ارزیابی تأثیر قدرت رقابتی و سیاست پولی بر بازده دارایی‌ در بانک‌های ایران (رهیافت الگوهای ساختاری)

نوع مقاله: علمی پژوهشی

نویسندگان

1 دانشجوی دکتری علوم اقتصادی واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.

2 استادیار اقتصاد، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

3 استادیار اقتصاد،واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران

4 استادیار، دانشکده اقتصاد،دانشگاه خوارزمی، تهران، ایران

چکیده

در سال­های اخیر بخش عمده­ای از مطالعات تجربی به ارزیابی قدرت رقابتی و تأثیر سیاست پولی اختصاص یافته است. هدف این پژوهش بررسی تاثیر قدرت بازار بانکی و سیاست پولی بر بازده دارایی بانک­های خصوصی و دولتی در ایران طی سال­های 1396-1385 می­باشد. با استفاده از شاخص لرنر به عنوان یکی از روش­های ساختاری  در برآورد قدرت رقابتی و بهره­گیریاز داده هایترازنامه ایوصورتسودوزیان33بانکفعال دولتی و خصوصی سنجش قدرت بازار و سیاست پولی بر بازده دارایی بانک­ها به عنوان شاخص عملکردی برآورد شد. نتایج نشان داد افزایشقدرت بازاری و سیاست پولی دارای تأثیر مثبت و معنا­داری  بر نرخ بازده دارایی بانک­های خصوصی و دولتی است.  اثربخشی متفاوت سیاست پولی در بین بانک­های با ویژگی­های مختلف از نظر اندازه و سرمایه و نقدینگی مورد تایید قرار گرفته است
The evaluation of market competition and monetary policy on performance variables such as rate on asset are one of the main issues in the industrial and monetary economics. The main objective of this article is to examine the effect of the banking market structure and monetary policy on the rate on asset in private and governmental banks during the period of 2006-2017. For achieving this purpose, at the first step we computed the banking sector's market competition. In the second step, we evaluated the impact of monetary policy and market competition sector is one of the independent variablesby using dynamic panel data regression with generalized method of moment approach. In this article to measure, market power was used frontier cost function. We used of macroeconomic variables and balance sheet data of 33 banks from the banking sector to estimate the model to evaluate the factors affecting the lending channel. The results indicate that increased market power has a negative effect on the bank-lending channel of monetary transmission. In addition, model estimated shows indicators of monetary policy in Iran had a significant negative effect on lending channels. Addition, different effectiveness of monetary policy among banks with different characteristics in terms of size and capital and liquidity were approved.
 

کلیدواژه‌ها


ارزیابی تأثیر قدرت رقابتی و سیاست پولی بر بازده دارایی­

در بانک­های ایران (رهیافت الگوهای ساختاری)*

 

حسین شریفی­نیا[1]

هوشنگ مؤمنی وصالیان[2]

 

تاریخ دریافت: 03/01/1399            تاریخ پذیرش: 05/03/1399

علیرضا دقیقی اصلی[3]

مرجان دامن­کشیده[4]

مجید افشاری راد[5]

چکیده

در سال­های اخیر بخش عمده­ای از مطالعات تجربی به ارزیابی قدرت رقابتی و تأثیر سیاست پولی اختصاص یافته است. هدف این پژوهش بررسی تاثیر قدرت بازار بانکی و سیاست پولی بر بازده دارایی بانک­های خصوصی و دولتی در ایران طی سال­های 1396-1385 می­باشد. با استفاده از شاخص لرنر به عنوان یکی از روش­های ساختاری  در برآورد قدرت رقابتی و بهره­گیریاز داده هایترازنامه ایوصورتسودوزیان33بانکفعال دولتی و خصوصی سنجش قدرت بازار و سیاست پولی بر بازده دارایی بانک­ها به عنوان شاخص عملکردی برآورد شد. نتایج نشان داد افزایشقدرت بازاری و سیاست پولی دارای تأثیر مثبت و معنا­داری  بر نرخ بازده دارایی بانک­های خصوصی و دولتی است.  اثربخشی متفاوت سیاست پولی در بین بانک­های با ویژگی­های مختلف از نظر اندازه و سرمایه و نقدینگی مورد تایید قرار گرفته است

واژه‌های کلیدی:قدرت رقابتی، سیاست پولی، بازده دارایی ، رهیافت الگوهای ساختاری.

طبقه بندی JEL: C23,E52,L12

1- مقدمه

اقتصاددانان صنعتی معتقدند قدرت بازاری صنعت بانکداری بر نحوه عملکرد بانک­ها به عنوان واسطه­گران پولی تاثیر می گذارد. موانع ورود[i]، ادغام[ii]، دریافت امتیاز انحصاری[iii]، همکاری و ائتلاف[iv]، متفاوت بودن هزینه نهایی[v]، برخورداری بانک­ها از صرفه­های مقیاس بر جریان فعالیت بانک­ها تاثیرمی­گذارد. تعیین درجه انحصار و ارزیابی قدرت بازاری، به عنوان مهم­ترین روش­های مطالعه ساختار هر صنعتی بنگاه  را قادر می‌کند بدون از دست دادن بخش عمده فروش، قیمت کالای خود را افزایش دهند. یکی از رویکردهای شناخت قدرت بازاری محاسبه پارامتریک شاخص لرنر است که می‌توان درجه انحراف و نقصان از رقابت را در صنایع تعیین نمود. براساسرفتار بنگاهدربازاروبراساسبهینهیابیبهدستآورد.اندازه ‌گیری قدرتانحصاریدرسطحبانک (بنگاه) در طیزماناز دیگر مزایای این شاخص است.

بر اساس ادبیات اقتصاد صنعتی، رقابت بانک­داری را می­توان به­صورت مستقیم از حاشیه قیمت – هزینه (مارک- آپ قیمت­ها و هزینه نهایی) استخراج کرد (لرنر، 1934). این درحالی است که استفاده از این معیار در عمل دشوار بوده و یا غیرممکن است (به­دلیل کمبود اطلاعات هزینه­ها و قیمت­ تولیدات بانک­ها).

با این حال، ادبیات تجربی رقابت در حوزه بانک­داری نشان داده است که این معیار عموما، شاخصی ضعیف برای سنجش رقابت است (شافر، (1993، 1999 و 2002)، شافر و دیسالوو (1994) و کلاسنس و لیون (2004). بعضی از این مطالعات رفتار رقابتی را بیش از آن چیزی که ساختار بازار بیان می­کند، نشان دادند. براین اساس است که تمرکز، معیاری غیرپایا و غیرقابل قبول در بررسی عملکرد است. 

مطالعاتمختلفیدرزمینهعواملتأثیرگذاربرمجرای اعتباریبانک­هاو بازده دارایی و میزاناینتأثیراتدرکشور انجام شده است.درهریک ازاینمطالعات همانند مطالعه مهرآرا و همکاران (1397)چندینمتغیرمختلفاعمازمتغیرهایترازنامهایوغیرترازنامه­ایدر دوره­هایمختلفزمانیوبااعمالسیاست­هایپولیانقباضییاانبساطیازسویمقامات ذی­صلاحکشوروبادرنظرگرفتنعواملمختلفکلاناقتصادیموردمطالعهقرارگرفتهو میزانتأثیرگذاریاینعواملبرشاخص­های عملکردیبانک­هاهمانند بازده دارایی­ها بررسینشدهاست. دراغلباین مطالعاتبهویژگی­هایخاصبانک­هاکهدراقلامترازنامه­ایمتجلیهستندتوجهشده است، در حالی که در مطالعه حاضر علاوه بر اندازه و نقدینگی وسرمایه بانکی، تاثیر قدرت بازاری صنعت بانک­داری بر نرخ بازده دارایی بانک­ها نیز لحاظ شده است. لذا هدفاصلی اینپژوهش تعیین قدرت انحصاری صنعت بانک­داری بااستفادهازشاخص لرنر و استفاده از تابع مرزی تصادفی برای33بانکفعال دولتی و خصوصی طیسال­های1385تا1396 و سپس بررسی تأثیر

آن بر بازده دارایی بانک­ها به عنوان شاخص عملکردی بانک­ها می­باشد. برای نیل به این هدف در ادامه مقاله به صورت زیر سازماندهی شده است:

در بخش دوم مرور ادبیات ، دربخش سوم روش­شناسی و در بخش چهارم برآورد مدل و تحلیل یافته­ها و بخش پنجم نتیجه­گیری می­باشد.

 

2-  مبانی نظری

یکی دیگر از ویژگی­های مهم ساختاری صنعت بانکی که در سالهای اخیر در کشور نمود بیشتری یافته، درجه انحصار و قدرت بازاری است که بانکها در این صنعت داشته و رقابتی است که قادرند به شکل­های مختلف با یکدیگر انجام دهند. در ادامه، به این مورد پرداخته می­شود که این ویژگی ساختاری چگونه قادر است تا بر تعادل اقتصاد اثرگذار باشد. این مسئله که چگونه ساختار بازار اعتبارات بانکی بر اثربخشی سیاست پولی تاثیر می­گذارد، نخستین بار توسط آفتالیون و وایت[vi] (1978) و ون­هوس[vii] (1983؛1985) بررسی شد. آنها نشان دادند که ساختار بازار بانکی می­تواند اثر مهمی بر انتخاب ابزارها و اهداف سیاست پولی مناسب برای سیاستگذاران داشته باشد. از آن پس توجه به این تئوری­ها شدت گرفت و مبانی تجربی و نظری در مورد اثرات ساختار بانکی بر سیاستهای پولی تدوین شد. در یکی از این مبانی، اولیورو و همکاران[viii] (2017) اعتقاد دارند که در هنگام اعمال سیاست پولی انقباضی، افزایش تمرکز در صنعت بانکی، اثر بخشی انتقال سیاست پولی از طریق کانال وام­دهی بانکی را، به روشهای زیر تحت تاثیر قرار می­دهد (اولیورو و همکاران، 2017). اول؛ افزایش تمرکز در صنعت بانکی سبب می­شود تا بانکهای بیشتری با هم ادغام شده و این مورد سبب بزرگتر شدن اندازه بانکها می­شود. به عبارت دیگر بانکهای کوچکتر و ضعیف­تری که نمی­توانند به منابع وجوه کافی دسترسی داشته باشند، در بانکهای بزرگتر ادغام می­شوند. فرایند ادغام، دستیابی به منابع جایگزین وجوه را برای صنعت بانکی بهبود می­بخشد و آنها را قادر می­سازد تا عرضه اعتبارشان را در برابر شوکهای منفی وارد شده به ذخایرشان، به صورت نسبی محافظت کنند. از طریق این اثر، تمرکز می­تواند انتقال سیاست پولی از طریق کانال وام­دهی بانک را، تضعیف کند. به دیگر سخن، بانکهای بزرگتر به دلیل دستیابی بیشتری که به منابع مالی دارند قادر خواهند بود تا در صورت بروز شوکهای منفی اقتصادی همچنان منابع اعتباری بالاتری را ارائه داده و در برابر شوک، مقاومت کنند[ix]. دوم آنکه؛ بانکها با اندازه متفاوت به دو دلیل به شوکهای سیاست پولی پاسخ متفاوتی نشان می­دهند. الف: بانکهای کوچک اغلب ساختار سرمایه و نقدینگی ضعیف­تری دارند و بخش عمده­ای از وجوه قابل وام دادن خود را از طریق سپرده­های پس انداز تامین مالی می­کنند. از این رو هنگامی که عرضه پول کاهش می­یابد، بانکهایی که نقدینگی و سرمایه کمتری دارند، نمی­توانند عرضه وام­هایشان را از طریق منابع جایگزین وجوه (مانند وجوه نقد و سایر اوراق بهادر) ثابت نگهدارند. ب: بانکهای کوچک در این شرایط نیاز دارند تا برای وام­دهی، به دنبال وجوه ناایمن رفته و از این طریق با افزایش ریسک ترازنامه­ای، سبب تشدید اثرات مخرب اطلاعات نامتقارن شوند. در این حالت بانکها با مشکلات بیشتری برای تامین امنیت ترازنامه خود مواجه خواهند شد. از طریق این اثر، تمرکز می­تواند انتقال سیاست پولی از طریق کانال وامدهی بانک را تضعیف کند.

