد مدل، روش داده های تابلویی (پانل) است.

 

5-3- انتخاب الگو

از آنجائیکه بر اساس نتایج آزمون اف-لیمر برای هر یک از فرضیه ها، استفاده از روش داده‌های پانل تأیید شد، جهت تشخیص الگوی مناسب (اثرات ثابت یا اثرات تصادفی) برای برآورد مدل از آزمون هاسمن استفاده ‌گردید.

 

جدول 4-نتیجه آزمون هاسمن

نوع آزمون	مقدار آماره کای اسکوئر	df	مقدار احتمال	نتیجه
آزمون هاسمن	۴.۷۸۳۶	3	۰.۱۸۸۳	مدل دارای اثرات ثابت در مقاطع است

منبع: یافته های پژوهشگر

 

با توجه به اینکه طبق جدول 4، مقدار آماره آزمون (۴.۷۸۳۶) با احتمال (۰.۱۸۸۳) است، در نتیجه فرضیه که مدل دارای اثرات تصادفی باشد، رد شد. پس فرضیه مقابل، مدل دارای اثرات ثابت در مقاطع (بانک ها) است، تایید گردید که نتایج آن طبق جدول 5 که حاصل خروجی نرم افزار ایویوز می باشد، تهیه شده است.

 

جدول5- برآورد اثرات ثابت بانک ها

ردیف	بانک	میزان تاثیر
1	ملی	0.0124
2	سپه	0.0136
3	صادرات	0.0032-
4	تجارت	0.0131
5	ملت	0.0137
6	رفاه	0.0123
7	کشاورزی	0.0197
8	مسکن	0.1198-
9	توسعه صادرات	0.0118
10	صنعت و معدن	0.0117
11	کارآفرین	0.0142
12	سامان	0.0375-
13	اقتصاد نوین	0.0123
14	پاسارگاد	0.0126
15	سرمایه	0.0127

منبع: یافته های پژوهشگر

 

5-4- تخمین رگرسیون مدل اصلی

جهت برآورد مدل اصلی پژوهش، ابتدا نااطمینانی شاخص های اقتصادکلانبا استفاده از مدل واریانس ناهمسان شرطی تعمیم یافته استخراج شد، سپس براساس نتایج آزمون اف-لیمر و هاسمن مدل و الگوی مناسب برای برآورد مدل رگرسیون اصلیتحقیق به صورت مدل با اثرات ثابتدر مقاطع (بانک ها) بشرح رابطه (۲۰) تصریح گردید.

 

 

که در آن پراکندگی مقطعی (انحراف معیار) نسبت وام ها و اعتبارات تخصیصی به اشخاص حقیقی و حقوقی غیر دولتی نسبت به کل مصارف بانک ها در زمان  است.  متغیر وابسته با وقفه است که براساس معیارهای آکاییک و شوارتز انتخاب شده است.  و  به ترتیب نسبت مالکانه و شاخص کیفیت اعتباری بانک ها و از شاخص های مختص هر بانک است. نیز شاخصنااطمینانی اقتصادکلاناستخراج شده در زمان  استو میزان خطای مدل است.

در نهایت مدل به روش داده های تابلویی^[23] براساس رابطه (20)برآورد گردید که نتایج آن در قالب جدول 6 تهیه شده است.براساس این جدول، مقدار آماره F برابر1440698می باشد که نشان دهنده معنی داری مدل در حالت کلی است. مقدار ضریب تعیین برابر92/۰است که نشان می دهد مدل برازش قابل قبولی ارائه داده استکه بر اساس آن می توان گفت این مدل بیش از 92درصد تغییرات در متغیر وابسته را تبیین نموده است. آماره دوربین- واتسون که خود همبستگی بین باقیمانده های مدل را نشان می دهد1.83در محدوده مجاز ۱.۵ تا ۲.۵ قرار دارد که بیانگر عدم وجود مشکل خود همبستگی در مدل رگرسیون می باشد.

