Design and Examination of a Model for Stabilization of Banks Based on Financial Reporting Quality

Document Type : Research Paper

Authors

1 Assistant Professor of Accounting, Management and Accounting Department, Shahid Beheshti University, Tehran, Iran

2 Associate Professor of Accounting, University of Salford, Manchester, England

3 PhD Student of Accounting, Management and Accounting Department, Shahid Beheshti University, Tehran, Iran

Abstract

Objective: Regarding the critical role of Banking system’s stability and explanation of financial reporting (as the final result of accounting profession and administrative bodies), the main aim of this paper is to model the banking system stability, based on financial reporting quality. In the second phase, using financial reporting quality, the assessment of approaches which could be used to stabilize banking system is at the center of attention.
Method: Those purposes have been fulfilled, using the Basel 3 stability index and a comprehensive measure of financial reporting quality estimated in a dynamic panel setting, and using a sample of 16 banks during 2007 to 2017 time period.
Results: The findings show positive evidence about the first hypothesis (the credibility of research model for modeling banking system stability based on financial reporting quality) and we also provide confirmatory results about our second hypothesis (promotion of banking network through financial reporting quality using a dynamic LLP approach).  The research results also confirm a positive relationship between the banking system’s stability and financial reporting quality. Furthermore, our results indicate that the implementation of dynamic LLP instead of static LLP approach could lead to stabilization of the banking system through financial reporting quality. 

Keywords

Main Subjects

Full Text

مقدمه

صنعت بانکداری اهمیتی حیاتی در اقتصاد ملی و جهانی و نقشی اساسی به‌منزلۀ مؤسسات سپرده‌پذیر و وام‌‌دهنده برای شرکت‌ها دارد (لوبو[1]، 2017). وضعیت بانک‌‌ها و گزارشگری‌‌ مالی آنها در ایران نیز ازجمله نگرانی‌‌ها و نکاتی است که همواره کاربران گزارش‌‌های مالی به آن توجه کرده‌اند (بدری، 2016). بحران مالی جهانی سال‌های 2008-2007 نشان داد نظام مالی شبکۀ بانکی تا چه حد در هم تنیده بوده است و امکان گسترش سریع زیان‌ها از یک بانک به دیگر بانک‌ها و سرایت بی‌ثباتی در این شبکه تا چه میزان زیاد است. تعاریف زیادی برای ثبات مالی ذکر شده است؛ اما بیشتر آنها بر این نکته اتفاق‌نظر دارند که بی‌ثباتی نظام مالی متشکل از حالت‌هایی است که نظام مالی قادر به انجام اثربخش کارکردهای تعریف‌شدۀ خود نباشد و دچار بحران کارکردی شده باشد. یک نظام پولی باثبات متضمنِ ظرفیت تخصیص کارای منابع، ارزیابی و مدیریت ریسک‌‌های‌ مالی، حفظ سطوح اشتغال در نزدیکی نرخ طبیعی اقتصاد و حذف تغییرات قیمت نسبی دارایی‌‌های مالی و واقعی است که بر ثبات پولی و سطوح اشتغال تأثیر خواهد گذاشت؛ به بیان دیگر، ارزش واقعی ثبات نظام مالی در دوره‌های بی‌ثباتی بیشتر نمایان می‌شود. بی‌ثباتی نظام مالی به معنی ناتوانی بانک‌ها در تأمین مالی پروژه‌‌های سودآور و نامتوازن‌بودن کارکرد تأمین مالی به‌وسیلۀ آنهاست؛ بنابراین، بی‌‌ثباتی عمده در نظام مالی ممکن است سبب سراسیمگی بانکی، تورم مضاعف و سقوط بازار سرمایه شود و اعتماد بین‌‌المللی به بازار مالی و نظام اقتصادی را تضعیف کند (بانک جهانی، 2016)؛ اما نکتۀ مهم و جالب‌توجه، نقش گزارشگری مالی در اجتناب از بی‌ثباتی نظام بانکی است. پژوهش حاضر نیز به‌دنبال الگو‌سازی ثبات نظام بانکی براساس کیفیت گزاشگری مالی (به‌منزلۀ محصول نهایی نظام حسابداری مالی بانک‌ها) است.

با در نظر گرفتن تعریف ذکرشده از ثبات مالی، باید دید آیا گزارشگری مالی قادر است به‌منزلۀ راهبردی در جهت بازداشتن بانک‌‌ها از رفتار‌‌های مخرب ثبات عمل کند یا خیر. ثبات نظام مالی ازطریق محدودکردن سرمایه‌گذاری نامنظم بانک‌ها بهبود خواهد یافت؛ چون سرمایه‌‌گذاری‌های نامنظم سبب از بین رفتن شرط ثبات نظام مالی یعنی توان دریافت تسهیلات به‌وسیلۀ بنگاه‌های سودآور می‌‌شود. به‌صورت دقیق‌‌تر باید گفت ممانعت‌کردن از ایجاد اهرم بیش از حد (حد بالای بدهی)[2] و تحصیل دارایی‌های دارای نقدشوندگی بالقوۀ بسیار پایین (حد بالای ریسک)[3] طی دوره‌های رونق به‌وسیلۀ بانک‌‌ها برای بازداشتن آنها از سرمایه‌گذاری‌ نکردن و ندادن تسهیلات در دوره‌های رکود حیاتی است. بحث اصلی و خلأ ادبیات پژوهشی مزبور به کارآیی نسبی ابزارهای بدیلی (ابزارهای جایگزین برای سیاست‌گذاری) مربوط است که ازطریق آنها می‌توان سلامت و تصمیم‌گیری بانک‌ها را در سطح فردی و جمعی ارتقا داد و درنتیجه، ثبات مالی اقتصاد کشور و نظام بانکی را بهبود بخشید (آچاریا[4] و رایان[5]، 2016). کارکرد محدودکردن حد بالای بدهی و حد بالای ریسک به‌واسطۀ‌ِ کیفیت گزارشگری با روش‌های مختلفی انجام می‌شود. حد بالای بدهی به حالتی اطلاق می‌شود که حجم بدهی شرکت یا بانک آنقدر زیاد باشد که هرگونه سود ایجادشده از محل پروژه‌‌های سرمایه‌‌گذاری جدید به‌طور کامل به دارندگان بدهی فعلی بانک تخصیص یافته باشد؛ بنابراین، حتی پروژه‌‌های دارای خالص ارزش فعلی مثبت نیز قادر به کاهش حجم بدهی شرکت یا افزایش ارزش سهام آن نباشند (مایرز[6]، 1977). حدِ بالای بدهی، بانک‌ها را از سرمایه‌‌گذاری در پروژه‌‌های دارای خالص ارزش فعلی مثبت بازمی‌دارد؛ زیرا منافع ناشی از این کار به‌طور عمده به بستانکاران می‌رسد و منافعی از این بابت نصیب سهامداران نخواهد شد (آدماتی[7]، دمارزو[8]، هلینگ[9] و فلیدرر[10]، 2012).

از مشکلات اساسی در ادبیات پژوهش این است که حد بالای بدهی بانک‌ها و حد بالای ریسک آنها را به‌صورت کامل نمی‌توان مشاهده و اندازه‌گیری کرد (دیاموند[11] و دایوبیگ[12]، 1983). با اینکه امکان مشاهدۀ مستقیم حدود ذکرشده وجود ندارد، هنوز هم قراردادها و فرایندهای نظارت بانکی از معیارهای حسابداری برای سرمایه‌‌سازی و تحلیل آسیب‌پذیری ریسک استفاده می‌کنند. نتایج مطالعاتی همچون آنارفو[13]، آبور[14] و اوسی[15] (2020) نشان‌دهندۀ نقش مستقیم معیارهای نظارتی (همچون کفایت سرمایه) در ارتقای ثبات مالی در سطح بانک است. کمیتۀ بال نیز در همین راستا طی سال 2015 استفاده از معیارهای حسابداری و گزارشگری مالی ازطریق ارتقای افشا را از راهکارهای عملیاتی و اجرایی محدودکردن حد بالای بدهی و حد بالای ریسک در نظر گرفته‌‌ است؛ بنابراین، کیفیت گزارشگری مالی بانک‌ها نقشی مهم در جهت کارآیی نظم بازار و سازوکارهای خارج از بازار با هدف محدودکردن حد بالای ریسک و بدهی آنها بر عهده دارد (آچاریا و رایان، 2016)؛ بنابراین، باید بینش‌هایی در زمینۀ تأثیر کیفیت گزارشگری مالی و به‌ویژه کیفیت ذخیرۀ زیان وام‌های بانکی بر بهبود ثبات نظام مالی به دست آید. در زمینۀ نظام بانکی ایران و لزوم پژوهش بیشتر باید ابتدا از منظر تفاوت‌‌های آن با متناظران خود در سایر کشورها به آن نگریست. نظام بانکداری اسلامی ‌از جوانب مختلفی با همتایان متعارف خود متفاوت و نظام بانکداری ایران حتی از دیگر کشورهای اسلامی ‌نیز متمایز است (کارگروه مطالعاتی استانداردهای بین‌‌المللی حسابداری، 2015). با وجود این، نقش کیفیت گزارشگری مالی بانک‌های ایرانی در جلوگیری از بحران‌‌های بانکی و بی‌ثباتی نظام پولی در تطابق با چهارچوب حد بالای بدهی و حد بالای ریسک مسئله‌‌ای است که ممکن نیست به‌واسطۀ تفاوت الگوی کسب‌وکار بانک‌های ایرانی نادیده انگاشته شود.

براساس مباحث ذکرشده نتیجه گرفته می‌شود که کیفیت معیارهای حسابداری و گزارشگری مالی بانک‌ها ممکن است برای الگو‌‌سازی حد بالای ریسک و حد بالای بدهی و درنهایت، (ازطریق این دو) ثبات نظام مالی به کار گرفته شود. با توجه به موارد گفته‌شده دربارۀ اهمیت حیاتی ثبات نظام مالی در ساختار کلی اقتصاد کشور و ضرورت تبیین نقش گزارشگری مالی به‌منزلۀ محصول نهایی حرفه و بدنۀ حسابداری در سازوکار بهبود یا تضعیف ثبات نظام مالی کشور، سؤال اصلی که این پژوهش در پی پاسخ بدان است به‌صورت خلاصه چنین بیان می‌شود: «چگونه می‌توان ثبات نظام بانکی را ازطریق کیفیت گزارشگری بانک‌ها الگو‌سازی کرد»؟

اما تنها الگوسازی و یافتن عوامل مؤثر ازطریق مدل‌های اقتصادسنجی کافی نیست و برای کامل‌شدن فرایند حل مسئله، باید بدیل مناسبی برای حل خلأ موجود در ادبیات پژوهش و راهبردهای اجرایی تبیین کرد و آزمود. از راهبردهای اجرایی در حوزۀ حسابداری بانکی مربوط به نحوۀ محاسبۀ ذخیرۀ‌‌‌ مطالبات مشکوک‌‌الوصول (به‌منزلۀ مهم‌‌ترین قلم اختیاری ترازنامۀ بانک‌ها) است؛ بنابراین، در پژوهش حاضر بعد از الگوسازی ثبات نظام مالی ازطریق کیفیت گزارشگری بانک‌ها، روش ذخیره‌گیری پویا برای مطالبات مشکوک‌الوصول به‌منزلۀ جایگزینی برای روش فعلی آزمون شده است و در صورت تفاوت معنادار نتایج به‌دست‌‎آمده ازنظر ثبات نظام مالی می‌توان حلقۀ ناقص تحلیل فعلی در پژوهش‌‌های حوزۀ بانکی را کامل کرد. پژوهش حاضر برای اولین بار الگوی جامعی از ثبات نظام مالی کشور ارائه می‌‌کند که براساس کیفیت گزارشگری مالی تبیین شده است و شکاف موجود در ادبیات پژوهشی حاضر در حوزۀ گزارشگری مالی و بانکداری را برطرف می‌‌‌کند. الگوسازی ثبات نظام مالی براساس کیفیت گزارشگری مالی و به‌کارگیری متغیرهای توضیحی جدید نسبت به سایر پژوهش‌‌ها، دومین بعد اهمیت پژوهش حاضر است؛ درنهایت، نتایج پژوهش حاضر برای تولیدکنندگان از منظر تثبیت نظام بانکی راهگشاست.