سومین روشِ اثرگذاری تمرکز سیستم بانکی بر کانال وام­دهی بانکها بدین صورت است که، با افزایش تمرکز، درجه رقابت در بازار بین بانکی کاهش می­یابد. در این شرایط برخی از بانکها می­توانند از قدرت بازاری و دانش اطلاعاتی بهتری که دارند، استفاده کرده و از شرایط نقدینگی موجود بهره­مندتر شوند. این امر ممکن است سبب افزایش هزینه­های تامین مالی برای سایر رقبای بازار شود. افزایش هزینه­های تامین مالی، سبب می­شود تا حافظت از عرضه وامها در مقابل شوکهایی که بر ذخایر بانکها به دلیل نوسانهای پولی وارد می­شود، مشکلتر شود. در این حالت اثر بالقوه تمرکز بر هزینه­های تامین مالی می­تواند کارکرد کانال وامدهی را قوت بخشد.

چهارمین؛ دلیل آن است که، افزایش تمرکز در صنعت بانکداری می­تواند منجر به انحصار یک جانبه اطلاعاتی، درباره اعتبارسنجی مشتریان در بانکهای بزرگتر شود. بروز انحصار یک جانبه در این مورد سبب خواهد شد تا هزینه­های انتقال[x] برای قرض­گیرندگان افزایش یابد. بنابراین افزایش هزینه­های جستجو[xi] برای بنگاههایی که به دنبال گرفتن وام از منابع اعتباردهنده جدید هستند، سبب می­شود تا تقاضای اضافی برای بانکهای کوچک ایجاد شود. این تقاضای اضافی قاعدتاً نمی­تواند توسط بانکهای بزرگ تامین مالی شود. این امر می­تواند آثار کاهشی عرضه اعتبار بر فعالیت­های اقتصاد را به دلیل شوک پولی منفی قوت بخشد و انتقال سیاست پولی از طریق کانال وامدهای بانکها را تقویت نماید. به صورت خلاصه می­توان گفت که تمرکز می­تواند کانال وامدهی بانک را به عنوان یکی از کانالهای انتقال سیاست پولی، قوت بخشد و یا تضعیف کند. البته این موضوع که کدامیک از این آثار غالب می­باشند تا کنون به صورت مورد بررسی و کنکاش قرار نگرفته است

در ادبیات نظری درخصوص تأثیر انحصار یا قدرت بازاری بر میزان اثربخشی سیاست پولی توافق عمومی وجود ندارد. به منظور توضیح بیشتر در این زمینه ابتدا لازم است سازوکار انتقال سیاست پولی مشخص گردد. نحوه انتقال اثر سیاست­های پولی را می­توان از مجراهای مختلف از جمله کانالنرخبهره[xii]،کانالنرخارز[xiii]،کانالقیمتسایردارایی­ها[xiv]وکانالاعتباری[xv] مورد سنجش و بررسی قرار داد. کانالاعتباری که زیر مجموعه­ای از نگرش­های غیر نئوکلاسیکی به سازوکار انتقال است خود شامل دو مجرای یکی مجرای وام­دهی و دیگری مجرای ترازنامه است (شریفیرنانی،۱۳۹۰). اثربخشی سیاست پولی از طریق مجرای وام­دهی مورد توجه مطالعاتی همچون برناک و بلایندر[xvi](1992)، کشیاپ و استین[xvii] (1995)، برناک (1993)،  برناک و گرتلر[xviii] (1995)، ایهرمن[xix](2003)، مشکین[xx] (2005)،لروی[xxi] (2014) و یانگ و ساهو[xxii] (2016) قرار گرفته است. مطابقنتایجبرآوردهاو محاسباتصورتگرفته توسط محققان می­توانچنینادعا کرد، مجرایوام­دهیبانکیدراثرگذاریبرتولیدوتورمبسیار کاراومؤثرعملمی­کند(مهربان نژاد،1393). نحوه انتقال از طریق مجرای وام­دهی بدین صورت است که بانک­هایی که با یک سیاست پولی سخت­گیرانه (انقباضی) روبرو هستند، قادر نخواهند بود وجوه قابل وام دادن از دست رفته خود را به طور کامل جایگزین نمایند، لذا مجبور به کاهش میزان وام اعطایی خود می­شوند. کاهش وام­های بانکی، کسب و کارها و مصرف کننده­های را که به وام­های بانکی متکی هستند و نمی­توانند وجوه مورد نیاز خود را از سایر منابع تامین کنند، وادار می­نماید از خرید کالا­های بادوام و نیز دارایی­های سرمایه­ای صرف نظر کنند و در نتیجه سرمایه­گذاری و فعالیت­های واقعی اقتصاد رو به کاهش می­گذارد.

 

­­¯ تولید کل   Þ¯ مصرف و سرمایه گذاری  Þ¯ وام های بانکی Þ¯ سپرده­های بانک­ها   Þ¯ عرضه پول

 

اندازه کاهش عرضهوام و بازده دارایی بانک­ها تحت تاثیر سیاست­هایپولی انقباضی،متناسب با میزان دسترسی بانک­ها به منابع مالی مازاد متفاوت خواهد بود. میزان دسترسی به منابع مالی، علاوه بر عواملی چون اندازه بانک، میزان سرمایه ونقدینگی بانک­ها، تحت تاثیر قدرت بازاری و میزان رقابت صنعت بانک­داری نیز است(فانگاکوا و ویل[xxiii]، 2013).

در خصوص تأثیر درجه قدرت بازاری بر اثربخشی سیاست­های پولی بر بازده دارایی بانک­ها در نظام بانکداری دو گروه نظریه مطرح است. گروه اول بر تأثیر مثبت قدرت بازاری بر مجرای وام­دهی و اثربخشی سیاست پولی تأکید می­کنند در حالیکه گروه دوم بر اثر منفی توجه و تأکید می­نمایند.

استدلال گروه اول به این ترتیب است که افزایش قدرت بازاری ممکن است به بانک­های قوی­تر و به لحاظ مالی سالم­تر اجازه دهد، بانک­های ضعیف­تر را به تملک خود درآورند. تملک بانک­های کوچک توسط بانک­های بزرگتر دسترسی آنها را به منابع مختلف تامین مالی در مجموع بهبود می­بخشد، به طوری که قادر به محافظت از عرضه وام در مقابل شوک­های منفی سیاست­های پولی باشد. لذا افزایش قدرت بازاری موجب تضعیف مجرای وام­دهی انتقال سیاست پولی می­شود. همچنین اگر افزایش قدرت بازاری، رقابت در بازار بین بانکی را افزایش دهد، برخی از این بانک­ها ممکن است سعی نمایند از قدرت بازاری بالاترشان ویا از دانش اطلاعاتی بیشتر و شرایط نقدینگی بهتر خود بهره­برداری نمایند. این امر منجر به تحمیل هزینه­های بالاتر نقدینگی برای دیگر بانک­های موجود در بازار خواهد شد. افزایش هزینه­های نقدینگی بانک­ها موجب بروز مشکلاتی در جهت حفاظت عرضه وام خود از شوک نامطلوب سیاست­ پولی انقباضی خواهد شد. بنابراین تاثیر بالقوه قدرت بازاری در هزینه نقدینگی بانک­های ادغام نشده می­تواند مجرای وام­دهی راتقویت نماید. علاوه بر این گروه دوم بیان می­کنند افزایشقدرت بازاریمی­تواند، منجر به انحصار یک­جانبه اطلاعاتی درباره اعتبارسنجی از خوش حسابی[xxiv]مشتریان شود. با اجرای سیاست پولی انقباضی، بانک­های کوچک­تر(که بشدت متاثر هستند) نمی­توانند پاسخگوی تقاضای معمول وام خود باشند. این تقاضای وام پاسخ داده نشده توسط بانک­های بزرگتر به دلیل تحمیل هزینه­های جابجایی برایوامگیرندگانجبران نمی­شود زیرا برای متقاضیان وام، اخذ اعتبارات با هزینه بیشتر ازسایر بانک­ها توجیه اقتصادی ندارد. بنابراین قدرت انحصاری موجب تقویت اثر بخشی سیاست­های پولی انقباضی در کاهش عرضه وام بانکی می­شود. از طرفی با افزایش قدرت بازاری، بانک­های بزرگ­تر ازدسترسیبهتربهمنابعاضافیوجوه مانند گواهی سپرده­ها[xxv] و وام­های بین بانکی[xxvi]،بهره­مند خواهند شد. لذا می­توان گفت با افزایشسهم بازار بانک­های بزرگ، کاهشمعینیدرعرضهپول (سیاست پولی انقباضی) اثر کمتری بر وام­دهی و در نتیجه فعالیت­هایکلان اقتصادی خواهد داشت و افزایش قدرت بازاری موجب تضعیف اثر سیاست پولی از طریق مجرای وام­دهی خواهد شد(الیورو[xxvii]، 2017).