 

جدول 6- تخمین مدل رگرسیون اصلی

مدل رگرسیون اصلی تحقیق
نام متغیر	ضریب رگرسیون	خطای استاندارد	آماره t	مقدار احتمال
	0.0015-	0.0001	10.72-	0.0000
	1.0611	0.0004	2262	0.0000
	0.0039-	0.0009	4.390-	0.0000
	0.0041-	0.0005	7.4211-	0.0000
	1.7607-	3.5907	4.7439-	0.0000
ضریب تشخیص،
آزمون دوربین-واتسون،D-W
مقدار آماره F
معنی‌داری کل مدل

منبع: یافته های پژوهشگر

 

ضریب شاخص نااطمینانی اقتصادکلان  (1.76-) است که بیانگر رابطه منفی و معنادار بین شاخص نااطمینانی اقتصادکلان و تغییرات مقطعی سهم دارایی های پر ریسک در پرتفوی اعتباری بانک های کشور را دارد. در واقع، این نتیجه بیان می کند که در شرایط نااطمینانی محیط اقتصادکلان بدلیل عدم امکان پیش بینی دقیق بازدهی آتی انواع دارایی های مالی، بانک ها با احتیاط بیشتری عمل کرده و از گستردگی پرتفوی اعتباری آن ها کاسته می شود که نتیجه آن کاهش سرمایه گذاری و کاهش بازدهی پرتفوی اعتباری بانک ها است. نکته دیگر این که در شرایط نااطمینانی محیط اقتصادکلان بدلیل افزایش جذابیت فعالیت های سوداگری (افزایش نرخ ارز و تورم) اشخاص منابع خود را از بخش های حقیقی اقتصاد به بخش های خدمات و بازرگانی که حاشیه سود بالاتری دارند، انتقال می دهند که نتیجه آن کاهش سرمایه گذاری، تولید و اشتغال در اقتصاد می گردد.

ضریب نسبت مالکانه بانک ها ( ) به عنوان یکی از شاخص های مختص هر بانک (0.0039-) است که بیانگر وجود رابطه منفی و معنادار بین نسبت مالکانه بانک ها با تصمیمات سرمایه گذاری آن ها است. از آنجایی که نسبت مالکانه بیانگر توان پاسخگویی بانک ها در مقابل سپرده گذاران است با کاهش این نسبت ریسک ورشگستگی بانک ها افزایش می یابد. لذا، منفی بودن رابطه این نسبت با تصمیمات سرمایه گذاری بانک ها در طی دوره مورد بررسی به نوعی بیانگر این است که بر خلاف فرضیه تحقیق با افزایش این گونه ریسک ها (ریسک های مختص هر بانک) از گستردگی پرتفوی اعتباری بانک ها کاسته نشده است. به عبارت دیگر، براساس داده های پژوهش حاضر بانک ها در تصمیمات سرمایه گذاری خود نسبت به نوسانات شاخص نسبت مالکانه که جزو ریسک های غیرسیستماتیک بانک ها است، عکس العمل مناسبی نشان نداشته است.

ضریب شاخص کیفیت اعتباری بانک ها ( ) یکی دیگر از شاخص های مختص هر بانک (0.0041-) است که بیانگر وجود رابطه منفی و معنادار بین نسبت کیفیت اعتباری بانک ها با تصمیمات سرمایه گذاری آن ها بوده است. به عبارت دیگر، با افزایش این نسبت (کاهش میزان مطالبات غیرجاری و معوق به کل تعهدات بانک) نرخ بازگشت منابع بانک افزایش یافته است[24]. لذا بانک ها در تخصیص منابع خود به طور انبساطی عمل کرده و از پرتفوی اعتباری گسترده تری برخوردار هستند. در این مطالعه، ضریب شاخص کیفیت اعتباری منفی بوده است که به نوعی بیانگر رابطه مثبت و معنادار بین کیفیت اعتبارات تخصیصی با گستردگیسرمایه گذارییا پرتفوی اعتباری بانک ها بوده است. در واقع، رابطه منفی بین شاخص کیفیت اعتباری با پراکندگی مقطعی سهم دارایی های پرریسک بیان می کند که با کاهش حجم مطالبات غیرجاری بانک، کیفیت اعتبارات تخصیصی افزایش یافته و بانک ها بدلیل کاهش ریسک نکول اعتبارات تخصیصی،پراکندگی مقطعی سهم دارایی های پرریسک در پرتفوی اعتباری خود را گسترش می دهند.