 

مبانی نظری

بسیاری از پژوهش‌‌ها بدین مطلب اشاره دارند که بانک‌‌ها برای تخطی‌نکردن از حداقل سرمایۀ اجباری، اقدام به توقف اعطای تسهیلات می‌‌کنند. ازجمله نظریه‌های مطرح‌شده در این زمینه، نظریۀ خردشدن سرمایه است. این نظریه پیش‌بینی می‌کند که میزان وام‌‌دهی در طی دورۀ رکود به محدودیت‌های نظارتی سرمایه حساس است و وقتی ‌‌سرمایۀ اجباری کاهش یابد و دشواری در تأمین سرمایۀ خارجی افزایش پیدا کند، میزان اعطای تسهیلات به‌وسیلۀ بانک‌ها نیز کاهش می‌یابد (آچاریا و لوبو، 2016). مطالعۀ انواری،‌ خداپناه و تک‌‌بند (2018) نشان می‌‌دهد اعطای اعتبارات بخش بانکی شاخص اندازۀ بازار سهام را افزایش می‌‌دهد و توقف (قفل‌شدن) اعطای تسهیلات ممکن است سبب شکست بازار سرمایه شود. در همین راستا مقامات نظارتی معتقدند قواعد فعلی محاسبۀ ذخیرۀ زیان وام سبب افزایش اثر هم‌دوره‌ای بودن ذکرشده در تسهیلات خواهد شد. وام‌‌دهی ادواری (یا هم‌‌دوره‌‌ای) در اینجا به معنی اعطای وام بیشتر در دورۀ رونق و اعطانشدن تسهیلات کافی در دوره‌‌های رکود است. به دیگر سخن، آیا افزایش یا کاهش کیفیت گزارشگری مالی در این رفتار مخرب ثبات بانک‌‌ها تأثیر دارد یا خیر؟ بئاتی[16] و لیائو[17] (2011) با بررسی نظریۀ ذکرشده به این نتیجه رسیدند که تأخیر کمتر در شناسایی ذخیرۀ زیان موردانتظار وام، سبب کاهش اثرات خردشدن سرمایه طی دورۀ رکود می‌شود. با توجه به اینکه تأخیر در شناسایی ذخیرۀ زیان وام، از مصادیق نبودن کیفیت اقلام تعهدی و کیفیت گزارشگری مالی در حد کل است، یکی از پیش‌‌بینی‌‌های نظریۀ ذکرشده به‌صورت رابطۀ کیفیت گزارشگری مالی با کاهش ثبات مالی استنباط می‌شود؛ یعنی اگر کیفیت گزارشگری مالی افزایش یافت، ثبات مالی نیز به‌واسطۀ اقدام صحیح بانک‌‌ها افزایش خواهد یافت. دربارۀ چرایی سازوکار هم‌ادواری شدن تسهیلات دراثر کاهش کیفیت ذخیرۀ مطالبات مشکوک‌‌الوصول از منظر حسابداری، باید توجه کرد که به تأخیر انداختن شناسایی زیان موردانتظار وام یا همان ذخیرۀ مطالبات مشکوک‌‌الوصول سبب افزایش ذخیرۀ موردنیاز طی دوره‌های رکود اقتصادی می‌‌شود. نظریۀ وان دن هیول[18] (2011) فرض می‌کند بانک‌ها ممکن است از فرصت‌های وام‌دهی سودآور صرف‌نظر کنند تا ریسک کفایت‌نداشتن سرمایه در آینده را کاهش دهند؛ این اقدام بانک‌ها بدان دلیل انجام می‌شود که افزایش در ذخیرۀ زیان موردانتظار وام طی دورۀ رکود ممکن است سبب کاهش وام‌دهی طی دورۀ رکود شود. بانک‌هایی این حالت را تجربه می‌کنند که زیان وام را با تأخیر شناسایی کرده‌اند.

روش ذخیره‌‌گیری پویا[19] (آینده‌نگر) ازجمله راهکارهای اجرایی مطرح‌شده برای رفع این نقیصه به شمار می‌‌رود. جیمنز[20]، انجنا[21]، پدرو[22] و سورینا[23] (2012) برای ارائۀ شواهدی در زمینۀ چگونگی کاهش اثر ادواری وام با استفاده از الگو‌های آینده‌‌نگر، اقدام به استفاده از پارامتر‌های الگوی ذخیره‌گیری پویای اسپانیایی برای نظام بانکی ایالات متحدۀ آمریکا کردند و نشان دادند در صورت استفاده از الگوی اسپانیایی در ایالات متحدۀ آمریکا چه اتفاقی خواهد افتاد. آنها نشان دادند چنانچه بانک‌های آمریکایی در دوره‌های توسعه با استفاده از الگوی پویا اقدام به ذخیره‌گیری کرده بودند، در دوره‌های رکود اقتصادی در موقعیت‌ بهتری برای جذب زیان قرار می‌گرفتند. بوشمن[24] و ویلیامز[25] (2012) نیز با استفاده از داده‌های بین‌المللی دریافتند اگرچه الگو‌های آینده‌‌نگر برای هموارسازی سود‌ها طراحی شده‌اند، در تقابل با ریسک‌پذیری بانک‌ها دچار ضعف می‌شوند. آنها با استفاده از داده‌های بانک‌های آمریکا دریافتند بانک‌هایی که گرایش به شناسایی ذخیرۀ زیان با تأخیر چشمگیر دارند، درجۀ احتمال بیشتری برای تخطی‌ از معیارهای ترازنامۀ نامناسب و در طی دوره‌های رکود، مشارکت بیشتری در ریسک سیستماتیک دارند.

البته اثر کاهش کیفیت گزارشگری مالی بر ثبات مالی به ذخیرۀ زیان تسهیلات محدود نیست. بئاتی و لیائو (2011، 2014) معتقدند بانک‌هایی که طی دوره‌‌های رونق ذخیرۀ زیان وام را به‌موقع‌‌تر شناسایی کرده‌‌اند، در مقایسه با دیگر بانک‌ها (با شناسایی متأخر ذخایر زیان وام) طی همان دورۀ رونق دربارۀ کفایت‌نداشتن سرمایه دچار محدودیت خواهند شد؛ چون ذخایر شناسایی‌شده طی دورۀ جاری این بانک‌ها (با شمول به‌موقع)، سبب در نظر گرفتن نکول‌های دورۀ رکود پیش رو نیز می‌شود. از این مباحث نتیجه‌گیری می‌شود اثر هم‌ادواری تسهیلات در بانک‌های دارای زیان وام با تأخیر در مقایسه با بانک‌های دارای سود کیفیت قوی‌تری خواهد داشت؛ بنابراین، کیفیت سود و گزارشگری مالی بانک‌ها سبب اقدمات احتیاطی به‌وسیلۀ بانک‌‌های متضمن کیفیت گزارشگری بالاتر در دورۀ توسعه می‌شود و اثر خردشدن سرمایه در آنها را کاهش می‌دهد.

در مطالب ذکرشده مبانی نظریِ ارتباط گزارشگری مالی با ثبات مطرح شد؛ ولی بررسی تفصیلی این ارتباط مستلزم توجه دقیق‌‌تر به نحوۀ عمل نظریۀ خردشدن سرمایه و نقش گزارشگری مالی در جلوگیری از رخداد آن است. ادبیات موجود اقتصاد و مطالعات مالی دربارۀ نظارت بر بانک‌ها و بحران‌های مالی بر حفظ مشوق‌های بانک‌های دارای حد بالای ریسک و بدهی در جهت کاهش حدود مزبور تأکید دارد؛ چون بدهی بیش از حد بانک‌ها را تشویق می‌‌کند تا از تأمین مالی از محل سرمایه کمتر استفاده کنند و آن دسته از تصمیمات سرمایه‌گذاری را بگیرند که درنهایت، سبب انتخاب‌‌های ریسکی[26] می‌شود (جنسن[27] و مکلینگ[28]، 1976؛ دواتریپنت[29] و تایلر[30]، 1993). بانک‌ها بیشتر زمانی مستعد درگیرشدن با رفتارهای متزلزل‌‌کنندۀ ثبات می‌‌شوند که به‌صورت سنتی انتظار داشته باشند بانک مرکزی به‌منزلۀ وام‌دهندۀ نهایی[31] وارد عمل شود؛ اما این محدودکردن رفتارهای ایجادکنندۀ حدود بالای بدهی و ریسک چگونه انجام می‌شود؟ آیا بانک‌‌ها باید در رأس، ابزارهای هشداردهنده داشته باشند یا اینکه بانک مرکزی و سایر بدنه‌‌های نظارتی باید چنین سازوکاری داشته باشند؟

همان گونه که در بخش قبلی نیز از نظر گذشت، ادبیات موجود اقتصاد مالی دربارۀ نظارت بر بانک‌ها و بحران‌های مالی بر کاهش حد بالای ریسک و بدهی تأکید دارد (آچاریا و رایان، 2016). اولین بیانیۀ کمیتۀ بال، با عنوان بال 1 در سال 1988 منتشر شد و بررسی اثرات سرمایۀ احتیاطی بر رفتار بانک‌ها را به‌منزلۀ ضرورت مطرح کرد. برای مثال، شریوز[32] و دال[33] (1992) ارتباط موجود بین سرمایه و تعدیلات جزئی ریسک را با به‌کارگیری نمونه‌ای از بانک‌های تجاری آمریکا طی دورۀ 1984 تا 1986 بررسی کردند. برآوردهای آنها رابطه‌ای مستقیم بین تغییرات در ریسک و سرمایه را نشان می‌دهد و بیان می‌کند که بانک‌های بدون سرمایۀ کافی در واکنش به افزایش پوشش ریسک خود اقدام به افزایش سرمایه می‌کنند. این یافته‌‌ها به‌طور عمده ازطریق نظریه‌های ریسک‌گریزی نهایی و هزینۀ ورشکستی توضیح داده می‌شود؛ به عبارت دیگر، ریسک‌‌گریزی بانک‌‌ها (دراثر ویژگی‌‌‌های ریسک) سبب تغییرات جالب‌توجه در میزان وام‌‌دهی و ثبات نظام مالی (از جزء به کل) خواهد شد. ازسوی دیگر، اثر ویژگی‌‌‌های مزبور بر ثبات نظام مالی ایران هنوز محل بحث است.