 

2-1- پیشینه تحقیق

ماندلمن[xxviii] (2005) در مطالعه خود نشان می­دهد که انحصار در صنعت بانکی نااطمینانی در متغیرهای حقیقی را افزایش داده و باعث تقویت ادوار تجاری می­شود. آلیگا دیاز و الیورو[xxix] (2007) به بررسی اثرات قدرت انحصاری در بخش بانکی بر متغیرهای کلان اقتصادی، و تاثیر این ساختار بر ادوار تجاری با استفاده از مدل DSGE  می­پردازد. آنان اعتقاد دارند زمانی که نرخ بهره در بانکهایی که وام می­دهند، کاهش می­یابد، بانک با بده بستانی میان کاهش مقدار سود جاری و یا کسب سهم بازاری بالاتر در آینده، مواجه خواهد بود[xxx]. علاوه بر این افزایش سطوح فعالیت اقتصادی سبب افزایش اهمیت سهم بازاری آتی نسبت به سود جاری می­شود و سبب خواهد شد تا بانک نرخ بهره پایین­تری را برای جذب مشتریان جدید در بازار وام پیشنهاد دهد. با توجه به این اساس تئوریکی و در نظر گرفتن وجود اطلاعات نامتقارن در سیستم بانکی و هزینه­های آمد و شد برای قرض گیرند­گان (برای برقراری شرایط رقابت ناقص) مدل DSGE تبیین و به بررسی رفتار ضد سیکلی بانکها پرداختند. آندرس و آرس (2008) با تبیین چارچوب مدل DSGE با وجود محدودیت دارایی­های رهنی برای اخد وام توسط بنگاههای واسطه­ای، به بررسی نقش شوکهای اقتصادی بر ثبات سیستم و نقش ساختار بانکها بر این ثبات پرداخته­اند. به اعتقاد آنان در بلندمدت رقابت بانکی سبب افزایش مصرف و تولید خواهد شد. اما در دنیای پویای اقتصاد، اغلب متغیرها حساسیت بالاتری به شوکهای اقتصادی در زمانی که صنعت بانکی رقابتی­تر باشد نشان می­دهند. گانتنر (2009)، با تدوین مدل DSGE با ساختار رقابت انحصاری در خدمات وام و سپرده و هزینه های تعدیل برای نرخهای بهره بانکی به بررسی نتایج حاصل از شوکهای پولی و تغییرات ساختاری در واسطه­گری­های مالی، در این بخش می­پردازد. نتایج مطالعه وی نشان می­دهد که وجود محدودیت رقابت در بخش سپرده می­تواند به عنوان یک عامل تکاثر (شتاب­دهنده) مالی عمل نماید. علاوه براین به اعتقاد وی بانکها نقش اندکی در ادوار تجاری ایفا می­کنند.

گوانجی ومیورا[xxxi] (2009) بابکارگیریروشپانزار-راساقدامبهسنجشرقابتدرصنعتبانکی 22 کشوردرحالتوسعهنمودهو بااستفادهازمدل­هایغیرتئوریکتوانسترابطهمنفی رقابتدرصنعتبانک­داریواثربخشی سیاستپولی ازطریقمجرایوامدهی رانشاندهد.

آندرس و آرس (2010) نیز با استفاده از مدلی مشابه با کار قبلی خود، مقدار سیاست پولی بهینه را در حالات مختلف ساختار بخش بانکی با استفاده از مدل DSGE محاسبه می­کنند. آندرس و آرس (2012) نیز با توسعه مدل (2008) خود، به بررسی اثرات ساختاری شوکهای وامدهی بر ثبات سیستم اقتصادی پرداختند. نتایج مطالعه آنان نشان می­دهد که اگر صنعت بانکی رقابت بالاتری را داشته باشد، در کوتاه مدت تولید، قیمت اعتبار و مسکن دارای حساسیت شدیدتری به شوکهای ساختاری بانکی خواهد بود. علاوه براین تشدید رقابت در صنعت بانکی سبب ثبات بالاتر در ستاده و اعتبار، در صورت بروز شوک پولی خواهد شد.

آمیدووولف[xxxii] (2013) بااستفاده از رویکردرگرسیونی داده­های پانلبهمطالعهرابطهبینتمرکزدرصنعتبانک­داریواثربخشی سیاستپولی براقتصاد 55 کشورمی­پردازند. بهمنظوربررسی ساختار صنعت بانکی ازشاخصلرنر بهرهجستهونشاندادندکهافزایشمیزانرقابتدراین صنعتبهتضعیفاثربخشی سیاستپولی ازطریقمجرایوامدهی منجرمی­شود.

برامر و همکاران[xxxiii](2013)درمقاله­ای به ارزیابی رقابت در بازار بانکی منطقه یورو از طریق محاسبه شاخص هرفیندال- هیرشمن و همچنین تمرکز نسبی پنج بانک بزرگ (CR5) پرداخته وتاثیر آن دراثربخشی سیاست­های پولی ECB  مورد سنجش قرار می­دهند. نتایج حاصله از بررسی­ها نشان می­دهد، هر دو شاخص حاکی از تسلط بانک­های بزرگ در بلژیک، فنلاند و هلند می­باشد، در حالی که جمع سهم بازار موسسات بزرگ در آلمان و لوکزامبورگ نسبتا کم است. سپس با استفاده از رویکرد رگرسیون حداقل مربعات معمولی نشان می­دهند، درجه تمرکز بالا در صنعت بانک­داری موجب تضعیف اثرگذاری سیاست­های پولی بر متغییرهای کلان اقتصاد می­شوند.

فانگاکوا و همکاران[xxxiv](2013) تاثیررقابتبانکی برانتقالسیاستپولی ازطریقمجرایوام­دهی در16800 بانک از 12 کشور منطقه یورو را بااستفادهازروشبرآوردداده­های پانلدرطولدوره 9 ساله (2002تا 2010 ) ارزیابی می­کنند. نتایج حاصله نشان می­دهد،سطح بالای رقابت در صنعت بانک­داری کشورهای مورد بررسی با قدرت بازای پایین بانک­هاهمراه بوده و موجب تقویت اثربخشی سیاست­های پولی از طریق مجرای وام­دهی خواهد شد.

لروی[xxxv] (2014) درمقاله­ای به بررسی رابطهرقابتدرصنعتبانک­داریواثربخشی سیاستپولی براقتصاد11کشوراز منطقه اروپا می­پردازد. وی بهمنظورمحاسبهشاخصتمرکزازشاخصلرنربهرهجسته وچون دو ورودی قیمت و هزینه نهایی برای به دست آوردن شاخص لرنر مورد نیاز هست،از نسبت کل درآمد به کل دارایی به­عنوان قیمت و برای برآورد هزینه نهایی از تابع ترانسلوگ استفاده می­کند. وی مدل خود را براساس الگوی تجربی کاشیاپ و استین[xxxvi](2000)، اشکرافت[xxxvii](2006) و آلتانباس[xxxviii](2009) ارائه کرده و با رویکرد گشتاورهای تعمیمیافته[xxxix]برای دوره 12ساله (2011-1999) تخمین می­زند. نتایج حاصله نشان می­دهد، بانک­ها با قدرت بازاری بالاتر حساسیت کمتری به تغییرات در نرخ بهره بین بانکیدارند. یعنی افزایش قدرت بازاری صنعت اثربخشی سیاست های پولی را تضعیف می­کند.

یانگ و ساهو[xl](2016) در ارزیابی شاخص لرنر براساس شکاف بین قیمت و هزینه به عنوان شاخص قدرت بازاری سیستم بانکی چنین نمود ایشان نیز برایمحاسبةهزینةنهاییازتابعهزینةمرزیترانسلوگاستفادهنمود. سپس با استفاده از مدل ایهرمن[xli](2003) اقدام به بررسی اثر قدرت بازاری بر اثربخشی سیاست پولی برای سال­های 2003 الی 2014 در کشور چین نمود. نتایج حاصله گویای این­است که بانک­های با قدرت بازاری پایین­تر، تمایل به افزایش رشد وام و حساسیت کمتری نسبت به شوک سیاست پولی دارند لذا افزایش در رقابت بخش بانکی چین اثربخشی سیاست پولی را تضعیف می­کند.

اولیوروولی[xlii](2017) درپژوهشیبهبررسی رابطهتمرکزدرصنعتبانک­داریواثربخشی سیاستپولی ازطریقمجرایوام­دهی براقتصاد 18 کشورمی­پردازد. ایشانبهمنظورمحاسبهشاخصتمرکزازشاخصهرفیندال-هریشمنبهرهجستهوبارویکردرگرسیونی داده­های پانلنشانمی­دهندبرای دوره 10سالهموردمطالعه (1996-2016) کاهشمیزانتمرکزاثربخشی سیاستپولی دراینکشورهاراازطریقمجرایوام­دهی تقویتمی­نمایند.

گودهارت و کبیری[xliii] (2019) با استفاده از رهیافت داده­های تابلویی به بررسی ارتباط بین سیاست­های پولی و سودآوری بانک­ها در محیط نرخ بهره پایین در کشور انگلستان می­پردازند. یافته­های این مطالعه دلالت بر ارتباط معکوس بین سیاست­های پولی بر سودآوری بانک­ها در محیط­های پایین نرخ بهره می­باشد.

مطالعات داخلی زیادی در زمینه­ی مسیر وام­دهی در ایران و نقش بانک­ها و ویژگی­های مربوط به آنها در انتقال اثرات سیاست پولی بر بازده دارایی­ها به عنون یکی از متغیرهای عملکردی در ایران انجام شده از مهمترین این موارد می­توان به مطالعات حقیقی(1385)، تقوی و لطفی(1385)، شریفی­رنانی و کمیجانی(1388)، فرزین­وش و حیدری(1390)، کمیجانی و علی­نژاد(1391) و مهربانی­نژاد(1393) اشاره نمود، اما مطالعات کمی در زمینه اثرات همزمان ساختار بازار صنعت بانک­داری به همراه ویژگی­های خاص بانک­ها بر سازوکار انتقال سیاست پولی در ایران صورت گرفته که در این قسمت به آنها اشاره می­گردد. نظریان، فرهادی­پور و فرجی(1392) در مقاله­ای اقدام به ارزیابیچگونگیاثرتغییررقابتصنعتبانک­داریبر رشد وام نمودند. آن­ها با استفادهازروش­شناسیپانزاروراسدرجهرقابتدرصنعتبانک­داریایرانرااندازه­گیریکردهوسپس اثر شاخص رقابت بازار بانک­داری را بر رشد وام مورد بررسی قرار دادند. نتایجبرآوردشواهدسازگاریرامبنیبرتقویتاثربخشیسیاستپولیازطریقکانالوام­دهی بانکباافزایشرقابتدربانک­دارینشان می­دهد.