 

6- نتیجه­گیری و توصیه های سیاستی

6-1- نتیجه گیری

ریسک به معنای عدم توانایی یا عدم دانش کافی در برآورد بازدهی انتظاری انواع دارایی های مالی است. براساس تئوری سرمایه گذاری مدرن هری مارکوئیتز^[25] ، به طور معمول ریسک و بازده توأم می باشد. به عبارت دیگر، بازدهی و عایدی بیشتر در قبال قبول و پذیرش ریسک بیشتر به دست می آید. پس مدیران بانک ها جهت حداکثر سازی سود بانک بایستی مقداری ریسک را تحمل کنند. اندازه گیری ریسک و بازده براساس تئوری های سرمایه گذاری مدرن دلیل اصلی انتخاب سبد دارایی یا پرتفوی می باشد. با توجه به این که ریسک نااطمینانی شاخص های اقتصادکلان جزو ریسک های سیستماتیک و خارج از کنترل بانک ها است، مدیران بانک ها به دنبال راهکاری جهت کاهش زیان های ناشی از این گونه ریسک ها می باشند. پس براساس مدل قیمت گذاری دارایی های سرمایه ای^[26](CAPM) و تفکیک دارایی ها (پرریسک و کم ریسک) براساس مدل باوم و همکاران(۲۰۰۵) و (۲۰۰۹)،سهم هر کدام از دارایی های مالی را در میزان بازدهی انتظاری آن ضرب کرده و میزان نرخ بازدهی انتظاری کل پرتفوی خود را به دست می آورند و در نهایت براساس تابع مطلوبیت انتظاری میزان ریسک و بازدهی سبد دارایی یا پرتفوی اعتباری خود را انتخاب می کنند. در واقع، براساس میزان ریسک و مخاطرات محیط اقتصادکلان بانک ها تصمیم گیری می کنند که در شرایط خاص باید به چه نحوی رفتار کنند.

صنعت بانکداری به صورت یک شبکه گسترده از شعبات در سراسر کشور پراکنده شده است که ضمن ارتباط شبکه ای با یکدیگر، به صورت واحد براساس دستورالعمل ها و بخشنامه های داخلی بانک که مشتق از سیاست های کلان اقتصاد کشور و بانک مرکزی است، مدیریت و هدایت می شوند و منابع سپرده ای را از سراسر کشور با تقبل هزینه و برای مدت زمانی جمع آوری کرده و در اختیار متقاضیان قرار می دهند. در واقع، بانک ها ضمن ارائه خدمات بانکداری و کسب درآمد کارمزدی از این محل (درآمد های غیرمشاع)، اقدام به قبول سپرده های بانکی و تخصیص بهینه آن ها در انواع فرصت های سرمایه گذاری می کنند که درآمد حاصل از این فرآیند را درآمد های مشاع می نامند که حاصل سرمایه گذاری و پذیرش ریسک توسط بانک ها می باشد. در واقع، فعالیت صنعت بانکداری کشور به دو بخش کلی قابل تفکیک است: الف) فعالیت های خدماتی، ب) فعالیت های سرمایه گذاری. فعالیت های خدماتی بانک ها عبارتند از: افتتاح هر گونه حساب (جاری، پس انداز، مدت دار، ارزی یا ریالی) بانکی برای اشخاص، دریافت و پرداخت وجه، انتقال وجه، قبول عوارض و هزینه های خدمات شهری و ... است.

سرمایه گذاری و مدیریت پرتفوی در صنعت بانکداری به گونه ای است که از یک طرف بانک ها اقدام به تجهیز منابع (انواع سپرده ها، افزایش سرمایه، استقراض) می کنند و از طرف دیگر منابع تجهیز شده خود را در جهت کسب حداکثر سود در انواع فرصت های مختلف (پرداخت انواع تسهیلات، مشارکت ها و سرمایه گذاری های مستقیم، نگهداری اوراق قرضه دولتی، نگهداری ذخائر) سرمایه گذاری و تخصیص می دهند. در این تعریف، از روش های تجهیز منابع به عنوان روش های تامین مالی و از فرصت های مختلف سرمایه گذاری به عنوان پرتفوی اعتباری یا سبد دارایی صنعت بانکداری یاد می گردد.

مدیران بانک ها هنگام تصمیم گیری در خصوص انتخاب ترکیب سبد دارایی یا پرتفوی اعتباری، ریسک های مرتبط با هر کدام از دارایی را در نظر گرفته و تصمیم گیری می کنند. از طرف دیگر، چون این تصمیمات در یک محیط اقتصادی اتخاذ می گردد، لذا باید نوسانات شاخص های اقتصادکلان را نیز در تصمیمات خود لحاظ نمایند. در واقع، تصمیم گیری مدیران از هر روش که باشد باید شرایط اقتصادی حاکم بر محیط را در نظر گرفته و اثرات شاخص های با اهمیت آن را بر تصمیمات خود مورد تجزیه و تحلیل قرار دهند.