هرچند برخی پژوهش‌‌ها همچون میرباقری‌هیر، ناهدی امیرخیز و شکوهی‌فرد (2017) دست به شاخص‌سازی ثبات نظام مالی با در نظر گرفتن برخی خصوصیات سطح بانک زده‌اند، اثر این متغیرها (از بابت اثرات سیاست‌‌گذاری در سطح فردی و جمعی) هنوز به‌صورت جامع مشخص نشده ‌است. از آن گذشته برخی پژوهش‌‌ها همچون ثقفی و جعفری‌‌منش (2015) مشخص کرده‌اند که ویژگی‌های سطح بانک‌ها (مثل اندازه و ...) با کیفیت گزارشگری مالی ارتباط دارد. مطالعاتی همچون کیم[34]،‌ باتن[35] و ریو[36] (2019)‌ نیز بر وجود رابطۀ غیرخطی بین تنوع‌بخشی در فعالیت‌‌های بانک و ثبات آن تأکید داشته‌اند و نتیجه می‌‌گیرند که نمی‌‌توان رابطۀ خطی مستقیم یا معکوس بین این دو را تبیین کرد.

با توجه به مبانی نظری مطرح‌شده (ازجمله نظریۀ خردشدن سرمایه)، از معیارهای اساسی برای پایش حدود بالای بدهی و ریسک در بانک‌‌ها را صورت‌‌های مالی بانک‌‌ها و کیفیت اقلام مندرج در آنها تشکیل می‌‌دهد و کیفیت این اقلام ممکن است با توجه به نظریۀ علامت‌‌دهی و نظریۀ خردشدن سرمایه به بازداشتن بانک‌‌ها از اقدامات ریسکی طی دوره‌‌های ثبات کمک کند و درنتیجه، از انقباض اعتبار طی دوره‌‌های رکود (به‌منزلۀ ویژگی وجدنداشتن ثبات مالی) تأثیر بگیرد؛ بنابراین، فرضیۀ اول پژوهش بدین صورت بیان می‌شود:

فرضیۀ اول: کیفیت گزارشگری بانک‌های ایرانی بر ثبات مالی آنها مؤثر است.

بدین نکته اشاره شد که ذخیرۀ زیان وام از مهم‌‌ترین عوامل مؤثر در کیفیت گزارشگری مالی است و تأخیر در شناسایی آن درواقع مصداقی از کیفیت‌نداشتن گزارشگری مالی محسوب می‌شود. روش محاسبۀ ذخیرۀ زیان تسهیلات در بانک‌‌های ایرانی براساس دستورالعمل ابلاغی ازسوی بانک مرکزی انجام می‌شود که مبنای آن طبقه‌بندی تسهیلات از بابت مدت سپری‌شده از اولین تعویق در تأدیۀ اقساط تسهیلات (دستورالعمل طبقه‌بندی دارایی‌‌ها) و تقسیم‌‌بندی آنها به جاری، معوق، سررسید گذشته و ... است؛ درواقع، این دستورالعمل (که مثالی از یک الگوی ایستاست) بدون در نظر گرفتن خصوصیات هر یک از بانک‌‌ها و صرفاً براساس الگویی کلی اقدام به محاسبۀ ذخیره می‌‌کند. چندی است در مقابل این الگوی ایستا الگوی ذخیره‌گیری دیگری ظهور کرده است که از آن به‌منزلۀ الگوی ذخیره‌‌گیری پویا یاد می‌شود. صندوق بین‌‌المللی پول اقدام به بررسی اثر روش‌های مختلف ذخیره‌گیری پویا بر استحکام مالی بانک کرد و نشان داد روش مزبور سبب هموارسازی هزینۀ ذخیره‌گیری طی چرخۀ اعتباری می‌‌شود و احتمال نکول بانک را کاهش می‌دهد (جیمنز و همکاران، 2012). الگوی ذخیره‌گیری پویا اولین بار در سال 2000 به‌وسیلۀ بانک مرکزی اسپانیا اعمال و در سال 2005 نیز برای رعایت استانداردهای حسابداری بین‌المللی اصلاح شد. الگوی مزبور به‌دنبال ایجاد ذخیره‌ای کلی‌ است که موارد زیر را در نظر بگیرد: زیان موردانتظار در تسهیلات اعطایی جدید طی دوره و ذخیرۀ میانگین طی دوره که سهم معوق وام‌ها در پایان دوره بعد از کاستن ذخایر خاص اعمال می‌شود؛ بنابراین، انتظار می‌‌رود به‌کارگیری الگوی مزبور در ایران (که ساختار اقتصاد تورمی مشابهی با کشورهای آمریکای جنوبی و اسپانیایی‌زبان دارد) نیز سبب کاهش اثر هم‌‌ادواری ذخیرۀ مطالبات شود. با وجود مطالعات انگشت‌شمار دربارۀ اثر الگو‌های موجود برای ذخیرۀ زیان بر اثر هم‌ادواری وام‌دهی و درنتیجه، تشدید بحران‌های مالی، تاکنون هیچ اتفاق‌نظری دربارۀ این مسئله وجود نداشته است و این امر نیاز به مطالعۀ بیشتر را اجتناب‌ناپذیر می‌کند. فرضیۀ دوم پژوهش حاضر به‌صورت زیر است:

فرضیۀ دوم: به‌کارگیری الگوی ذخیره‌گیری پویا در بانک‌های ایرانی سبب کاهش اثر هم‌ادواری ذخیرۀ مطالبات مشکوک‌الوصول می‌شود.

 

روش پژوهش

جامعۀ آماری پژوهش را بانک‌های فعال در جمهوری اسلامی‌ایران طی دورۀ زمانی 1396-1386 تشکیل می‌‌دهد که طی بازۀ پژوهش یا قبل از آن در بازار اوراق بهادار (بازار نقد یا فرابورس) پذیرفته شده باشند و در این مدت به‌منزلۀ بانک یا مؤسسۀ اعتباری زیر نظارت بانک مرکزی جمهوری اسلامی ‌ایران قرار داشته باشند. با اعمال شروط ذکرشده، جامعۀ آماری شامل 16 بانک است که در پایان سال 1396 یک بانک دولتی و بقیه خصوصی‌ بوده‌اند.

در ادامه نحوۀ عملیاتی‌کردن متغیر‌‌ها و درنهایت، الگوی پژوهش تشریح می‌‌شود. متغیر ثبات در ادبیات پژوهشی بانکی براساس کفایت سرمایه، نقدینگی و عملکرد تعریف شده است. برای مثال در پژوهش‌‌هایی نظیر بک[37] و لاون[38] (2006)، بک، دی‌جونج[39] و اسچفنز[40] (2011)، لاون و مجنونی[41]، (2003)، آنگینر[42]، دمینجوک کونت[43]، هوزینگا[44] و ما[45]، (2018)، هِسه[46] و چیهاک[47]، (2007) و ایواشینا[48] و اسکاربستین[49]، (2010) از معکوس شاخص Z بر مبنای بازده دارایی‌ها و معکوس شاخص Z بر مبنای بازده سرمایه استفاده شده ‌است. برخی مطالعات نیز ثبات در تأمین مالی را با طول دورۀ سپرده‌‌گذاری و نوسانات سپرده اندازه‌‌گیری کرده‌اند (تهرانی، میرلوحی، مهرآرا و لطفی‌قهرود،‌ 2019) و به سایر ابعاد ثبات در وضعیت کلی بانک توجه نکرده‌اند. با توجه به محدودیت‌‌های ذاتی سنجه‌‌های مزبور (لاون و مجنونی، 2003)، در پژوهش حاضر برای سنجش کمیت ذکرشده از شاخص ابلاغی بیانیۀ (3) کمیتۀ بال استفاده شده ‌‌است. در بخش سوم از بیانیۀ مزبور برای اولین بار معیار نسبت خالص تأمین مالی پایدار به‌منزلۀ شاخصی از ثبات در سطح هر بانک تعریف شده‌‌ است. این شاخص نشان می‌‌دهد وضعیت منابع دردسترس بانک برای پاسخ به نیازهای تأمین مالی آن در چه وضعیتی قرار دارد. پژوهشگرانی همچون اشرف[50]، رضوان[51] و هویلر[52] (2016) از این شاخص برای بررسی ثبات بانک‌‌های اسلامی و کراگ[53]، لنگنیک[54] و ولتمن[55] (2015) برای بانک‌‌های غیراسلامی استفاده کرده‌اند. بیانیۀ بال (3) در سال 2010 تدوین و با تجدید نظر و اصلاحاتی درنهایت، ساختار مناسب نقدینگی را با توجه به معیار نسبت خالص تأمین مالی پایدار[56] طی بیانیۀ بال (2014) تکمیل کرد. بر این مبنا معیار ثبات مالی به‌صورت رابطۀ 1 تعریف می‌‌شود:

رابطۀ 1: ثبات مالی

 

معیار ثبات مالی در این رابطه از تقسیم وجوه پایدار دردسترس ([57]ASF) بر مقدار وجوه پایدار موردنیاز ([58]RSF) به دست می‌آید. هرچه این نسبت بالاتر باشد، بانک ثبات مالی بیشتر و توان بیشتری در مقابله با بحران‌‌ها و درماندگی‌های مالی دارد؛ به بیان ساده‌‌تر، منابع موجود در سمت چپ ترازنامۀ بانک بر منابع موردنیاز یا مصارف بانک تقسیم می‌‌شوند.

 

رابطۀ 2: محاسبۀ جزئی ثبات مالی

 

 

 

باید به این نکته توجه داشت که برخی موارد ابلاغی به‌وسیلۀ کمیتۀ بال در کشور ما با عناوین دیگری در صورت مالی بانک‌‌‌‌های ایرانی ارائه می‌‌شوند. برای مثال تسهیلات شرکتی در صورت مالی بانک‌‌های ایرانی بیشتر با عنوان تسهیلات جعاله طبقه‌‌بندی‌‌ می‌‌شوند. تعریف و نحوۀ احصای اجزای رابطۀ ذکرشده در جدول 1 بیان شده‌‌ است.