شاهچرا و کشیشیان(1393) در پژوهشی ابتدا اقدام به محاسبه میزان تمرکز در صنعت بانک­داری ایران با استفاده از ازسهشاخصهرفیندال-هیرشمن،نسبتتمرکزچهاربنگاه برتروشاخصآنتروپی نمودند، سپس اثر شاخص­های محاسبه شده را در سازوکار انتقال سیاست پولی از طریق مجرای وام­دهی مورد ارزیابی قرار دادند. نتایجبهدستآمدهبیانگرآناست کهضریبمتغیرتمرکزبااستفاده از هر سه شاخص برمجرایوام­دهیبانک­هادارای اثر معنادارومنفیاست، بهاینمعنیکهباافزایشتمرکزازمیزانوام­دهیبانک­هاکاستهشدهومجرایوام­د­هیبهعنوان یکیازسازوکارهایانتقالسیاستپولیتضعیفمی­شود.

بهمنی و میرهاشمی(1394) در بررسی مجرای وام­دهی ناشی از سیاست پولی اعمال شده توسط مقامات پولی ومحاسبه اثرپذیری سیستم بانکی با استفاده از دو شاخص نسبت سپرده­های بانک­های غیردولتی به کل سپرده­های تمام بانک­های نمونه و نسبت وام­های بانک­های غیر دولتی به کل وام­­های تمام بانک­های نمونه دریافتند با افزایش درجه بازاری کردن شبکه بانکی میزان اعطای تسهیلات سیستم بانکی افزایش می­یابد. همچنین میزان انتقال سیاست پولی از طریق مجرای اعطای وام بانکی با افزایش بازاری کردن تضعیف می­شود.

عیسوی و همکاران (1397) در بررسی شاخص­های ثبات و کارایی در 11 بانک دولتی و خصوصی طی سال‌های 1383 تا 1395 با استفاده از شاخص‌های ریسک اعتباری و ریسک نقدینگی نشان می‌دهند بهبود شاخص‌های ثبات منجر به کاهش کارایی بانک‌ها شده و این نشان‌دهنده عملکرد نامناسب بانک‌ها در انتخاب پرتفویی است که هم‌زمان ریسک را کاهش و عملکرد کارایی را بهبود بخشد.

نظریان (1396) در بررسی تاثیر متغیر های کلان اقتصادی بر سودآوری بانک ملی نشان می دهد ارتباط معناداری بین نوسانات سیکل های تجاری و سودآوری بانک ملی ایران وجوددارد و کوچک سازی در جهت کسب سود بیشتر باید در دوران رکود سرمایه گذاری و کیفیت دارایی را مد نظر قرار داده و در دوران رونق وضعیت نقدینگی خودرابهبودبخشدتاباریسکنقدینگیروبرونشود.

حسینی و فرامرزی عباد (1395) اثر گسترش بانکداری الکترونیکی بر بازده حقوق صاحبان سهامدر هشت بانک منتخب فعال در بورس (اقتصاد نوین، پارسیان، پاسارگاد و سینا و پست بانک، تجارت، صادرات و ملت) در دوره زمانی 1385 تا 1393 با استفاده از روش حداقل مربعات تعمیم یافته‌ی و داده‌های تابلویی بررسی می­نمایند یافته‌هایپژوهش درقالببازدهحقوقصاحبانسهامو نسبت تعداد دستگاه‌های خودپرداز به تعداد شعبو سهم هر بانک از کل پایانه‌های فروشبه عنوان ابزارهای بانکداری الکترونیکی و شاخص هرفیندال –هیرشمنبه عنوان متغیر ساختاری به همراه تولید ناخالص داخلی حقیقیبه عنوان عامل خارجی موثر بر سودآوری را بر بازده حقوق صاحبان سهامبررسی و نشانمی‌دهندکهگسترشدستگاه‌هایخودپردازدرشعب بانکیوبرخورداریبانکهااز سهمبالاتر ابزارهایالکترونیکیبهکلپایانه‌های فروش تاثیر مثبت و معناداری بر بازده حقوق صاحبان سهام در نمونه منخب داشته است.

در جمع­بندی مطالعات نشان می‌دهد بسیاری از این پژوهش­ها به بررسی متغیرهای سرمایه، اندازه و نقدینگی بانک در سازوکار انتقال سیاست پولی پرداخته و هیچ کدام تأثیر قدرت انحصاری صنعت بانک­داری بر سازوکار انتقال سیاست پولی بر بازده دارایی­ها را مورد سنجش قرار نداده­اند. بنابراین نوآوری این مقاله ملحوظ نمودن قدرت بازاری بر بازده دارایی بانک­های خصوصی و دولتی با بهره­گیری از الگوهای ساختاری و نیز مدل­سازی آن طی سال­های 1396-1385می­باشد.

 

 

3- روش­شناسی تحقیق    

روش تحقیق اسنادی و کتابخانه­ای و از نظر هدف کاربردی است. ابتدا شاخص قدرت بازاری بر اساس دو رهیافت ساختاری و غیرساختاری استخراج و تأثیر آن بر نرخ رشد وام به عنوان متغیر جایگزین وام­دهی بررسی می­شود. در تشریح الگوهای ساختاری و غیرساختاری در سنجش قدرت بازاری قیمت­پذیری و فروش تولیدات در قیمتی برابر با هزینه­های نهایی، از مهم­ترین خصوصیات بازار رقابتی است. در یک بازار ناکامل رقابتی، بنگاه­ها توانایی تاثیرگذاری قیمت و فروش تولیدات، بالاتر از سطح هزینه­های نهایی را دارند. این ایده توسط لرنر (1934: 161) با معرفی شاخص لرنر  مطرح شد. (P قیمت تولید و C هزینه نهایی تولید). هرچه ارزش این شاخص بیشتر باشد، درجه قدرت بازاری بالاتر است. تفسیر شاخص لرنر باید با احتیاط صورت گیرد؛ زیرا حاشیه قیمت- هزینه[xliv] که این شاخص را تعیین می­کند، قابل افزایش با ارتقا در قیمت یا کاهش در هزینه نهایی است. این تفسیر زمانی مناسب است که افزایشی در شاخص لرنر، با افزایشی در قیمت­های تولیدات همراه باشد. اگر این افزایش ناشی از کاهشی در هزینه­های نهایی باشد، شاخص لرنر بالاتر می­تواند بیانگر کارایی بالاتر به­جای قدرت بازاری باشد. این ابهام ممکن است هنگام استخراج مشاهدات از تعادل­های تک- دوره­ای[xlv] ایجاد شود. بازی یک­بعدی[xlvi] از چنین تعادل­هایی، مانع امکان ورود بنگاه­های جدید به بازار و ملاحظات بنگاه­ها نسبت به پاسخ­های رقبا می­شود. در حالت­های چندبعدی، حاشیه قیمت- هزینه باعث جذب بنگاه­های جدید به بازار یا انگیزه­ای برای رقبا برای افزایش مقدار تولید می­شود. درصورت نبود موانع ورود (مانند بازارهای رقابتی)، این فرآیند تا زمانی­که قیمت­ها تا تعادل با هزینه­های نهایی برابر باشد، ادامه می‌یابد. بنابراین، وجود حاشیه قیمت- هزینه مثبت، تنها زمانی به­عنوان شاهدی برای قدرت بازاری شناخته می­شود که وقوع[xlvii] آن در طول زمان تداوم داشته باشد.

شاخص لرنر به­رغم استفاده گسترده در سنجش قدرت بازاری  به دلیل دشواری محاسبه هزینه نهایی دراغلب مطالعات به­صورت مستقیم استفاده نمی­شود. شاخص جایگزین این مدل­ها دو رهیافت ساختار- رفتار- عملکرد[xlviii] (SCP) و رهیافت سازمان­های صنعتی تجربی جدید[xlix] می باشد. (تیلور[l]، 1988). 

  • رهیافت ساختار- رفتار- عملکرد (SCP)

طبق الگوی رهیافت ساختار- رفتار- عملکرد (مسون ،1939و 1949)  قدرت بازاری را می­توان از رابطه مثبت بین ساختار و عملکرد استخراج کرد. در این رهیافت، متغیرهای ساختار بازار با تمرکز بر بازار، تفاوت در کالا، ادغام عمودی و موانع ورود اندازه­گیری و به­عنوان متغیرهای بروزن­زا منظور می­شوند. متغیرهای عملکرد بازار (نرخ بازده[li]، حاشیه قیمت- هزینه، شاخص q توبین[lii]) به­عنوان متغیر وابسته لحاظ می­شوند. در این رهیافت، متغیر ساختار به­منظور تخمین قدرت بازاری بر متغیر عملکرد برآورد می­شود. این تخمین آثار تغییر[liii] در ساختار بازار بر عملکرد بازار را توضیح می‌دهد.

این رهیافت  از سه جنبه مورد انتقاد است:

 الف) متغیرهای ساختار بازار در حقیقت همیشته ماهیتی برون­زا ندارند، برای مثال؛ تمرکز بازار به­عنوان یکی از متغیرهای ساختار بازار ممکن است که به­وسیله کارایی بنگاه تحت تاثیر قرار گیرد. بنگاه­های با کارایی بیشتر، دارای هزینه­های کم­تر هستند که آن­ها را قادر خواهد کرد تا تولیداتشان را در قیمت­های کم­تر بفروشند. بنگا­های کم­تر کارا، نمی­توانند این عمل را انجام دهند (مگر اینکه ضرری متحمل شوند) که این بنگا­ها را مجبور خواهد کرد تا از بازار خارج شوند و منجر به افزایش تمرکز بازار می­شود. در این حالت، رابطه بین عملکرد بازار و ساختار بازار، معکوس ایده رهیافت SCP است (کاوس و پرتر[liv]، 1977؛ بریس­نهان، 1989؛ دلورم و همکاران[lv]، 2002). به­عنوان یک نتیجه، وجود یک ضریب رگرسیون بازار برای نمایش قدرت بازاری در بعضی شرایط ممکن است که گمراه­کننده باشد.