جهت بررسی تاثیر نااطمینانی اقتصادکلان بر تصمیمات سرمایه گذاری بانک ها از داده های سالانه 15 بانک فعال کشور از سال 1383 تا سال 1397مورد استفاده قرار گرفته است. برای این منظور، ابتدا واریانس ناهمسان شرطی تعمیم یافته شاخص های اقتصادکلان استخراج شد، سپس تاثیر میانگین حسابی آن ها به عنوان متغیر نااطمینانی اقتصاد بر تصمیماتسرمایه گذاری بانک ها با استفاده از روش داده های تابلویی برآورد گردید.

 نتایج حاکی از آن است که نااطمینانی اقتصادکلان رابطه منفی و معنادار با تصمیمات سرمایه گذاری بانک های کشور دارد. به عبارت دیگر، با افزایش نااطمینانی اقتصادکلان بانک ها در پیش بینی بازدهی آتی اعتبارات تخصیصی خود به دلیل دریافت علائم منفی، به صورت انقباضی عمل کرده و از تخصیص اعتبارات بانکی می کاهند و به جای آن ها دارایی های مطمئنی که بازدهی آن ها قطعی شده است، نگهداری می کنند. در واقع، در این مطالعه فرضیه اول تحقیق در خصوص رابطه معنادار و منفی بین نااطمینانی شاخص های اقتصادکلانبرتصمیمات سرمایه گذاری بانک های ایران، مورد تایید قرار گرفت.

 در بررسی فرضیه دوم تحقیق، با برآورد ضریب رگرسیون نسبت مالکانه و شاخص کیفیت اعتباری بانک ها به عنوان شاخص های مختص هر بانک بر تصمیمات سرمایه گذاری بانک ها مشاهدهگردید که رابطه بین نسبت مالکانه بانک ها و تصمیمات سرمایه گذاری آن ها منفی و معنادار است. در واقع، این نتیجه بیان می کند که بانک ها در تصمیمات سرمایه گذاری توجه کمتری به برخی شاخص های مختص خود دارند که این مورد بدلیل اینکه جزو ریسک های غیرسیستماتیک بانک ها است قابل مدیریت و کاهش می باشد. اما رابطه بین شاخص کیفیت اعتباری بانک ها با تصمیمات سرمایه گذاری آن ها معنادار بوده است. به عبارت دیگر، با کاهش حجم مطالبات غیرجاری نرخ بازگشت سرمایه بانک ها افزایش یافته و قدرت تخصیص منابع آن ها بیشتر خواهد شد. در واقع، این افزایش باعث پراکندگی بیشتر سهم دارایی پرریسک در پرتفوی اعتباری بانک ها خواهد بود. لذا، فرضیه دوم تحقیق در خصوص رابطه مثبت و معنادار شاخص نسبت مالکانه با تصمیمات سرمایه گذاری بانک ها رد شد. اما رابطه بین شاخص کیفیت اعتباری با تصمیمات سرمایه گذاری بانک ها تایید گردید.

در بررسی ریسک های سیستماتیک و غیرسیستماتیک بانک ها، مشاهده گردید که مدیران بانک ها در تصمیمات سرمایه گذاری خود توجه بیشتری به ریسک های سیستماتیک در مقایسه با ریسک های غیرسیستماتیک که ناشی از عملکرد شاخص های داخلی بانک است، دارند. در واقع، نتایج بیانگر این است که بانک ها در شرایط اقتصادی پایدار و باثباتبه صورت انبساطی عمل کرده و از فرصت های مختلف سرمایه گذاری حداکثر استفاده را خواهند برد که نتیجه آن از یک طرف، باعث افزایش پرداخت تسهیلات، مشارکت بیشتر در انواع طرح ها و پروژه های اقتصادی و سرمایه گذاری های مستقیم و غیرمستقیم مختلف بانک ها و نهایتاً تولید و اشتغال بیشتر است و از طرف دیگر، کسب درآمد و سود بیشتر از محل این سرمایه گذاری ها برای بانک های کشور می باشد.