 

 

جدول (1) اجزای تشکیل‌‌دهندۀ محاسبۀ شاخص ثبات مالی در بانک‌ها

شرح

نماد

تعریف

سرمایه

Equity

ارزش دفتری جمع حقوق صاحبان سهام در پایان دوره

نقدینگی

Total LT Funding

جمع دارایی‌‌های نقد و معادل نقد در پایان دوره

سپرده‌‌های مدت‌‌دار

Customer Deposit Saving Term

جمع سپرده‌‌های کوتاه و بلندمدت مشتریان در پایان دوره

سپرده‌‌های جاری

Customer Deposit Current

جمع مانده‌حساب‌‌های سپردۀ جاری مشتریان در پایان دوره

سایر سپرده‌‌ها

Other Deposits and ST Borrowing

سایر سپرده‌‌ها یا بدهی‌‌های کوتاه‌‌مدت بانک به دیگران در پایان دوره

سایر دارایی‌‌ها

Other Assets

سایر دارایی‌‌های بانکی به‌‍جز تسهیلات و ذخایر در پایان دوره

اوراق بهادار دولتی

Government Securities

مانده اوراق بهادار دولتی (اوراق مشارکت) در پایان دوره

اقلام خارج از تراز

OBS Items

مانده اقلام خارج از تراز در پایان دوره

سایر اوراق بهادار

Other Securities

اوراق بهادار غیردولتی در پایان دوره

تسهیلات اعطایی به بانک‌‌های دیگر

Loans and Advances to banks

مانده وام و پیش‌‌پرداخت به سایر بانک‌‌ها در پایان دوره

تسهیلات رهنی

Mortgage Loans

مانده تسهیلات رهنی در پایان دوره

وام‌‌های جعاله

Retail and Corporate Loans

مانده وام‌‌های جعاله در پایان دوره

 

 

در تعریف معیار کیفیت گزارشگری مالی بانک‌‌ها برای پوشش کامل رویۀ حسابداری بانک‌ها علاوه بر معیار قلم اختیاری خاص بانک‌‌ها (یعنی ذخیرۀ م.و.و) باید کیفیت سود حسابداری بانک‌ها نیز بررسی شود. با توجه به ادبیات پژوهشی حوزۀ بانکی، در بانک‌ها از معیارهای پایداری سود و توانایی پیش‌‍بینی جریان نقدی به‌وسیلۀ سود استفاده می‌‌شود (برای مثال، بئاتی و لیائو، 2014). معیار نهایی کیفیت گزارشگری مالی با پیروی از پژوهش‌های قبلی (گوامریز[59] و بالستا[60]، 2013) به‌صورت میانگین مقادیر استاندارد شاخص‌های مزبور محاسبه می‌‌شود.

در این پژوهش برای برآورد معیار کیفیت گزارشگری مالی براساس اقلام اختیاری از الگوی رگرسیونی ذخیرۀ مطالبات سوخت‌شدۀ تسهیلات استفاده می‌شود که در بسیاری از پژوهش‌‌ها (کاناگرتنام[61]، لیم[62] و لوبو، 2011) به کار گرفته شده ‌‌است. ذخیرۀ سوخت تسهیلات در این برآورد، تابعی از مانده ذخیرۀ تسهیلات غیرجاری در ابتدای دوره، تغییر در تسهیلات معوق، خالص تسهیلات اعطایی طی دوره، تغییر در جمع تسهیلات ویژه، جمع تسهیلات ویژه و ترکیب تسهیلات تعریف شده است. در این راستا از الگوی رگرسیونی تعریف‌شده به‌‎صورت رابطۀ 3 بهره گرفته شده است:

 

 

رابطۀ 3: معیار ذخیرۀ زیان موردانتظار تسهیلات:

 

 

 

پژوهش‌‌های زیادی از این الگو برای اندازه‌‌گیری کیفیت گزارشگری بانک‌ها استفاده کرده‌اند که کاناگرتنام و همکاران (2011) ازجمله آخرین موارد آنها به شمار می‌رود و در پژوهش جاری نیز از اصلاحات پژوهشگران بر الگوی اولیه استفاده شده است.

 

 

جدول (2) اندازه‌گیری سنجه‌‌های کیفیت ذخیرۀ م.م.و

شرح

نماد

تعریف

ذخیرۀ م.م.و

LLP

ذخیرۀ م. م. و در پایان سال مالی که براساس کل مبلغ تسهیلات مقیاس‌‌بندی می‌‌شود.

هزینۀ سوخت

CHO

هزینۀ سوخت مطالبات طی دوره که براساس کل مبلغ تسهیلات مقیاس‌‌بندی می‌‌شود.

وام‌‌های ناکار

NPL

مانده تسهیلات غیرجاری که براساس کل مبلغ تسهیلات مقیاس‌‌بندی می‌‌شود.

وام‌‌های رهنی

HOM

مانده تسهیلات رهنی که براساس کل مبلغ تسهیلات مقیاس‌‌بندی می‌‌شود.

وام‌‌های تجاری

COM

مانده تسهیلات جعاله و تجاری که براساس کل مبلغ تسهیلات مقیاس‌‌بندی می‌‌شود.

اندازۀ بانک

SIZE

لگاریتم طبیعی مجموع دارایی‌‌های بانک در پایان دورۀ مالی

نسبت کفایت سرمایه

CAPRATIO

لایۀ اول سرمایه براساس لایۀ یک سرمایه در پایان دورۀ مالی

رشد تسهیلات

GLOAN

افزایش در تسهیلات تقسیم بر ماندۀ ابتدای دورۀ تسهیلات

سود

EBTP

سود خالص بانک قبل از مالیات و هزینۀ مطالبات مشکوک‌‌الوصول تقسیم بر مجموع دارایی

 

 

کیفیت سود بیشتر به‌صورت معیاری از کیفیت کلی گزارشگری مالی در نظر گرفته می‌‌شود (سانچز[63] و مکا[64]، 2017)؛ اما در این پژوهش، معیارهای مزبور در کنار کیفیت اقلام تعهدی تخصصی بانک‌‌ها به کار گرفته می‌‌شود تا اعتبار ساخت و روایی خارجی پژوهش افزایش یابد. الگوی کاناگرتنام و همکاران (2010) ازجمله الگو‌‌های رایج برای سنجش کیفیت سود در حوزۀ بانکداری است. برای اندازه‌گیری این سنجه نیز از مقیاس زیر استفاده شده ‌‌است:

 

 

رابطۀ 4: معیار پایداری سود بانک

 

 

 

 

در بیشتر مطالعات پایـداری سـود ازطریق ضریب  برآورد شده و سود پایدار، کیفیت بالای سود در نظر گرفته می‌‌شود؛ البته هرچقدر مقدار خطای الگوی ذکرشده کمتر باشد، کیفیت گزارشگری بانک از این منظر بیشتر است؛ درنتیجه، سنجۀ مدنظر از این رابطه را قدر مطلق مقدار خطای رابطۀ مزبور ضربدر (1-) تشکیل می‌‌دهد.

توانایی سود برای پیش‌‌بینی جریان‌های نقدی آتی از آن جهت جالب‎توجه است که جریان‌‌های نقدی به‌وسیلۀ سرمایه‌‌گذاران به‌منزلۀ یک ارزش مربوط‌‌تر (در مقایسه با سود خالص) در نظر گرفته می‌‌شود (سانچز و مکا، 2017). معیار مزبور در اینجا نیز به پیروی از کاناگرتنام و همکاران (2010) ازطریق رگرسیون سود قبل از مالیات و جریان‌‌های نقدی یک دوره بعد برحسب سود قبل از مالیات دورۀ جاری اندازه‌‌گیری می‌شود:

 

 

 

رابطۀ 5: توانایی سود برای پیش‌‌بینی جریان‌‌های نقدی آتی

 

 

 

در اینجا از قدر مطلق مقادیر خطای حاصل از این الگو ضربدر (1-) برای تدوین الگوی جامع کیفیت گزارشگری مالی استفاده شده است. در اینجا نیز همچون دو رابطۀ قبلی برای هر یک از بانک‌‌های نمونه رابطه برآورد و مقدار مدنظر حاصل می‌‌شود. متغیرهای به‌ کار گرفته‌شده در روابط 4 و 5 در جدول 3 تشریح شده ‌‌است.


 

جدول (3) سنجه‌های پایایی سود و قدرت سود برای پیش‌بینی جریان‌های نقدی آتی

شرح

نماد

تعریف

سود قبل از مالیات و هزینۀ م م و

  

سود دورۀ آتی بانک قبل از کسر مالیات و هزینۀ مطالبات مشکوک‌الوصول تقسیم بر مجموع دارایی‌ها

اندازۀ بانک

  

لگاریتم طبیعی جمع دارایی‌ها در پایان دوره

تسهیلات

  

مانده تسهیلات بانک در پایان دورۀ جاری تقسیم بر مجموع دارایی‌‌ها

رشد تسهیلات

  

افزایش در تسهیلات تقسیم بر ماندۀ ابتدای دورۀ تسهیلات

سود قبل از مالیات

  

سود جاری بانک قبل از کسر مالیات تقسیم بر مجموع دارایی

سپرده

  

لگاریتم طبیعی جمع سپرده‌ها در پایان دوره

 

 

در این پژوهش علاوه بر کیفیت گزارشگری مالی بانک، از سنجه‌های مختلف ریسک بانکی به‌منزلۀ متغیرهای کنترلی یا عوامل مؤثر بر ثبات مالی در بانک بهره گرفته شده است. جدول 4 شمایی از سنجه‌های ریسک بانکی و تعریف آنها مبتنی بر پژوهش‌‌هایی همچون گویایدرا[65]، لای[66]، سومار[67] و تچانا[68] (2013) و کاپان[69] و مینوی[70] (2018) است. نسبت تسهیلات غیرجاری ازجمله معیارهای متدوال ریسک اعتباری در مطالعات قبلی محسوب می‌‌شود (رستمی،‌ نبی‌‌زاده و شاهی،‌ 2018؛ پناهیان و جعفری‌‌منش، 2012‌). سنجه‌های بیان‌کنندۀ ویژگی‌‌های سطح بانک نیز در زمرۀ متغیرهای کنترل پژوهش قرار دارند. تعریف این ویژگی‌‌ها مبتنی بر پژوهش‌‌های حوزۀ بانکی (یونگ[71]، 2013؛ بن‌باهنی[72] و هاسنوی[73]، 2017؛ شیناسی[74]، 2006؛ گارسیا مارکو[75] و ربلز فرناندز[76]، 2008؛ جوکیپی[77] و میلن[78]، 2011؛ هانا[79] و هانوک[80]، 1988) انجام شده است. در تعریف این ویژگی‌‌ها از اندازۀ بانک بر مبنای لگاریتم طبیعی جمع دارایی‌‌ها در پایان دوره و نسبت مالکانه بر مبنای درصد حقوق صاحبان سهام از جمع دارایی‌ها در پایان دوره به‌منزلۀ ویژگی‌‌های سطح بانک استفاده شده‌‌ است. به‌علاوه با توجه به اینکه وام و تسهیلات اعطایی بانک‌ها منبع عمده برای تأمین مالی خرید املاک و مستغلات به شمار می‌رود، دور از ذهن نیست که رابطۀ بسیار نزدیکی بین قیمت املاک و مستغلات با اعتبار بانک وجود داشته باشد. بانک تسویۀ بین‌‌المللی (2005) نشان می‌دهد اعتبار بانک و قیمت‌ املاک و مستغلات در بلندمدت با هم ارتباط مستقیم دارند. مطالعات مزبور نشان می‌دهد اثر قیمت املاک و مستغلات بر اعتبار بانک به‌صورت معناداری مثبت است. با توجه به ارتباط شاخص قیمت املاک و مستغلات با ثبات و استحکام شبکۀ بانکی، متغیر مزبور برای الگوسازی ثبات نظام بانکی به کار گرفته شده‌‌ است. سنجش این متغیر به‌صورت لگاریتم طبیعی شاخص قیمت املاک و مستغلات تعریف می‌‌شود.