ب) اندازه­گیری هر دو متغیر ساختار و عملکرد اغلب مشکل است. متغیر تمرکز و مخصوصا شاخص هرفیندال- هریشمن[lvi] در متغیرهای ساختاری بازار، گسترده­ترین شاخص مورداستفاده است. با این حال، این شاخص به­خاطر حساسیت به تعریف بازار مربوطه از نقطه نظر مرزهای جغرافیایی[lvii] و همگنی کالاها، بسیار مورد انتقاد قرار گرفته است (لیجیسن[lviii]، 2003، 123). پروکسی تفاوت در نوع کالا (تولید) نیز به دشواری قابل اندازه­گیری است. داده­های مربوط به استراتژی­های تفاوت در کالا مانند تبلیغات[lix]، بازاریابی[lx] یا تغییر تکنیکی[lxi] نیز به ندرت قابل ارزیابی است. علاوه­براین، از دید خریداران، تفاوت در کالا که برای بنگا­ه­های قدرت­مندتر وجود دارد نیز به­سختی این میزان تمایز، قابل اندازه­گیری است. با این حال، حتی هنگام اندازه­گیری این چنین متغیرها، درجه تفاوت آن­ها ممکن است از بنگاهی به بنگاه دیگرمتفاوت باشد ( روادس[lxii]، 1985: 344- 347). برآورد و محاسبه ادغام عمودی نیز اغلب به­دلیل کمبود داده­های هزینه­های معامله و تفسیر مبهم[lxiii]، به سختی امکان­پذیر است.

در متغیرهای عملکرد بازار، نرخ بازدهی­ها اغلب مسئله­آمیز است. به­دلیل دردسترس نبودن داده­های مربوط به هزینه نهایی، حاشیه قیمت- هزینه به سختی قابل محاسبه است. ازاین­رو، از هزینه­های متوسط اغلب به­عنوان جانشین هزینه­های نهایی استفاده می­شود. علاوه­براین، اندازه­گیری هزینه­ها و مخارج دارایی­های غیرقابل لمس مثل تبلیغات و تحقیق و توسعه[lxiv] در شاخص توبین به­سختی قابل برآورد است (بویر[lxv]، 1996: 116؛ کارلتون و پرلوف[lxvi]، 2005؛ پرلوف ، 2007) و منجر به تورش­دار شدن معیارهای عملکرد بازار شود.

ج) رهیافت SCP فرض می­کند که صنایع مختلف دارای روابط ساختار- عملکرد یکسان هستند. درعمل، هر صنعت دارای خصوصیات ویژه و مخصوص[lxvii] به­خود است. در تحلیل رگرسیون فرض می­شود رابطه بین ساختار- عملکرد، یک اثر علی بین متغیر وابسته و توضیحی است. این موضوع زمانی صحیح است که داده­ها در صنایع مختلف با روابط ساختار و عملکرد متفاوت، جمع­آوری شده باشد. این رابطه بین متغیرها را می­توان به­عنوان همبستگی یا تحلیل توصیفی[lxviii]، تفسیر کرد. ضریب مثبت چنین رابطه­ای لزوما" شاهدی برای قدرت بازاری نخواهد بود (کارلتون و پرلوف، 2005 و پرلوف و همکاران، 2005).  

در برآورد شاخص لرنر به عنوان شاخص ساختاری قدر ت بازاری برایمحاسبةهزینةنهاییازتابعهزینةمرزیترانسلوگاستفادهمی­شودکه فقطشاملهزینه­هایعملیاتی است.اینتابع، هزینه­هایجذبسپرده (تامینمالی) وقیمت سپرده­هارادرنظرنمی­گیرد وصرفاًنهاده­هایفیزیکیمانندنیرویکاروسرمایهو هزینه­هایآنهادرتحلیل­هاواردمی­شوند، زیرابرایانجاممعاملاتوگردآوریاسنادمالیبه نهاده­هایفیزیکیاحتیاجمی­شود.[lxix]تابعهزینةمورد استفاده به صورت رابطه زیر است.

(1)                               

 

(2)                   

 

در تابع فوقCهزینةعملیاتیبانک که ازمجموعةهزینةپرسنلی،هزینةاستهلاک،اداریوسایرهزینههااز صورت سود و زیان بانک­ها استخراج شده اند،L  وام وتسهیلات اعطایی، D مقدارسپرده­گذاری، Wl قیمت نیروی کارکه ازنسبتهزینه­هایپرسنلیدرصورتسود و زیانهربانک از گزارش عملکرد صنعت بانکیدرهرسالاستخراج می­شود بهدارایی­های کل هربانک بدست می­آید، Wk قیمت نهاده سرمایه، V جزء خطای تصادفی با توزیع نرمال و U جزء خطای عدم کارایی، متغیر تصادفی غیر منفی و بیانگر ناکارایی است

داده­های مورد استفاده در این پژوهش از اطلاعات ترازنامه سالنامه بانک­های خصوصی و دولتی ایران و بانک مرکزی ایران برای دوره 1385 تا 1396 و برای 23 بانک فعال دولتی و خصوصی در این دوره جمع آوری شده است. علت استفاده نشدن از آمار سایر بانک­هایی که در این پژوهش آورده نشده است، تاسیس آن­ها در زمان دورتر یا انحلال زودتر از این تاریخ بوده­است.

4- برآورد الگو

با محاسبه شاخص لرنر می توان تأثیر آن، با توجه به سیاست پولی بر بازده دارایی بانک­ها  ارزیابی نمود. برایمحاسبةهزینةنهایی بر مبنای هزینه عملیاتیازتابعهزینةمرزیترانسلوگبرآورد شده  است.اینتابع، هزینه­هایجذبسپرده (تامینمالی) وقیمت سپرده­هارادرنظرنمی­گیرد وصرفاًنهاده­هایفیزیکیمانندنیرویکاروسرمایهو هزینه­هایآنهادرتحلیل­هاواردمی­شوند، زیرابرایانجاممعاملاتوگردآوریاسنادمالیبه نهاده­هایفیزیکیاحتیاجمی‌شود.[lxx]تابعهزینةمورد استفاده به صورت رابطه زیر است.

(3)

 

 

در تابعفوقLn لگاریتم طبیعی و i وtبه ترتیب نشانگر بانک و زمان هستند.Cهزینةعملیاتیبانک که ازمجموعةهزینةپرسنلی،هزینةاستهلاک،اداریوسایرهزینههااز صورت سود و زیان بانک­ها استخراج شده اند،L  وام وتسهیلات اعطایی، D مقدارسپرده­گذاری، Wl قیمت نیروی کارکه ازنسبتهزینه­هایپرسنلیدرصورتسود و زیانهربانک از گزارش عملکرد صنعت بانکیدرهرسالاستخراج می­شود بهدارایی­های کل هربانک بدست می­آید، Wk قیمت نهاده سرمایه،Trend  متغیر روند زمانی که تغییرات تکنولوژی را شامل می­شود V جزء خطای تصادفی با توزیع نرمال و U جزء خطای عدم کارایی، متغیر تصادفی غیر منفی و بیانگر ناکارایی است. با توجه به اینکهتابعهزینةهمگنازدرجةیکاست،برایتضمینهمگنیخطی و برقراری شرط تقارنمحدودیتهایزیرضروریاست.

   (4)    

 (5)      

   (6)    

   (7)    

 (8)

  (9)     

 

مجموعهمحدودیتهایفوق،قبلازبرآوردمدل بر روی معادله (4) اعمال می­گردد تا معادله (10) بدست آید.

(10)

 

 

بهطورمعمولتغییراتتکنولوژیکدرنظامبانک­داریبابکارگیریابزارهایالکترونیکی نظیر(ATM) وخدماتاینترنتیبسیارسریعاتفاقمی­افتد،بدینلحاظمتغیرروندزمانی(Trend)رادرتابعهزینةواردمی­کنیم. همان­طورکهملاحظهمی­شود،جزءخطادرتابع(10) ازدوقسمتتشکیلومقدارتابعهزینةبهصورتخطایمرکبتصریحشدهاست. برآورد مدل­هایخطایمرکببااستفادهازروشحداقلمربعاتمعمولی(OLS) مقدورنیست؛زیراهمةتغییراتدرعملکردبنگاهدرمقایسهبامرزکارایی،تصادفینیست؛بلکهمقداریاز انحرافهابهخاطرجزءناکاراییاستکهتوزیعنیمهنرمالداردوبااستفادهازروشحداکثر درستنمایی(ML) تخمینهایکارابرایضرایبتابعبهدستمی­آید.

 

جدول(1): نتایج حاصل از برآورد تابع هزینه مرزی ترانسلوگ

نام متغیر

پارامتر

ضریب برآورد شده

ارزش احتمال

   

32/3

0000/0

   

77/0-

0001/0

   

2/1

0001/0

   

21/0

0619/0

   

37/0

0168/0

   

08/0-

5025/0

   

46/0

5025/0

   

93/0

5025/0

   

19/0-

0380/0

   

06/0

0465/0

   

18/0

0297/0

   

22/0

0109/0

   

25/0-

0109/0

   

07/0-

2106/0

   

13/0

2106/0

   

56/0

0000/0

   

003/0-

0852/0

   

05/0

1101/0

   

007/0-

7132/0

   

03/0-

0023/0

   

03/0-

0301/0

   

55/0

04891/0

   

89/0

0000/0

معیارهای اعتبار سنجی

ضریب تعیین

98/0

ضریب تعیین تعدیل­شده

97/0

معیار اطلاعاتی آکائیک

22/0

آماره دوربین- واتسون

85/1

         

(** معنی داری ضرایب در سطح احتمال 95% و * معنی داری در سطح احتمال 90% را نشان می­دهد.)

مأخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

پس از تخمین ضرایب مدل (10) به منظوربرآوردقدرتبازاریازطریقشاخصلرنردربازاروام،بامشتق­گیریازتابعهزینةنسبتبه متغیر وام(L) معادله (11)  به­عنوان تابع هزینه نهایی برای صنعت بانکی کشور بدست می­آید .

 

 

(11)     

 

 

برایمحاسبةشاخصلرنر به تبعیت از چارچ و وار[lxxi](2000) از فرمول زیر استفاده خواهیم کرد.