 

 

 

 

 

 

[1]- گروه اقتصاد، واحد ابهر، دانشگاه آزاد اسلامی، ابهر،ایران[e-mail] -

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

[3]- گروه اقتصاد، واحد ابهر، دانشگاه آزاد اسلامی، ابهر،ایران[e-mail] –

[4]Baum

[5] Capital Asset Pricing Model

[6] Arbitrage Pricing Theory

[7]Harry Markowitz

[8]. معیار شارپ، نسبت بازدهی اضافی کسب شده به ازای پذیرش هر واحد ریسک را اندازه گیری می کند. به عبارت دیگر، برآوردی از ریسک کل پرتفوی را با محاسبه بازدهی اضافی نسبت به نوسان دارد. در واقع، نوسانات معادل انحراف معیار پرتفوی هستند.

که در آن: :  نرخ بازدهی پرتفوی  : نرخ بازدهی دارایی بدون ریسک  : انحراف معیار نرخ بازدهی پرتفولیو.

[9]Bernank and Blinder

[10]Bernank and Gertler.M

[11]Kashyap and Stein

[12] Asymmetric information

[13]Peek and Rosengren

[14]Kishan and Opiela

[15] Kitamura, Kimiyo

[16] Engle

[17]Bollerslev

[18] Generalized Auto Regressive Conditional Heteroskedasticity

[19]مدل آرچ، روشی برای بررسی ساختار واریانس است که به صورت واریانس شرطی خود رگرسیونی تعریف می کنند. مدل آرچ یکی از روش های مناسب برای مدل سازی تغییرپذیری (بی ثباتی) است. اگر در مدل آرچ خطاها و واریانس با یک وقفه وارد شود، آن را با GARCH(1,1) نشان می دهند (سوری، ۱۳۹۶).

[20]www.cbi.ir.

[21]www.ibi.ac.ir.

[22]www.amar.org.ir.

[23]panel data

[24]در عرف بانکداری از نسبت مطالبات غیرجاری به کل تعهدات(مصارف) بانک ها ( ) گفته می شود که از عکس این شاخص به عنوان شاخص کیفیت اعتباری نیز استفاده می شود. در واقع، هر چه این نسبت بالاتر باشد به معنی عدم بازگشت مناسب منابع و پایین بودن کیفیت تخصیص منابع است. بر عکس هر چه این نسبت پایین تر باشد به معنی کیفیت بالای اعتبارات تخصیص یافته است. به لحاظ این که در مطالعه حاضر از داده های ( ) استفاده است. لذا، در تفسیر از عکس آن به عنوان شاخص کیفیت اعتباری مورد استفاده قرار گرفته است.