درنهایت، با توجه به بحران‌‌های مالی و بانکی سال‌‌های اخیر، جایگاه حاکمیت شرکتی برای موفقیت شرکت‌‌ها و بنگاه‌‌های مالی اهمیتی بیش از پیش یافته است. امروزه بانک‌‌ها نقش اصلی تأمین مالی کشورها را به‌ویژه در کشورهای در حال توسعه بر عهده دارند و با توجه به ارتباط نظام بانکی و کل بخش‌‌های اقتصاد، برقراری حاکمیت شرکتی در بانک‌‌ها اهمیتی مضاعف دارد (فرزین‌وش، دادگر، مهرآرا و نجارزاده، 2017). بیشتر قوانین (ازجمله مواد 107 و 142 قانون تجارت ایران) اعضای هیئت‌مدیره را در قبال سهامداران مسئول قلمداد کرده ‌‌است. از آنجا که شمار اعضای هیئت‌مدیرۀ بیشتر بانک‌‌های ایرانی 5 نفر بوده (حسب ماده 107 قانون تجارت) است و با توجه به مشاهده‌نشدن تصدی همزمان ریاست هیئت‌مدیره و مدیریت عامل (با توجه به مادۀ 124 لایحۀ اصلاح قانون تجارت) در جامعۀ آماری، می‌‌توان نتیجه گرفت معیارهای ذکرشده شرایط مناسب یک متغیر برای طرح پژوهش (تغییرپذیری بالا در نمونه) را ندارند؛ بنابراین، برای سنجش حاکمیت شرکتی بانک‌‌های این پژوهش از نسبت اعضای غیرموظف به کل اعضا و درصد مالکیت نهادی استفاده شده ‌‌است.

با توجه به مطالب و تعاریفی که از نظر گذشت، برای تبیین الگوی‌‌ پژوهش با استفاده از متغیرهای ‌‌گفته‌شده و برای تعیین ارتباط بین متغیرها از الگوی پژوهش‌‌های حوزۀ بانکی (کیشان[81] و اوپیلا[82]، 2006؛ بوید[83] و رانکل[84]، 1993؛ بسلر[85] و کورمان[86]، 2014) و متغیرهای تعدیل‌‌شده به شرح رابطۀ 6 استفاده شده ‌‌است:

 

رابطۀ 6: الگوی ثبات مالی براساس کیفیت گزارشگری مالی

 

 

 

از آنجا که تأخیر اول متغیر وابسته یعنی ثبات مالی (STAB) در سمت راست الگو وجود دارد، از روش پنل پویای گشتاور تعمیم‌یافتهبرای برآورد الگوی ذکرشده استفاده می‌‌شود؛ البته به‌کارگیری روش گشتاور تعمیم‌یافته در مطالعات حوزۀ ریسک و ثبات بانکی در مطالعات قبلی نیز مرسوم است (برای مثال، رستمی و همکاران، 2018).


 

جدول (4) تعریف عملیاتی متغیرها در الگوی پژوهش

نوع

شرح سنجه

نماد

تعریف

وابسته

ثبات مالی

  

مقدار به‌دست‌‎آمده طبق بیانیۀ بال (2014) و رابطۀ 1

ابزاری

ثبات مالی سال قبل

  

سازۀ تأخیری ثبات مالی دورۀ قبل طبق بیانیۀ بال (2014)

مستقل

کیفیت گزارشگری مالی

  

میانگین مقادیر استانداردشدۀ باقی‌مانده رابطۀ 3 (کیفیت ذ.م.م.و)، رابطۀ 4 (پایایی سود) و رابطۀ 5 (پیش‌بینی جریان‌های نقدی آتی)

ابعاد ریسک بانکی (کنترل)

ریسک اعتباری

  

نسبت تسهیلات غیرجاری به مجموع تسهیلات

ریسک حاکمیتی

  

درصد تفاوت بین نرخ تسهیلات تبصره‌‌ای و نرخ اوراق مشارکت بلندمدت دولتی

ریسک خارجی

  

نسبت تسهیلات ارزی اعطایی به شرکت‌‌های خارجی به مجموع تسهیلات

املاک

(کنترل)

شاخص قیمت املاک و مستغلات

  

لگاریتم طبیعی شاخص قیمت املاک و مستغلات

ویژگی بانک

(کنترل)

اندازۀ بانک

  

لگاریتم طبیعی جمع دارایی‌‌ها در پایان دوره

ساختار مالی (نسبت مالکانه)

  

حقوق صاحبان سهام به جمع دارایی‌‌های پایان دوره

حاکمیت شرکتی (کنترل)

نسبت اعضای غیرموظف

  

نسبت اعضای غیرموظف هیئت‌مدیره به مجموع اعضا

درصد حاکمیت نهادی

  

درصـد سـهام نگهـداری‌شـده به‌وسیلۀ شـرکت‎‌هـای دولتـی

 

 

 

برای بررسی فرضیۀ اول رابطۀ 6، می‌توان آن را در قالب روش رگرسیون تابلو پویا برآورد کرد و در صورت معناداری متغیر ابزاری و آمارۀ جی، نسبت به رد یا تأیید آن نظر داد. از روش تابلو پویا برای حل مشکلات مربوط به خودهمبستگی و ناهمگنی استفاده می‌‌شود. اگرچه همواره می‌‌توان از الگوی اثرات تصادفی پیشنهادی هانسون استفاده کرد، با توجه به وجود تأخیر (دورۀ زمانی قبل‌‌تر) متغیر وابسته در الگوی پژوهش، مسائل مربوط به درون‌‌زایی بعضی متغیرهای توضیحی حل‌نشده باقی خواهند ماند. حل مشکلات مزبور دلیل اصلی برای استفاده از الگوی گشتاور تعمیم‌یافته را تشکیل می‌‌دهد؛ بنابراین، آزمون همبستگی تفاضل اول که ازجمله مفروضات کلاسیک رگرسیون است، در این الگو موضوعیت نخواهد داشت (بروکز[87]، 2007). برآوردگر سیستم گشتاور تعمیم‌یافته (GMM-SYS[88]) این امکان را برای پژوهشگران ایجاد می‌‌کند تا مشکلات مربوط به همبستگی سریالی، ناهمسانی واریانس و درون‌‌زایی برخی متغیرها را رفع کنند. این مشکلات به‌وسیلۀ آرلانو و بوند و بلاندل حل شد. او تفاضل مرتبۀ اول برآوردگر گشتاور تعمیم‌یافته (GMM-DIF[89]) و برآوردگر گشتاور تعمیم‌یافته (GMM-SYS) را ارائه کرد. با توجه به موارد ذکرشده در این مقاله نیز با تأیید اعتبار برآوردگر گشتاور تعمیم‌‌یافته، الگوی اصلی پژوهش ازطریق روش تابلو پویا برآورد می‌‌شود.

برای تشریح نحوۀ آزمون فرضیۀ دوم ابتدا باید اجزای الگوی مربوط به آن تشریح شود. هسه و سیهاک (2007) طی پروژه‌ای پژوهشی برای صندوق بین‌المللی اقدام به بررسی اثر روش‌های مختلف ذخیره‌گیری پویا بر ثبات بانک کردند و نشان دادند روش مزبور سبب هموارسازی هزینۀ ذخیره‌گیری طی چرخۀ اعتباری می‌شود و احتمال نکول بانک را کاهش می‌دهد. به بیان ریاضی، چنانچه تسهیلات جدیدی به مبلغ  در طبقۀ همگن  طی دورۀ زمانی  اعطا شود، ذخیرۀ کلی ( ) باید به میزان  افزایش پیدا کند. در اینجا  برابر با نرخ زیان اعتباری در طبقۀ  طی سال است. نتیجۀ این عبارت اولین جزء از ذخیرۀ تفاضلی را تشکیل داده است که نشان‌‌دهندۀ زیان موردانتظار در تسهیلات اعطایی جدید است. دومین جزء ذخیره در این الگوی داینامیک به میانگین ذخیرۀ اختصاصی موردانتظار طی چرخۀ تجاری مربوط است که هنوز رخ نداده ‌است. این مقدار برابر با  است که  برابر با ذخیرۀ اختصاصی برای تسهیلات در طبقۀ  طی دورۀ  و  برابر با مبلغ ماندۀ تسهیلات است؛ درنهایت نیز الگو از بابت ذخیرۀ رخ‌‎داده طی دورۀ جاری تصحیح می‌شود که ازطریق مقدار  انجام می‌گیرد.  برابر با ذخیرۀ افزایش‌یافته بعد از کسر ذخیرۀ سوخت‌شده و ذخیرۀ بازیافت‌شده است. می‌توان ذخیرۀ عمومی افزایش‌‎یافته طی هر دوره را براساس فرمول زیر محاسبه کرد:

رابطۀ 7: روش ذخیره‌‌گیری پویا

 

برای آزمون فرضیۀ 2 ابتدا رابطۀ 7 با توجه به داده‌ها و طبقه‌های موجود در بانک‌های نمونۀ پژوهش محاسبه و تعدیل می‌‌شود؛ به عبارت دیگر، ذخیرۀ مطالبات بار دیگر با روش پویا برآورد شده‌‌ است. حال باید دید آیا تغییر فرضی روش مزبور سبب تغییر اثر کیفیت گزارشگری مالی بر ثبات مالی شده‌‌است یا خیر. بدین منظور معیار کیفیت گزارشگری مالی (البته تنها جزء اول آن یعنی کیفیت ذخیرۀ مطالبات مشکوک‌‌الوصول) دوباره برآورد و در رابطۀ 6 قرار داده می‌‌شود. به عبارت ساده‌‌تر، الگوی موضوع فرضیۀ اول دوباره با اعمال ذخایر به‌دست‌آمده از الگوی پویا آزمون می‌شود. با توجه به تجربیات اجرایی و پژوهشی انجام‌شده در پرو، اسپانیا و اروگوئه انتظار می‌رود جایگذاری مقادیر به‌دست‌آمده از الگوی ذخیره‌‌گیری داینامیک سبب تغییر معنادار مقادیر اولیۀ محصول رابطۀ 6 شود و از این طریق فرضیۀ دوم تأیید یا رد می‌‌شود.