(12)

 

نشانگر نرخبهرهدربازارهایواممیباشد، که به عنوان قیمت بازاری تسهیلات در مدل وارد شده است و از نسبت درآمدهایمشاعدرصورتسودوزیانبانکهابهکلتسهیلاتاعطایی بدست می­آید. درآمدهایمشاعبخشیازدرآمدبانکاستکهبهواسطةمشارکتباافرادبهدستمی­آید. دریافتسپرده­هایمدت­دارازمشتریان،سرمایه­گذاریسپرده­ها درکسبوکارهایمختلفوارائةتسهیلاتمدت­داربهمشتریان،سببایجاددرآمدیبرای بانکمی­شودکهناشیازاختلافنرخسودسپرده­هاوتسهیلاتاعطاییوهمچنینسودحاصل ازسرمایه­گذاری‌هاست.  نشانگر سهم هر یک از بانک­ها از بازار وام می­باشد. که از نسبت وام (L)هربانکبهکلوام­هایاعطایی در سیستم بانکی بدست می­آید.

 

جدول (2): اندازه شاخص لرنر در بازار تسهیلات اعطایی سیستم بانکی ایران

سال

1385

1386

1387

1388

1388

1389

1390

شاخص لرنر

۰.۷۷۵۰۷۹

۰.۷۷۹۴۴

۰.۸۰۳۵۱۴

۰.۷۸۰۱۶۳

۰.۷۵۴۸۰۸

۰.۷۶۳۱۵۸

۰.۷۳۲۱۸۸

سال

1391

1392

1393

1394

1395

1396

 

شاخص لرنر

۰.۷۰۴۱

۰.۶۶۴۸

۰.۶۷۱۶

۰.۶۲۱۱

۰.۶۰۳۵۹۷

0.583289

 

مأخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

شاخص لرنر زمانی­که صنعت در انحصار کامل است عددی کوچکتر از صفر و زمانی­که صنعت در رقابت کامل می­باشد، برابر با یک و در حالت رقابت انحصاری عددی بین  صفر و یک است. میزان شاخص لرنر در طی دوره مورد بررسی نشان می­دهد قدرت انحصاری در صنعت بانکی کشور روند نزولی داشته به طوری که  از 77/0 در سال ۱۳۸۰ به 70/0 در سال 1387 و به 54/0 در سال ۱۳۹۳ کاهش یافته است. طی سال­های 1385 الی 1387 میزان شاخص لرنر در صنعت بانکی روند افزایشی داشته است. در این دوره بانک­های موجوددر صنعت علی­رغم تعییندستورینرخبهرهتواناییبیشتریدرتعیینقیمتبالاترازهزینةنهاییداشته و توانسته­اند قدرت بازاری بیشتری را اعمال کنند. طی سال‌های 1385 الی 1396 میزان قدرت بازاری روند کاهشی داشته و به 0.58 در سال 1396 رسیده است. علت این امر ورود تازه بانک­های خصوصی به صنعت که سهمی از بازار تسهیلات را به خود اختصاص دهند، به طوری که تعداد بانک­های صنعت در سال 1385 چهارده بانک و در سال 1396 به 31 بانک افزایش یافته است.  با اجرایبرنامهخصوصیسازیبانک­ها،صنعتبانکداریدرکشور در طی دوره مورد مطالعه به سمت کاهش قدرت انحصاری گام برداشته است. اگرچهآماروشاخص­های مختلفبراساسمیزاناعطایتسهیلاتحاکیازکاهشقدرت بازاریدرصنعت بانک­داریهستند،اماواقعیتایناستکهباوجودبانک­هایخصوصیوافزایشتعدادآنها، هنوزشاهدوجودقدرت انحصاریملایمو فاصله داشتن ازشرایطرقابتیهستیم.

به منظور بررسی تأثیر شاخص لرنر و سیاست پولی بر بازده دارایی بانک­های خصوصی و دولتی و استفاده از الگوی تجربی ایهرمن[lxxii](2003) قدرت بازاری  بانک هارا به­عنوان متغییر توضیحی سنجش نموده ایم. این مدل توسط آلتونباس[lxxiii](2009)، بهاومیک[lxxiv](2011)، زوالخبری[lxxv](2013) فانگاکوا و همکاران[lxxvi](2013)، لروی[lxxvii] (2014) و پررا[lxxviii](2014)  و یانگ و ساهو[lxxix] (2016) استفاده شده است.  چهارچوب کلی مدل به این صورت است:

(13)

 

که در آن i­ نشانگر بانک و t بیانگر زمان است. متغیر بازده دارایی بانک­ها که به صورت نسبت سود خالص پس از کسر مالیات[lxxx] بر دارایی کل بانک­ها تعریف و به­عنوان متغیروابسته درنظر گرفته شده و اثر متغیرهای مستقلی چون ویژگی­های خاص بانک و میزان رشد تولید ناخالص داخلی و شاخص شاخصسیاستپولی (متوسط نرخ سود سپرده­گذاری (Mpt) با استفاده از رویکرد داده­های تابلویی پویا سنجیده می­شود. X نشانگر نرخ رشد تولید ناخالص ملی حقیقی بعنوان متغیرکنترلی تغییرات تقاضای وام به منظور جداسازی و ایزوله کردن اثر سیاست پولی روی بازده دارایی بانک­ها مورد استفاده قرار می­گیرد. بنابراین انتظار می­رود ضریب آن  دارای علامت مثبت باشد. همچنین انتظار می­رود، پاسخ بازده دارایی بانک­ها به شوک­های سیاست پولی در بین بانک­های با ویژگی­ها و قوت­های مالی مختلف، متفاوت باشد. لذا در مدل مذکور ویژگی­های خاص بانک چون Z1اندازه بانکوZ2نقدینگی بانک و Z3سرمایه بانک لحاظ شده استکه پیرو مطالعات ایهرمن(2003)، آمیدووولف[lxxxi] (2013)، برامر و دیگران[lxxxii](2013)،فانگاکوا و همکاران[lxxxiii](2013) و لروی[lxxxiv] (2014)  از روابط زیر برای بدست آوردن آنها استفاده می­گردد.

(14)

 

(15)

 

  (16)   

                          

 

i­ وt بترتیب نشانگر بانک و زمان وN تعداد بانک­های مورد بررسی و A نشانگر کل دارایی­ها است.Z1اولین معیار و ویژگی خاص بانک اندازه بانک می­باشد.Z2دومین معیار سنجش قوت مالی، نقدینگی بانک است.در این معیار  نشانگر نسبت دارایی­های نقد به کل دارایی­ها بانک i در دوره t است. در این معادلهT بیانگر کل سال­های مورد بررسی است. سومین ویژگی خاص بانک سرمایه بانکی بصورت معادله (15) از مابه­التفاوت نسبت سهم سرمایه(حقوق صاحبان سهام) به کل دارایی­ها از میانگین آنها بدست می­آید.

به منظور جلوگیری از تخمین رگرسیون ساختگی آزمون­های مانایی و هم­انباشتگی در معادلات رگرسیونی و متغیرها انجام شده است. پیشازبرآوردمدل­ها،ماناییمتغیرهاباآزمون­های"دیکیفولرتعمیمیافته"،"لوینچو"و "ایم،پسران وشین[lxxxv]"بررسیشده است. نتایج آزمون مانایی متغیرها نشان می­دهد که تمام متغیرها در سطح، مانا هستند. آزمون هم­انباشتگی پدرونی[lxxxvi] (2004) فرض عدم هم­انباشتگی بین متغیرها را رد می­کند. یعنی متغیرها در بلندمدت هم‌جمع هستند. از این­رو می­توان نسبت به تخمین ضرایب اقدام نمود.

 

 

 

 

جدول(3). نتایج آزمون ریشه واحد متغیرهای تحقیق

متغیرهای تحقیق

Levin, Lin, Chu(t)

Im, Pesaran and Shin (W-stat)

ADF - Fisher

(Chi- square)

PP- Fisher  Chisquare

آماره

p-value

آماره

p-value

آماره

p-value

آماره

p-value

ROA

2/5-

000/0

364/2-

009/0

812/69

004/0

66/72

002/0

MP(L)

65/10

000/0

729/6-

000/0

42/158

000/0

02/231

000/0

Capit(L)

1/4-

000/0

37/3-

000/0

24/77

000/0

26/134

000/0

Liguidit(L)

03/4-

000/0

175/2-

001/0

935/54

058/0

664/80

000/0

Size(L)

05/4-

000/0

002/3-

001/0

074/71

001/0

68/170

000/0

GDP(L)

03/12

000/0

03/7-

000/0

175/16

000/0

03/126

000/0

Lerner(L)

9/12-

000/0

903/6-

000/0

30/160

000/0

85/197

000/0

یاداشت:  نماد (L) به معنی سطح است.

مأخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

قبل از تخمین معادله رگرسیونی و بررسی تاثیر قدرت بازاری صنعت بانک­داری به همراه ویژگی­های خاص بانک بر بازده دارایی­ بانک­های خصوصی و دولتی لازم است تخمین معادله به روش داده­های تابلویی پویا و در قالب تخمین‌زننده گشتاور تعمیم یافته صورت گیرد. دلیل استفاده از داده­های تابلویی پویا بیشتر بودن تعداد مقاطع (بانک­های مورد بررسی) از دوره زمانی تحقیق می­باشد. نتایج تخمین مدل  در زیر ارائه شده است:

 

جدول (4) . نتایج تخمین مدل به روش داده­های تابلویی پویا (گشتاور نتعمیم یافته)

متغیر

ضریب

مقدار آماره z

ارزش احتمال (PV)

 

ROAt-1

75/0

59/6

000/0

 

Size

66/0

02/12

000/0

 

Liquid(-1)

1/0

9/1

058/0

 

Capit(-1)

6/0

9/2

003/0

 

Lerner

91/0

6/8

000/0

 

Montry-Policy

004/0

9/5

000/0

 

GGDP

08/0

8/1

06/0

 

Constant

3/25

5/16

000/0

 

R-squared

95/0

Mean dependent var

566/10

Adjusted R-squared

94/0

S.D. dependent var

761/1

S.E. of regression

46/0

F- statistic

2/95

Sum squared resid

3/52

Prob(F-statistic)

000/0

Log likelihood

3/172-

Durbin-Watson stat

8/1

مأخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

بر اساس نتایج تخمین مدل به روش گشتاور تعمیم یافته، مقدار وقفه­دار مرتبه اول بازده دارایی تأثیر مثبت و معنی­دار بر بازده دارایی جاری داشته و متغیر قدرت بازاری نیز دارای تأثیر مثبت و معنی­دار بر بازده دارایی بانک­ها داشته است. همچنین نتایج حاصله برای ضرایب سه متغیر تخمین­زده شده که قوت ترازنامه­های بانک­ها را اندازه می­گیرد، نشان می‌دهد، رشد وام­ها در میان بانک­ها با اندازه گوناگون و درجات مختلف نقدینگی و سرمایه، متفاوت می­باشد. متغیر نسبت سرمایه، به مانند مدل قبل دارای ضریب مثبت و در سطح اطمینان 95 درصد معنا­دار می­باشد. بانک­های بزرگتر و از لحاظ پرتفویی نقدتر از نظر مالی محدودیت کمتر و توانایی بهتری برای محافظت عرضه وام­های خود از تغییرات شرایط پولی دارند. با افزایش میزان سرمایه، بازدهی دارایی بانک­ها نیز افزایش می­یابد. متغیر میانگین نرخ سود سپرده دارای تأثیرگذاری مثبت و معنی­دار بر بازدهی دارایی بانک­ها داشته به طوریکه با افزایش یک واحدی آن، بازده دارایی بانک­ها در حدود 004/0 واحد افزایش می­یابد. همچنین نرخ رشد اقتصادی نیز دارای اثرگذاری مثبت و معنی­دار بر بازده دارایی بانک­های خصو.صی و دولتی بوده و با افزایش یک درصدی آن، بازده دارایی­ها در حدود 08/0 واحد افزایش می­یابد که با انتظارات تئوریک نیز سازگاراست.