[25]Harry Markowitz

[26] Capital Asset Pricing Model

مراجع

فهرست منابع

• امامی، کریم و ملکی، الهه (1393)، بررسی اثر نوسانات نرخ ارز بر اشتغال در ایران، فصلنامه اقتصادمالی دانشکده اقتصاد و حسابداری واحد تهران مرکزی، دوره 8، شماره 26، صفحات (112-95).
• برنتانی کریستین(1395)، مدیریت پرتفوی با رویکرد کاربردی، ترجمه لحیم گرزاده، احمد،مرادی، محمدعلی، انتشارات اراد، چاپ دوم.
• جهانگرد، اسفندیار، عبدالشاه، فاطمه (1396)، تاثیر شاخص های اقتصادکلان بر ثبات بانک های ایران، نشریه سیاست گذاری اقتصادی دانشگاه یزد، دوره(9)، شماره (18)، پاییز و زمستان (1396)، صفحات (229-205).
• چاریز، پی جونز(1395)، مدیریت سرمایه گذاری، ترجمه تهرانی،رضا، نوربخش،عسگر،انتشارات نگاه دانش، چاپ شانزدهم.
• خلیلی عراقی، منصور و رمضانپور، اسماعیل (1380)، اهمیت محیط با ثبات اقتصادکلان، مجله تحقیقات اقتصادی، شماره (58)، صفحات (28-1).
• زمانی، زهرا، جنتی، ابوالفضل و قربانی، مریم (1397)، تاثیر نوسان های نرخ ارز بر عملکرد نظام بانکی ایران، فصلنامه مطالعات مالی و بانکداری اسلامی موسسه عالی آموزش بانکداری ایران، دوره چهارم، شماره هشتم، صفحات (104-71).
• گلمرادی، حسن، محسنی، رضا و گلمرادی، حسین(1396)، تاثیر بی ثباتی متغیرهای کلان اقتصادی بر منابع و مصارف نظام بانکی ایران، فصلنامه مطالعات مالی و بانکداری اسلامی، دوره(3)، شماره پیاپی(5)، پاییز(1396)، صفحات(52-31).
• پدرام، مهدی، کردبچه، حمید و مفتخری بدیعی نژاد، طراوت(1395)، اثر نااطمینانی اقتصادکلان بر وام دهی بانک ها در ایران، فصلنامه سیاست گذاری پیشرفت اقتصادی دانشگاه الزهرا، سال چهارم، شماره چهارم(پیاپی13)، زمستان(1395)، صفحات(90-71).
• سوری، علی(1395)، اقتصادسنجی پیشرفته جلد(2و1) همراه با کاربرد(Eviews, Stata)، نشر فرهنگ شناسی.
• صلاحی، جواد و خادمی، رضا (1395)، تاثیر نااطمینانی تولید ناخالص داخلی و تورم بر منابع و مصارف بانک ملی ایران، فصلنامه اقتصادمالی دانشکده اقتصاد و حسابداری واحد تهران مرکزی، دوره 10، شماره 37، صفحات (42-17).
• میرزائی، حسین، فلیحی، نعمت و مشهدی یان ملکی، محمدرضا (1391)، تاثیر نااطمینانی متغیرهای کلان اقتصادی(نرخ ارز و نرخ تورم) بر روی ریسک اعتباری مشتریان حقوقی بانک تجارت، فصلنامه اقتصادمالی دانشکده اقتصاد و حسابداری واحد تهران مرکزی، دوره 6، شماره 18، صفحات (137-113).
• Baum, Christopher F., Mustafa Caglayan, NeslihanOzkan,”The Second Moments Matter: The Response of Bank Lending Behavior To Macroeconomic Uncertainty”, Boston College Working Paper, No.521,2005.
• Baum, Christopher F., Mustafa Caglayan, NeslihanOzkan, “The second moments matter: The impact of macroeconomic uncertainty on the allocation of lonable funds” economics latters, N(102), 2009, pp(87-89).
• Bernanke,B.S, Blinder,A.S,” Credit, Money, and Aggregate Demand,” American Economic Review, 1988, 78,p(435-439).
• Bernanke,B.S, Blinder,A.S,” The Federal Funds rate and channels of Monetary transmission”, American Economic Review, 1992, 82,p(901-921).
• Bernanke,B.S, Gertler.M, “Inside the Black Box: The Credit channels of Monetary Policy Transmission”, journal of Economic perspectivs, 1995, 9, p(27-48).
• T, “Generalized auto regressive conditional heteroskedasticity”, journal of Econometrics, 1986, 31,p(30).
• R, “Auto regressive conditional heteroskedasticity With Estimates of the Variance of United Kingdom inflation”, journal of Econometrica, 1982, v.5,n.4.
• Gianfranco Giulioni,”policy interest rate, loan portfolio management and bank liquidity ”north American journal of Economic and Finance31(2015)52-74.
• Kashyap, A., and Stein, J., ”Monetary Policy and Bank Lending”,inMankiv, G. eds., NBER Studies in Business Cycles 29(1994), University of Chicago press: 221-256.
• Kishan, R., and Opiela,T., “Bank Size, Bank Capital, and the Bank Lending Channel”. Journal of Money, Credit, and Banking 32 (2000):121-141.
• Kitamura, Kimiyo., “Lending Behaviors of Bank under Uncertainty”. Submitted to Graduate School of Commerce Chuo University in Fulfillment of the Requirements for the Degree of Doctor of Philosofhy in Economics, July(2015).
• Peek,J. and Rosengren,E.”bank lending and the transmission of monetary policy”, New England Economic Review, Federal Reserve bank of boston, 1996, p(1-29).
• Marshal, Iwedi., “The Impact of Macroeconomic Dynamic on Bank Lending Behavior in Nigeria”. Noble International Journal of Economics and Financial Research, ISS(e):2519-9730, ISS(p):2523-0565, Vol(2), No(10), pp(131-139),2017.
• Oleksandr Talavera, AndriyTsapin, OleksandrZholud,”Macroeconomic Uncertainty and bank lending: The case of Ukraine” ,Economic Systems, 36(2012), 279-293.
• Stein, J,C.”An Adverse-Selection Model of bank Asset and Liability Management with implications for the transmission of monetary policy”, RAND journal of economic, 1998, 29, p(466-586).
• cbi.ir.
• ibi.ac.ir.