 

یافته‌‌ها

دربارۀ آمار توصیفی متغیرهای پژوهش ذکر چندین نکته جالب‎توجه می‌‌نماید. میانگین شاخص مطالبات سوخت‌شده تقریباً 004/0 مجموع تسهیلات است. با توجه به میانگین 236/183 میلیارد ریالی، مجموع تسهیلات به‌صورت میانگین حدود 679 میلیارد ریال از تسهیلات سال ‌‌- بانک‌‌های نمونه در طی دورۀ پژوهش سوخت شده است. بیشینۀ مطالبات سوخت‎‌شده به بانک تجارت در سال 1385 مربوط است. میانگین سود قبل از مالیات و ذخیرۀ مطالبات مشکوک‌‌الوصول حدود نه‌درصد و بیشینۀ آن در سال - ‌‌بانک‌‌های نمونه به بانک ایران‌زمین در سال 1390 مربوط است. مشاهدۀ مقدار کمینۀ شاخص مزبور نیز از بابت بانک سرمایه در سال 1396 انجام شده ‌‌است. بیشینۀ تسهیلات غیرجاری به بانک سرمایه در سال 1396 مربوط است. بیشینۀ ذخیرۀ تسهیلات مشکوک‌‌الوصول را هم سال - بانک ذکرشده به خود اختصاص می‌‌دهد.

میانگین اندازۀ سال - ‌‌بانک‌‌های نمونه (برحسب لگاریتم بر پایۀ 10) برابر با 26/14 است. دربارۀ کمیت ریالی، مجموع دارایی سال - بانک‌‌های نمونه در حدود 339/182 میلیارد ریال قرار دارد و با مأخذ قراردادن نرخ غیررسمی دلار (041/22 ریال)، میانگین دارایی سال - بانک‌‌های نمونه حدود 272/8 میلیون دلار است. میانگین کفایت سرمایه در نمونۀ پژوهش حدود 12% و بالاتر از حد الزامی است. شاخص مزبور برای بانک‌‌های در شرف تأسیس خیلی بالاست. برای مثال بیشینۀ آن به بانک ایران‌زمین در سال 1389 با درصد کفایت سرمایۀ حدود 281 درصد مربوط است. نکتۀ جالب‌توجه بعدی به زمانی مربوط است که نسبت ذکرشده کمتر از 8 درصد و حتی منفی قرار گرفته‌‌ است. برای مثال، کمینۀ مقدار کفایت سرمایۀ سال - بانک‌‌های نمونه را مقدار مشاهده‌شده از بابت بانک سرمایه در سال 1396 با مقدار 35- درصد تشکیل می‌‌دهد. میانگین رشد تسهیلات در نمونه حدود 78‌درصد است. کمینۀ رشد تسهیلات به بانک سرمایه در سال‌‌های پایانی پژوهش مربوط است. بیشینۀ رشد تسهیلات نیز از بابت بانک ایران‌زمین در سال 1391 مشاهده شده‌‌ است. بیشینۀ شاخص سود قبل از مالیات را مشاهدۀ بانک ایران‌زمین در سال 1390 تشکیل می‌‌دهد. کمینۀ سود قبل از مالیات به بانک سرمایه در سال 1395 مربوط است؛ این بانک در سال مزبور زیان قبل از مالیاتی معادل 332/50 میلیارد ریال به ثبت رساند. با توجه به نتایج سایر مطالعات، در این پژوهش زیان انباشتۀ بانک سرمایه در سال 1395 در حدود 72/1 برابر سرمایۀ پرداخت‌شدۀ آن و سه برابر حداقل اعلامی ذیل مادۀ 141 قانون تجارت است.

دربارۀ آمار توصیفی سپرده‌‌ها، جالب‌‌ترین نکته به مقدار بیشینۀ مشاهده (09/1) مربوط است؛ به عبارت دیگر، مقدار سپرده‌‌های بانک سرمایه در سال 1396 از دارایی‌‌های آن بیشتر است و در این سال سپرده‌‌‌های بانک سرمایه حدود 432/191 میلیارد ریال و بیشتر از مجموع دارایی 239/174 میلیاردریالی بانک است. این حالت غیرمعمول بدان دلیل رخ داده است که در این سال مجموع مانده‌حقوقِ صاحبان سرمایۀ بانک سرمایه حدود 240/110 میلیارد ریال بدهکار است. ضمن بررسی آمار توصیفی نسبت وام به سپرده مشخص می‌‌شود میانگین نسبت ذکرشده میان بانک‌‌های ایرانی برابر با %4/75 است. این امر نشان می‌‌دهد بانک‌‌ها تمام سپردۀ مشتریان را به اعطای تسهیلات اختصاص نداده‌اند و تنها بنگاه‌‌داری کرده‌اند. میانگین نسبت تسهیلات به مجموع دارایی‌‌ها (حدود 57 درصد) نشان می‌‌دهد حدود 43 درصد از دارایی‌‌های بانک‌‌های نمونه را اقلامی به‌جز تسهیلات به خود اختصاص داده ‌‌است.

دربارۀ آزمون‌‌های پیش‌فرض الگوی اول ذکر این نکته ضروری است که ضمن آزمون‌‌های مرتبط مشخص شد فرضیۀ صفر آمارۀ جارک برا مبنی بر طبیعی‌‎بودن سری جملات خطای الگوی اول کیفیت گزارشگری مالی با اطمینان 95 درصد رد نشده است (مقدار معناداری: 337521/0) و سری جملات خطای رگرسیون مزبور فرض مدنظر را دارد. این جملات خطا درواقع، یکی از داده‌‌های ورودی الگوی اصلی مقاله است و طبیعی‌بودن آن در اینجا تصدیق و از آزمون اضافی بر آن در قسمت بعدی اجتناب شده ‌‌است. در گام بعدی، وجود ریشۀ واحد در متغیر وابستۀ اصلی این الگو (ذخیرۀ مطالبات مشکوک‌‌الوصول) با استفاده از آزمون لوین، لین و چو بررسی و در پی آن مانایی متغیر مزبور تأیید شد. ناهمسانی واریانس فرض کلاسیک بررسی‌شدۀ بعدی است. آزمون ناهمسانی واریانس برای الگوی رابطۀ 1 با استفاده از آزمون ناهمسـانی واریانس نسبت احتمال انجام شده است. با توجه سطح معناداری بیش از 5 درصد برای آزمون مزبور (9572/0) نمی‌‌توان فرضیۀ صفر مبنی بر وجودنداشتن ناهمسانی را رد کرد؛ بنابراین، رگرسیون حاضر از این منظر شرایط لازم را دارد. آزمون همخطی نیز با استفاده از عامل تورم واریانس (VIF) انجام شده ‌‌است. همان طور که در ستون آخر جدول 5 نیز مشاهده می‌شود، هیچ یک از عوامل تورم واریانس محاسبه‌شده بالاتر از 5 نیست؛ بنابراین، هم‌‌خطی متغیرهای توضیحی مشارکت‌‌کننده در معادله در سطحی مطلوب و مجاز قرار دارد. دربارۀ تناسب برآورد تابلویی و اثرات ثابت یا تصادفی نیز در ابتدا آزمون لیمر انجام شده ‌‌است. خروجی این آزمون از بابت الگوی اول نشان‌دهندۀ ردشدن فرضیۀ صفر (مبنی بر تناسب الگوی ترکیبی) است؛ بنابراین، نوع برآورد تابلویی برای این الگو در نظر گرفته می‌‌شود. در گام بعدی با استفاده از آزمون هاسمن نسبت به تعیین به‌کارگیری اثرات ثابت یا تصادفی در تخمین الگو بررسی لازم انجام شده ‌‌است. محصول آزمون مزبور نشان می‌‌دهد فرضیۀ صفر این آزمون (کارآیی بیشتر اثرات تصادفی) رد نشده و در برآورد نهایی الگو از اثرات تصادفی بهره گرفته شده ‌‌است؛ درنهایت، بعد از اعمال ملاحظات ناشی از آزمون‌‌های ذکرشده، نتیجۀ برآورد الگوی مزبور نیز در بخش اول جدول 5 ارائه شده ‌‌است.


 

جدول (5) نتیجۀ برآورد رابطه‌‌های سه‌گانه مربوط به معیارهای کیفیت گزارشگری مالی

نام متغیر

(1)

متغیر وابسته:LLP

(2)

متغیر وابسته:

(3)

متغیر وابسته:

ضریب

معناداری

VIF

ضریب

معناداری

VIF

ضریب

معناداری

VIF

Intercept

1877/0-

0001/0

-

8036/0

0000/0

-

5067/0

6606/0

-

CHOFF

5520/0-

0000/0

0788/1

 

 

 

 

 

 

NPL

1042/0

0000/0

1324/1

 

 

 

 

 

 

COM

0082/0-

6125/0

3145/1

 

 

 

 

 

 

SIZE

0160/0

0000/0

3883/1

 

 

 

 

 

 

CAPRATIO

050/0-

0264/0

1054/2

 

 

 

 

 

 

GLOAN

0004/0-

1438/0

2386/1

 

 

 

 

 

 

EBTP

0898/0

0096/0

0705/2

 

 

 

 

 

 
 

 

 

 

6680/0

0000/0

1160/1

2290/0

0049/0

3399/1
 

 

 

 

0579/0-

0005/0

0959/1

0344/0-

0

0832/2
 

 

 

 

01029/0

0098/0

0374/1

0060/0-

4328/0

8281/1
 

 

 

 

2225/0

0006/0

0930/1

0065/0

4038/0

1117/1
 

 

 

 

0019/0-

1736/0

0726/1

0008/0-

266/0

0450/1

ضریب برازش

915099/0

998477/0

688806/0

ضریب برازش تعدیل‌شده

597478/0

998262/0

640182/0

دوربین واتسون

429992/1

287587/2

923298/1
                       

 

 

همان طور که در جدول 5 نیز مشاهده ‌‌می‌شود، ضریب‌‌های الگو ازجمله ضریب برازش و آمارۀ فیشر معنادار است؛ بنابرین، سری مقادیر باقی‌مانده اعتبار لازم برای مشارکت در مراحل بعدی را دارد؛ البته هرچند ضریب‌‌های برخی متغیرها معنی‌دار نیستند، در مراحل قبلی آزمون طبیعی‌بودن و معناداری سری باقی‌مانده انجام شده ‌‌است. نکتۀ جالب‌توجه دیگر وجودنداشتن مشارکت تسهیلات رهنی در الگوی نهایی است؛ این مهم به‌دلیل وقوع هم‌‌خطی بین متغیر مزبور و متغیر وابسته اتفاق افتاده و درنهایت، این متغیر از برآورد اجرایی الگو حذف شده ‌‌است.