آزمون­های تشخیص والد، آزمون خود همبستگی مرتبه اول و دوم آرولانو و باند و آزمون سارگان جهت تایید مدل و صحت نتایج انجام شد. طبق جدول (5) براساس آزمون والد که دارای توزیع کای دو با درجه آزادی برابر تعداد متغیرهای توضیحی مدل منهای عدد ثابت است فرضیه صفر مبنی بر صفر بودن تمام ضرایب در سطح معنی­داری یک درصد رد شده و در نتیجه اعتبار ضرایب برآوردی در مدل تایید می­شود. جهت اطمینان از عدم وجود خودهمبستگی در اجزای اخلال از آزمون خودهمبستگی مرتبه اول و دوم آرولانو و باند استفاده می­شود.  براساس نتایج جدول (5) فرضیه صفر مبنی برعدم خودهمبستگی درجه اول تفاضل مرتبه اول اجزا اخلال در مدل رد می­شود. اما فرضیه صفر عدم خودهمبستگی سریالی درجه دوم تفاضل جملات اخلال را در مدل نمی­توان رد نمود. لذا مرتبه خودهمبستگی بین جملات اخلال از مرتبه یک بوده و  بنابراین روش آرولانو و باند روش مناسبی برای حذف اثرات ثابت مدل است. سرانجام برای بررسی معتبر بودن ماتریس ابزارها از آزمون سارگان استفاده می­شود. براساس این آزمون فرضیه صفر مبنی بر عدم همبستگی ابزارها با اجزا اخلال در مدل پذیرفته شده است و لذا ابزارهای بکار رفته در مدل معتبر بوده و در نتیجه تخمین­زننده گشتاورهای تعمیم­یافته سازگار می­باشد. لذا نتایج ضرایب برآورد شده در مدل از نظر آماری تایید شده و قابل تفسیر است. 

 

جدول (5). نتایج آزمون تشخیص مدل

آزمون والد

آزمون خود همبستگی مرتبه اول

آزمون خودهمبستگی مرتبه دوم

آزمون سارگان

( 00/0 )  52/306

( 00/0 )  4/3-

( 55/0 )  7/0-

( 22/0 )  02/68

تعداد مشاهدات = 352تعداد گروه­ها= 33تعداد متغیرهای ابزاری = 58

مأخذ: یافته‌های پژوهشگر

 

5- نتیجه­گیری

یکی از عوامل مهم تاثیرگذار بر متغیرهای عملکردی، قدرت بازاری در صنعت بانک­داری است. در پژوهش حاضر اثر قدرت بازاری سیستم بانکی و سیاست پولی بر بازده دارایی بانک­های خصوصی و دولتی بررسی شد. پس از فعالیت بانک­های خصوصی و همزمان با اعمال تحریم­های بانکی مطالعات مختلفی در نظام بانکی ایران صورت گرفت. در این مطالعه ازآمار ترازنامه ای بانک[lxxxvii]وصورتسودوزیان 33بانک کشور طی سال­های 1396-1385بهارزیابی چگونگیاثرتغییراتقدرت بازاریصنعتبانک­داری و سیاست پولی بر بازده دارایی بانک­هاپرداخته شد.یافته­ها نشان می­دهد، افزایشقدرت بازار باسطح معنی­داری بالا موجب افزایش بازدهی دارایی بانک­ها می­شود. با افزایش قدرت بازاری، سودآوری بانک­های خصوصی و دولتی افزایش یافته و بازده دارایی بانک­ها نیز افزایش می­یابد.

 

 

 

 



*این مقاله برگرفته از رساله دکتری نویسنده اول در دانشگاه آزاد اسلامی واحد تهران مرکزی می­باشد.

1-دانشجوی دکتری علوم اقتصادی واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران. hsharifinia@hotmail.com 

2-استادیار اقتصاد، واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران. (نویسنده مسئول)  hoo.momni_vesaliyan@iauctb.ac.ir

3-استادیار اقتصاد،واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.a.daghighiasli@iauctb.ac.ir

4-استادیار اقتصاد،واحد تهران مرکزی، دانشگاه آزاد اسلامی، تهران، ایران.mar.daman_keshideh@iauctb.ac.ir

5-دانشیار،  دانشکده اقتصاد،دانشگاه خوارزمی، تهران، ایران.m.feshari@khu.ac.ir



[i]Barriers to Entry

[ii]Merge

[iii]Monopolize

[iv]Cooperation and collusion

[v]Different Marginal Cost

[vii] Vanhoos

[viii] Olivero et al

[ix]مطالعات تجربی انجام شده توسط Kashyap and Stein (1995)؛ Kashyap and Stein (1997)؛ Altunbas et al. (2002)؛Matousek and Sarantis (2009)؛ liu (2012) نیز ارتباط نزدیک میان اندازه بانک و مقادیر وامدهی آنان را تایید می­کند.

[x] Switching Costs

[xi] Search Costs

[xii]Interest Rate Channel.

[xiii]Exchange Rate Channel.

[xiv]Other Asset Prices Channel.             

[xv]Credit Channel.

[xvi]Bernanke, B. S. and A. S. Blinder.

[xvii]Kashyap, A. K. and J. C. Stein.

[xviii] Bernanke, B., Gertler, M.

[xix]Ehrmann, M. et al. 

[xx]Mishkin, F.

[xxi]Leroy, Aurélien.

[xxii]Jun Yang, Hanhua Shao.

[xxiii]Fungáčová, Solanko, and Weill .

[xxiv]creditworthiness

[xxv]Certificate of deposits

[xxvi]Interbank loans

[xxvii]Olivero, María Pía, Yuan Li, and Bang Nam Jeon

[xxviii] Mandelman

[xxix] Aliaga-D´ıaz and P´ıa Olivero

[xxx] این مورد را به نام the customer “lock-in” effect معرفی می­نماید.

[xxxi] Gunji, H, Miura, K.

[xxxii]Amidu and Wolfe

[xxxiii]Brämer et al.

[xxxiv]Fungáčová, Solanko, and Weill

[xxxv]Leroy, Aurélien.

[xxxvi]Kashyap and Stein

[xxxvii]Ashcraft

[xxxviii]Altunbas

[xxxix]Generalized method of moments (GMM).

[xl]Jun Yang, Hanhua Shao.

[xli] Ehrmann, M. et al.  

[xlii] Marya Pya Olivero, Yuan Li.

[xliii]Goodhart and Kabiri

[xliv]price–cost margins

[xlv]single-period equilibria

[xlvi]one-shot game framework

[xlvii]occurrence

[xlviii]structure–conduct–performance

[xlix] new empirical industrial organization (NEIO)

[l]Tirole

[li]rate of return

[lii] Tobin’s q index

[liii] impact of changes

[liv]Caves and Porter

[lv]Delorme et al.

[lvi]Herfindahl–Hirschman index (HHI).

[lvii]geographical boundaries

[lviii]Lijesen

[lix]advertising,

[lx]marketing

[lxi]technical change

[lxii]Rhoades

[lxiii]lack of transaction costs data and the ambiguous interpretation

[lxiv]research and development

[lxv]Boyer

[lxvi]Carlton and Perloff

[lxvii]idiosyncrasies

[lxviii]descriptive analysis

[lxix]Berger, Allen N.,Humphrey, David B, 1998, pp 454–465.

[lxx]Berger, Allen N.,Humphrey, David B, 1998, pp 454–465.

[lxxi]Church.J., Ware, R.,(2000).p.428

[lxxii] Ehrmann, M. et al. 

[lxxiii]Altunbas et al.

[lxxiv]Bhaumik, S. K., Dang, V., & Kutan, A. M.

[lxxv]Zulkhibri, M.

[lxxvi]Fungáčová, Solanko, and Weill

[lxxvii]Leroy.

[lxxviii] Perera, A., Ralston, D., Wickramanayake, J.

[lxxix]Jun Yang, Hanhua Shao.

[lxxx]Net profit after taxes

[lxxxi]Amidu and Wolfe

[lxxxii]Brämer et al.

[lxxxiii]Fungáčová, Solanko, and Weill

[lxxxiv] Leroy, Aurélien.

[lxxxv]Im,Pesaran,Shin

[lxxxvi] Pedroni

[lxxxvii]Banks Level Data

فهرست منابع

1)     پژویان، ج و شفیعی، الف.، (1387). تحلیل ساختار در صنعت بانکداری ایران: کاربرد تجربی شاخص یو- دیوس، فصلنامه اقتصاد مقداری، شماره 4، 81-105

2)     تقوی،م.،لطفی،ع.(1385). بررسیاثراتسیاستپولیبرحجمسپردهها، تسهیلاتاعطاییونقدینگینظامبانکیکشور. پژوهشنامهاقتصادی.

3)     حسینی، ش و فرامرزی عباد، ح. (1395)، بررسی تأثیر بانکداری الکترونیکی بر بازدهی حقوق صاحبان سهام در بانکهای منتخب فعال در بورس اوراق بهادار تهران، فصلنامه اقتصاد مالی، دوره 10، شماره 35، صص 170-147.
نظریان، ر.، محرابیان، آ. و مرادی، ب. (1396)، بررسی اثر چرخه های اقتصادی بر عملکرد بانک ها در ایران مطالعه موردی بانک ملی ایران (1393-1368)، فصلنامه اقتصاد مالی، دوره 11، شماره 40، صص 138-117.