شاخص دوم کیفیت گزارشگری مالی بانک‌‌ها در پژوهش جاری، پایداری سود بانک است. این قلم نیز به‌صورت سری مقادیر باقی‌ماندۀ رابطۀ 3 برآورد شده ‌‌است. دربارۀ آزمون پیش‌‌فرض‌‌های رگرسیون معیار دوم کیفیت گزارشگری مالی، فرض صفر آمارۀ جارک برا مبنی بر طبیعی‌بودن سری جملات خطای الگوی دوم کیفیت گزارشگری مالی با اطمینان 95 درصد رد نشده است (مقدار معناداری: 060549/0) و سری جملات خطای رگرسیون مزبور فرض مدنظر را دارد. در گام بعدی، وجود ریشۀ واحد در متغیر وابستۀ اصلی این الگو (سود قبل از مالیات) با استفاده از آزمون لوین، لین و چو بررسی شد و در پی آن با توجه به سطح معناداری کمتر از 05/0 برای آمارۀ آزمون لوین، لین و چو مانایی متغیر مزبور تأیید شد. آزمون همخطی نیز با استفاده از عامل تورم واریانس (VIF) انجام شده ‌‌است. هیچ یک از عوامل تورم واریانس محاسبه‌‎شده بالاتر از 5 نیست؛ بنابراین، هم‌‌خطی متغیرهای توضیحی مشارکت‌‌کننده در معادله در سطحی مطلوب و مجاز قرار دارد. دربارۀ تناسب برآورد تابلویی و اثرات ثابت یا تصادفی نیز ابتدا آزمون لیمر و هاسمن انجام و در برآورد الگوی نهایی از تنظیمات تابلویی اثرات ثابت بهره‌‌گیری شده ‌‌است؛ درنهایت، با توجه به آزمون‌‌های ذکرشده، الگوی مربوط به شاخص دوم کیفیت گزارشگری مالی به‎‌صورت تابلویی و با اثرات ثابت از بابت مقطع برآورد شد. خروجی برآورد الگوی ذکرشده در بخش دوم جدول 5 مشاهده می‌شود؛ درنهایت، دربارۀ معیار سوم آزمون‌‌های پیش‌‌فرض مرتبط انجام و درنهایت، الگوی مربوط به شاخص سوم کیفیت گزارشگری مالی به‌صورت تابلویی و با اثرات ثابت از بابت مقطع برآورد شد. خروجی برآورد الگوی سوم کیفیت گزارشگری مالی نیز در بخش سوم جدول 5 به تصویر کشیده شده‌‌ است. شاخص‌‌های کلی الگو نشان می‌‌دهد ضریب برازش (68%) در سطحی مطلوب قرار دارد و آمارۀ فیشر معنادار و آمارۀ دوربین واتسون به 2 نزدیک است. ضریب برآوردشده برای سود قبل از مالیات دورۀ جاری نشان‌دهندۀ قدرت نسبی سود بانک‌‌های ایرانی در پیش‌‌بینی جریان نقدی (229/0) است.

پس از برآورد الگو‌‌های مربوط به سه شاخص کیفیت گزارشگری مالی، باقی‌ماندۀ الگو به‌منزلۀ ذخیرۀ سوخت غیرعادی تسهیلات اعطایی تعیین و سنجۀ اول کیفیت گزارشگری مالی در بانک‌ها محاسبه شد؛ درنهایت، سه مؤلفۀ مزبور در قالب میانگین حسابی مقادیر استانداردشده به‌منزلۀ سنجۀ کیفیت گزارشگری بانک‌‌های نمونه در الگوی نهایی مشارکت کردند. شاخص کیفیت گزارشگری مالی بعد از محاسبۀ مقادیر استانداردشدۀ سری‌‌های باقی‌مانده (با اعمال ضرایب منفی و قدر مطلق ذکرشده در هر یک از الگو‌‌ها)، به‌صورت یک سری تابلویی ایجاد شده ‌‌است. جدول 6 مقادیر استانداردشدۀ هر یک از معیارهای کیفیت گزارشگری مالی و متغیر نهایی استفاده‌شده در آزمون فرضیۀ اول (میانگین حسابی سه مورد اول) را به تصویر کشیده ‌‌است.


جدول (6) آمار توصیفی تبیین معیار کیفیت گزارشگری مالی

متغیر

میانگین

میانه

بیشینه

کمینه

انحراف معیار

مقادیر استانداردشدۀ معیار اول کیفیت گزارشگری مالی (سری باقی‌ماندۀ الگوی اول)

57421/0-

34896/0-

00523/0-

13712/3-

584482/0

مقادیر استانداردشدۀ معیار دوم کیفیت گزارشگری مالی (سری باقی‌ماندۀ الگوی دوم)

02838/0-

01549/0-

00028/0-

2377/0-

038494/0

مقادیر استانداردشدۀ معیار سوم کیفیت گزارشگری مالی (سری باقی‌ماندۀ الگوی سوم)

03406/0-

01769/0-

00012/0-

37045/0-

05645/0

معیار کیفیت گزارشگری مالی (میانگین حسابی سه معیار ذکرشده)

21329/0-

13911/0-

00680/0-

09383/1-

198674/0

 

 

برای آزمون فرضیۀ اول، متغیر کیفیت گزارشگری مالی بانک‌‌ها به شرح بخش قبلی تبیین و در الگوی پژوهش (رابطۀ 6) قرار گرفته است. نکات جالب‌توجه آمار توصیفی متغیرهای الگوی پژوهش در ادامه بیان می‌‌شود. شاخص ثبات در پژوهش حاضر با پیروی از فرمول ارائه‌شده در بیانیۀ کمیتۀ بال (3) محاسبه شده ‌‌است. میانگین شاخص مزبور در نمونۀ پژوهش حاضر بالاتر از یک و تقریباً در مرز تعریف‌شده به‌وسیلۀ کمیتۀ بال قرار دارد. شاخص ریسک اعتباری در اینجا با پیروی از پژوهش‌‌های حیطۀ بانکی (آتیا[90]، 2001؛ بارث[91]، هودر[92] و استوبن[93]، 2008؛ بهات[94]، رایان[95] و یاس[96]، 2015) به‌صورت نسبت تسهیلات غیرجاری به مجموع تسهیلات برآورد شده ‌‌است. میانگین 17 آن در نمونه به معنای آن است که حدود 17 درصد مجموع تسهیلات شبکۀ بانکی کشور در طبقۀ غیرجاری قرار داشته ‌‌است. بیشینۀ این مقدار به بانک سرمایه در سال 1396 مربوط است. کمینۀ ریسک اعتباری با معیار ذکرشده نیز به بانک ایران‌زمین و حکمت ایرانیان در سال‌‌های ابتدای تأسیس آنها مربوط است. نمودار 1 روند ریسک اعتباری به‌منزلۀ مهم‌‌ترین شاخص ریسک شبکۀ بانکی در نمونه را به تصویر می‌‌کشد. روند افزایش ریسک اعتباری در جامعۀ پژوهش با شوک‌‌های واردشده به بخش بانکی (از منظر اقتصاد کلان و تغییرات در نظام صورت‌‌های مالی و افشای زیان‌‌های پنهان) مطابقت دارد. دلیل صفربودن ریسک خارجی در نمونه اعطانشدن تسهیلات خارجی به‌وسیلۀ بانک‌‌های نمونه است.

 

نمودار 1- میانگین سالیانۀ ریسک اعتباری (NPL) بانک‌‌های نمونه طی دورۀ پژوهش

 

ریسک حاکمیتی به‌صورت تفاوت نرخ تسهیلات تبصره‌‌ای و نرخ اوراق مشارکت بلندمدت دولتی تعریف شده و با توجه به ابلاغی‌بودن هر دو نرخ‌‌ ذکرشده به‌وسیلۀ شورای پول و اعتبار برای کل شبکۀ بانکی و اوراق مشارکت دولتی در ابتدای هر سال به‌‎منزلۀ بستۀ سیاستی نظارتی شبکۀ بانکی، کمیت مزبور برای همۀ بانک‌‌ها در طی یک سال برابر است. بیشینۀ ریسک حاکمیتی در سال 1393 با مقدار 18% و کمینۀ آن در سال 1385 با مقدار %5/11 محقق شده ‌‌است. این نوع رخداد (یک مقدار به ازای تمام بانک‌‌ها در یک سال) از بابت شاخص املاک و مستغلات نیز در پژوهش مزبور حاکم است. میانگین 8‌درصدی ساختار مالکیت میان بانک‌‌های نمونه نشان‌دهندۀ تکیۀ بالای بانک‌‌های کشور بر سپرده‌‌ها برای تأمین مالی خود است. بالاترین مقدار از بابت این شاخص به بانک ایران‌زمین در سال 1389 مربوط است. کمینۀ مقدار مزبور نیز با توجه به حجم زیاد زیان انباشتۀ بانک سرمایه در سال 1395 و 1396 از بابت آنها مشاهده شده ‌‌است. تعداد اعضای غیرموظف صفر در نمونه بیشتر به بانک‌‌ دولتی (مسکن) و مالکیت نهادی 100‌درصدی نیز به آن مربوط است؛ درنهایت، برآورد الگوی پژوهش برای اظهار نظر از بابت فرضیۀ اول در قالب جدول 7 ترسیم شده ‌‌است.


 

 

جدول (7) نتایج برآورد الگوی فرضیۀ اول

متغیر وابسته:

 

متغیر

ضریب

انحراف معیار

آمارۀ t

معناداری
 

443899/0

0867/0

1213/5

0000/0
 

979671/1

7466/0

6516/2

0091/0
 

631591/0-

0933/1

5777/0-

5646/0
 

81540/13-

1841/4

3019/3-

0013/0
 

299330/1

0912/1

1907/1

2361/0
 

688271/0-

6593/0

0439/1-

2986/0
 

446134/1-

7123/1

8446/0-

4000/0
 

166173/0-

6533/0

2544/0-

7997/0
 

463964/0-

8947/0

5186/0-

6050/0

Interception

60894/10

7045/7

3770/1

1711/0

ضریب برازش

5558/0

آماره جِی

15-E86/7

ضریب برازش تعدیل‌شده

4662/0

دوربین واتسون

0109/2

رتبۀ ابزاری

25

 

 

فرضیۀ اصلی پژوهش را امکان‌داشتن یا امکان‌نداشتن الگو‌‌سازی ثبات شبکۀ بانکی در بستر کیفیت گزارشگری مالی تشکیل می‌‌دهد. معناداری الگوی موردبحث در جدول 7 اثباتی بر فرضیۀ ذکرشده به حسب می‌‌آید؛ اما در بخش‌‌های مختلف پژوهش به این مهم اشاره شد که با توجه به نقش بازدارندگی کیفیت گزارشگری مالی از وقوع حدود بالای بدهی و ریسک، انتظار می‌‌رود بین این دو ارتباطی مثبت مشاهده شود. بررسی مقادیر به‌دست‌آمده از برآورد الگوی پژوهش نشان می‌‌دهد ضریب به‌دست‌آمده برای کیفیت گزارشگری مالی در قالب رابطۀ ذکرشده (9796/1) معنی‎‌دار (0091/0) است و همان گونه که انتظار می‌‌رود، ارتباطی مثبت با ثبات بانکی دارد. از آن گذشته، مقدار آزمون دوربین واتسون الگو نیز در سطحی مطلوب (0109/2) و نزدیک به 2 است؛ بنابراین، بین باقی‌مانده‌ها همبستگی متوالی وجود ندارد و فرض استقلال خطاها در الگو برقرار است.