4)     خدادادکاشی،ف. (1377).بررسیساختاروعملکردبازارنظریهوکاربردآندربخشصنعت، موسسهمطالعاتوپژوهش­هایبازرگانی.

5)     دهقان دهنوی، م.ع، حسینی نسب، س، یاوری، ک وبهرام سحابی.، (1390). ارتباط ساختار بازار و کارایی با سودآوری در صنعت بانکداری ایران، مجله سیاست­گذاری اقتصادی، دوره 3، شماره 6، 61-86.

6)      شاهچرا، م.، کشیشیان، ل.(1393).اثرات هم­زمان تمرکز بانکی و سیاست پولی بر مجرای وام­دهی بانک­ها در نظام بانکداری ایران، پژوهش­های پولی-بانکی، سال هفتم، شماره 19، بهار، صص 27-50.

7)     شریفیرنانی، ح.، کمیجانی، ا. و شهرستانی، ح. (1388). بررسی سازوکار انتقال پولی در ایران: رویکرد خود رگرسیون ساختاری، فصلنامه پول و اقتصاد صفحات 145-172 .

8)     شریفیرنانی، ح.، هنرور، ن. (1388). بررسیاثراتسیاستپولیبرتولیدناخالصداخلیازطریقکانال وامدهیسیستمبانکیدرایران. فصلنامهمدلسازیاقتصادی، صفحات 48-27 .

9)     شیرینبخش،ش. وجباری،ا. ( ۱۳۸۹ ). بررسیاثراتنرخذخیرهقانونیوداراییهایبانکهابر تسهیلاتاعطاییبانکها (روشبرآوردGMM ). مجلهمطالعاتمالی. ۵، ۱۹ - ۳۲ .

10) عیسوی، م.، تاری، ف، انصاری سامانی، ح و عموزاد خلیلی، ح. (1397)، رابطه بین شاخص های ثبات با کارایی فنی بانک‌های ایران طی سال‌های (1395-1383)، فصلنامه اقتصاد مالی، دوره 12، شماره 44، صص 20-1.

11) فرزین­وش، ا.، حیدری،ح.(1389). ارزیابی تاثیر غیرمستقیم سیاست پولی بر عرضه­ی تسهیلات بانکی از طریق ویژگی­های ترازنامه­ای بانک­های دولتی و غیردولتی، فصلنامه تحقیقات مدل­سازی اقتصادی، شماره 2، 146-170.

12) کمیجانی، ا.، علی نژادمهربانى، ف. (1391). ارزیابىاثربخشىکانالهاىانتقالپولىبر تولیدوتورموتحلیلاهمیتنسبىآنهادر اقتصادایران، فصلنامه برنامه ریزی و بودجه.

13) نظریان، ر.، فرجی، ع. و فرهادیپور، م.(1392). تأثیررقابتدرصنعتبانکداریبراثربخشیانتقالآثارسیاستپولی ازطریقکانالوامدهیبانک، فصلنامهروند،سالبیستم،شماره­های 60 و 61، صص 43-74.

14)   Adams, Robert M, and Dean F Amel (2005). “The Effects of Local Banking Market Structure on the Bank-Lending Channel of Monetary Policy”: 1–34.

15)   Amidu Mohammed, Simon Wolfe (2013), the effect of banking market structure on the lending channel: Evidence from emerging, Review of Financial Economics, In Press, Corrected Proof, Available online 13.

16)   Amidu, M., Wolfe, S. (2013). “Review of Financial Economics The Effect of Banking Market Structure on the Lending Channel: Evidence from Emerging Markets.”22:2002-4

17)   Andre´s Javier and Oscar Arce (2012), Banking Competition, Housing Prices And Macroeconomic Stability, The Economic Journal, 122 (December), 1346–1372.Doi:10.1111/j.1468-0297.2012.02531.x.

18)   Andres, J. and O. Arce (2008), Banking Competition, Housing Prices and Macroe conomic Stability, mimeo, Bank of Spain.

19)   Beck, T., De Jonghe, O. and Schepens, G. (2010). Bank competition and stability: reconciling conflictingempirical evidence, Working Paper, Tilburg University.

20)   Berger, A.N., Klapper, L.F. and Ariss, R.T. (2008). Bank competition and financial stability, Journal ofFinancial Services Research, vol. 35(2), pp. 99–118.

21)   -Bernanke, B. (1993), "How important is the credit channel in the monetarypolicy", Acomment; Carnegie-Rochester Conference series on public policy 39,North Holland, 47-52.

22)   -Bhaumik, S. K., Dang, V., & Kutan, A. M. (2011). Implications of bank ownership for the credit channel ofmonetary policy transmission: Evidence from India, Journal of Banking and Finance, 35, 2418-2428.

23)   -Brämer, P., Gischer, H., Ritcher, T., Weib, M., (2013); "Competition in Bank's Lending Business and Its Interference with ECB Monetary Policy", Journal of International Financial Markets, Institutions & Money 25: 144-162.

24)   Claessens, S. and Laeven, L. (2004). What drives bank competition? Some international evidence. Journal of Money, Credit, and Banking 36, 563-583.

25)   Collender, R. N. and Sherrill, S. (2003). Local bank o±ce ownership, deposit control, market structure, and economic growth. Journal of Banking and Finance 27, 27-57.

26)   De Jonghe, O. and Vander Vennet, R. (2008). Competition versus E±ciency: What Drives Franchise Values in European Banking. Journal of Banking and Finance 32, 1820-1835.

27)   Delorme, C.D.J., Klein, P.G., Kamerschen, D.R. and Voeks, L.F. (2002), 'Structure, conduct and performance: a simultaneous equations approach', Applied Economics, vol. 35, pp. 13-20. 

28)   -Ehrmann, M., Gambacorta, L., M artinez-Pages, J., Sevestre, P., & Worm s, A. (2003). Financial systems and therole of the banks in monetary policy transmission in the Euro Area, Monetary Policy Transmission in the EuroArea (pp. 235–269). Cambridge, U K: Cambridge University Press.

29)   Fischer, T. and Kamerschen, D.R. (2013). Measuring competition in the U.S. airline industry using the Rosse-Panzar test and cross-sectional regression analyses. Journal of Applied Economics 6, 73-93.

30)   -Fungáčová , Z., Laura Solanko, and Laurent Weill. (2014). “Does Competition Influence the Bank Lending Channel in the Euro Area?” Journal of Banking & Finance 49: 356–66.

31)   Gerali, A., Neri, S., Sessa, L., Signoretti, F.M., (2010). Credit and banking in a DSGE model of the euro area. Journal of Money, Credit and Banking 42 (s1), 107–141.

32)   Gerali, Andrea, Stefano Neri, Luca Sessa, and Federico Signoretti (2009) Credit and Banking in a DSGE Model of the Euro Area. Paper presented at the Financial Markets and Monetary Policy Conference, sponsored by the Federal Reserve Board and the Journal of Money, Credit, and Banking, June 4-5.

33)   Goodhart, C.A. and Kabiri, A. (2019), Monetary Policy and Bank Profitability in a Low Interest Rate Environment: A Follow-up and a Rejoinder,  CEPR Discussion Papers 13752.

34)   Güntner Jochen H.F. (2011), Competition among banks and the pass-through of monetary policy, Economic Modeling 28, 1891–1901.

35)   Hempell, H. (2002). Testing for competition among German banks. Economic Research Centre of the Deutsche Bundesbank. Discussion paper 04/02.

36)   -Herfindal, Orris C. (1959),"A General Evaluation of Competition in the Copper Industry",Copper Costs and Prices. 1870-1957, Baltimore: Hohns Hopkins Press, xhap.70

37)   -Jun Yang and Hanhua Sha. (2016)“Impact of bank competition on the bank lending channel of monetary transmission: Evidence from China.” International Review of Economics & Finance,vol.43, issue C, pages 468-481

38)   -Lerner, A.P. (1934). "The concept of monopoly and the measurement of monopoly power", Review of Economic Studies 1, 157175.

39)   -Leroy, Aurélien. (2014). “Competition and the Bank Lending Channel in Eurozone.” Journal of International Financial Markets, Institutions and Money 31: 296–314.

40)   Li Yuan (2009), Market Structure in Banking and the Bank Lending Channel: Evidence from the Bank-level Data in Asian and Latin American Countries, A Thesis Submitted to the Faculty of Drexel University.

41)   -Maggi, B. & P. S. Rossi, S. (2003). An Efficiency Analysis of Banking Systems: Acomparison of European and united state large commercial banks using differentfunctional forms. EIFC - Technology and Finance Working Papers. 35.

42)   -Masood, Omar, and Bruno S. Sergi. (2011). “China’s Banking System, Market Structure, and Competitive Conditions.” Frontiers of Economics in China 6(1): 22–35.

43)   -Mishkin, F. (2005).The Economics of Money, Banking and Financial Markets. Pearson ddison Wesley.

44)   -Olivero, M. P., Yuan Li, and Bang Nam Jeon. (2011). “Competition in Banking and the Lending Channel: Evidence from Bank-Level Data in Asia and Latin America.” Journal of Banking and Finance 35(3): 560–71.

45)   -Olivero, María Pía, Yuan Li, and Bang Nam Jeon. (2010). “Consolidation in Banking and the Lending Channel of Monetary Transmission: Evidence from Asia and Latin America.” Journal of International Money and Finance 30(6): 1034–54 .

46)   Olivero.M, Li. Y, Jeon.B.N (2011), Consolidation in Banking and the Lending Channel of Monetary Policy: Evidence from Asia and Latin America, Journal of Banking & Finance, 30, 1034-1054.

47)   -Panzar, J.C., Rosse, J.N( 1987). Testing for monopoly equilibrium. Journal of Industrial Economics 35, 443–456.

48)   -Perera, A., Ralston, D., & Wickramanayake, J. (2014). Impact of off-balance sheet banking on the bank lendingchannel of monetary transmission: Evidence from South Asia, Journal of International Financial Markets,Institutions and Money, 29, 195-216.

49)   -Tabak, B, M., Fazio, D, M., Cajueiro, D, O., (2012), "The Relationship betweenBanking Market Competition and Risk-Taking: Do Size and CapitalizationMatter", Journal of Banking & Finance 36: 3366-3381.

50)   -Zulkhibri, M. (2013). Bank-characteristics, lending channel and monetary policy in emerging markets: bank-levelevidence from Malaysia, Applied Financial Economics, 23, 347-362

 

یادداشت‌ها