با توجه به مبانی آماری باید متغیر ابزاری (ثبات دورۀ مالی قبل) ضریبی معنادار داشته باشد تا بتوان نسبت به معناداری الگو اظهار نظر کرد. ضریب متغیر مزبور در الگوی پژوهش معنادار و مطلوب است. آمارۀ جی آزمون سارگان برای الگوی پژوهش بسیار پایین‌‌تر از مقدار بحران کای دو با درجۀ آزادی 3 (81/7) قرار دارد و الگو ازنظر گشتاورهای تعمیم‌یافته نیز معتبر است؛ درنهایت، آمارۀ جی برای الگوی پژوهش بسیار از مقدار بحران کای دو با درجۀ آزادی 3 (81/7) پایین‌تر قرار دارد و الگو ازنظر گشتاورهای تعمیم‌‍یافته نیز معتبر است.

در فرضیۀ دوم، بر ارتقای ثبات با استفاده از روشی بدیل در گزارشگری مالی بانک‌‌ها تمرکز شده است؛ به عبارت دیگر، سؤال زیربنایی فرضیۀ دوم این است که آیا اثر کیفیت گزارشگری مالی بر ثبات بانکی (در قالب ضریب الگوی پژوهش) به‌واسطۀ به‌کارگیری روش پویای تخمین ذخیرۀ مطالبات مشکوک‌‌الوصول ارتقا می‌‌یابد یا خیر؛ بنابراین، این فرضیه را می‌‌توان به‌صورت فرض تغییر معنادار دراثر کیفیت گزارشگری مالی از بابت کیفیت ذخیرۀ مطالبات مشکوک‌‌الوصول بر ثبات بانکی به‌واسطۀ اعمال روش پویا در برآورد ذخیرۀ مطالبات مشکوک‌‌الوصول تعبیر کرد؛ درواقع، می‌‌توان فرایند تأیید این فرضیه را فرایندی دومرحله‌‌ای در نظر گرفت که طی آن ابتدا ذخایر مطالبات مشکوک‌‌الوصول باید شبیه‌‌سازی و سپس الگوی فرضیۀ اول دوباره تخمین زده ‌‌شود تا رخ‌دادن یا رخ‌‌ندادن تغییر معنادار در ضرایب کیفیت گزارشگری مالی در این زمینه مشخص ‌‌شود.

برای مشخص‌کردن اثر به‌کارگیری روش ذخیره‌‌گیری پویا به شرح رابطۀ 7 باید مقامات نظارتی دو مقدار آلفا و ضریب بتا را ابلاغ کنند. داده‌‌های تسهیلات بانک‌‌های نمونه به تفکیک طبقه جمع‌‌آوری شده است. تسهیلات اعطایی بانک‌‌ها در ایران براساس دستورالعمل طبقه‌بندی دارایی مؤسسات اعتباری مصوب شورای پول و اعتبار (موضوع بخشنامۀ شمارۀ مب / 2823 مورخ 05/12/1385 بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران) به طبقاتی همچون تسهیلات مشارکت مدنی، تسهیلات مضاربه، تسهیلات فروش اقساطی، تسهیلات جعاله، تسهیلات اجاره به شرط تملیک و سایر تسهیلات تقسیم می‌‌شود. داده‌‌های مربوط به تسهیلات در بانک‌‌های نمونه جمع‌‌آوری و ارتباط تغییرات و مبلغ ماندۀ آن در پایان دوره با میزان تسهیلات سوخت‌شده الگو‌‌سازی شده است تا مقادیر آلفا و بتا برآورد شود. مقادیر به‌دست‎‌آمده برای برآورد دوبارۀ ذخیرۀ مطالبات مشکوک‌‌الوصول به‌کارگیری و مقادیر جدید جایگزین مقادیر خروجی واقعی بانک می‌‌شود تا الگوی پژوهش از بابت ارتباط ثبات نظام بانکی با کیفیت گزارشگری مالی در قالب این عامل دوباره برآورد و نسبت به اظهار نظر از این بابت اقدام شود.

رگرسیون ذکرشده درواقع همان کاری است که باید بانک مرکزی برای به‌کارگیری روش پویا در شبکۀ بانکی کشور انجام دهد و ضریب تخصصی مربوط به هر یک از طبقات را با استفاده از آن ابلاغ کند؛ البته شکل کامل‌‌تر پیاده‌‌سازی الگوی پویا این است که به‌جز طبقۀ تسهیلات، خود بانک وام‌دهنده و حتی مشتری و سابقۀ اعتباری او نیز در برآورد ضریب بتا برای برآورد ذخیرۀ موردنیاز از بابت تسهیلات اعطایی در هر سال مشارکت داشته باشد؛ ولی داده‌‌های مزبور در دسترس پژوهشگران قرار نداشتند و این امر، از محدودیت‌‌های بیشتر پژوهش‌‌های آکادمیک در حوزۀ بانکی به شمار می‌‌رود.


 

 

 

جدول 8 تخمین ضریب‌‌های تسهیلات

متغیر وابسته: CHOFF

نام متغیر

مقدار ضریب

آماره

معناداری

VIF

عرض از مبدأ

06/99142-

482594/0-

6305/0-

-

تسهیلات مشارکت مدنی

00615/0

4325/2

0169/0

240956/2

تسهیلات مضاربه

0031/0-

20804/0-

8356/0

869018/1

تسهیلات فروش اقساطی

002975/0

464918/0

6431/0

189043/2

تسهیلات جعاله

04637/0

096887/2

0387/0

2352/2

تسهیلات اجاره به شرط تملیک

07514/0

02292/1

3089/0

496185/1

سایر تسهیلات

00234/0

74763/1

0838/0

231133/2

تسهیلات مشارکت مدنی

00615/0

4325/2

0169/0

240956/2

ضریب برازش

260821/0

آمارۀ فیشر

971817/1

ضریب برازش تعدیل‌شده

128546/0

معناداری آمارۀ فیشر

020626/0

دوربین واتسون

566805/2

 
             

 

 

در گام بعدی سری ذخیرۀ مطالبات مشکوک‌‌الوصول با استفاده از موارد ذکرشده و جایگذاری آن در رابطۀ 7 برآورد و کیفیت ذخیرۀ مطالبات مشکوک‌‌الوصول دوباره برآورد شده‌‌ است. نتیجۀ به‌کارگیری ذخیره‌‌های محصول روش پویا و درنتیجه، آزمون فرضیۀ دوم در قالب جدول 9 به تصویر کشیده شده ‌‌است.


 

جدول (9) برآورد الگوی فرضیۀ دوم

متغیر وابسته:

متغیر

ضریب

انحراف معیار

آمارۀ t

معناداری
 

37087/0

12009/0

088268/3

0026/0
 

13572/4

814261/1

279562/2

0249/0
 

73391/0-

376717/1

53309/0-

5952/0
 

40714/3-

15922/5

6604/0-

5106/0
 

51108/8-

311159/3

57042/2-

0117/0
 

69616/0-

720694/0

96595/0-

3365/0
 

690786/0

083593/1

637496/0

5254/0
 

43862/3-

217718/1

82383/2-

0058/0
 

334882/4

706113/1

540795/2

0127/0

Interception

69329/42

38109/14

96871/2

0038/0

ضریب برازش

4991/0

آمارۀ جِی

13-E02/4

ضریب برازش تعدیل‎‌شده

3712/0

دوربین واتسون

9761/1

رتبۀ ابزاری

25

 

 

با بررسی مقادیر به‌دست‌‎آمده از برآورد الگوی پژوهش مشخص می‌‌شود ضریب به‌دست‌آمده برای کیفیت گزارشگری مالی در قالب رابطۀ ذکرشده (1357/4) معنی‌‌دار (0249/0) و همان گونه که انتظار می‌‌رفت، نسبت به مقدار به‌دست‌آمده از بابت الگوی ایستا بالاتر است؛ به عبارت دیگر، قدرت توضیح‌‌‌‌دهندگی الگوی پویا نسبت به الگوی ایستا بالاتر است و از این منظر فرضیۀ دوم نیز تأیید می‌‌‌شود. از آن گذشته، مقدار آزمون دوربین واتسون الگو در سطحی مطلوب (9761/1) و نزدیک 2 است. دربارۀ معناداری الگو باید بدین نکته اشاره کرد که ضمن بررسی ضریب متغیر ابزاری (ثبات دورۀ مالی قبل) مشخص می‌‌شود که معنادار است و آمارۀ جی آزمون سارگان برای الگوی پژوهش بسیار پایین‌‌تر از مقدار بحران کای دو با درجۀ آزادی 3 (81/7) قرار دارد و الگو ازنظر گشتاورهای تعمیم‌یافته نیز معتبر است.

 

بررسی ارتباط شاخص‌‌های ریسک بانک با ثبات نظام بانکی

همان گونه که در بخش فرضیۀ اول نیز بدان اشاره شد شاخص‌‌های ریسک بانکی ازجمله مواردی است که در ادبیات پژوهش به ارتباط آن با ثبات بانکی اشاره شده ‌‌است؛ ولی ضریب‌‌های مربوط به ریسک خارجی و ریسک مالی در الگوی موضوع فرضیۀ اول معناداری لازم را نداشتند. برای رفع این مشکل و بررسی ارتباط موارد ذکرشده اقدام به اندازه‌‌گیری ریسک بانک‌‌های نمونه با معیاری متفاوت شد؛ به عبارت دیگر، از آنجا که بانک‌‌های ایرانی نمونه اقدام به اعطای تسهیلات خارجی نمی‌‌کنند، در این بخش برای سنجش ریسک خارجی از معیار اعتبارات اسنادی اعطایی بانک‌‌ها (تقویم به ریال براساس نرخ غیررسمی ارز) ضربدر انحراف معیار تفاوت نرخ ارز رسمی و غیررسمی دلار استفاده شده‌‌ است. برای سنجش ریسک مالی بانک نیز با پیروی از مطالعاتی همچون خوش‌‌طینت و امیدی‌نژاد (2016) به‌صورت معکوس شاخص Z برآورد شده ‌‌است. رابطۀ زیر با هدف بررسی ارتباط شاخص‌‌های ریسک بانک‌‌های نمونه با ثبات نظام بانکی برآورد و نتایج به شرح جدول (10) به دست آمده ‌‌است.


 

جدول (10) بررسی ارتباط شاخص‌های ریسک بانک با ثبات نظام بانکی

متغیر وابسته:

متغیر

ضریب

انحراف معیار

آمارۀ t

معناداری
 

747423/0

068536/0

90548/10

0
 

16822/0-

07846/0

14397/2-

0347/0
 

00491/0

004741/0

035612/1

3031/0
 

1317/0-

212805/0

61916/0-

5373/0
 

1318/0-

212705/0

61917/0-

5473/0

ضریب برازش

556702/0

دوربین واتسون

748415/1

ضریب برازش تعدیل‌شده

542247/0

رتبۀ ابزاری

25

 

 

ضمن بررسی مقادیر به‌دست‌آمده از بابت هر یک از متغیرهای مربوط به شاخص ریسک بانکی مشخص می‌‌شود ریسک مالی (درماندگی مالی) بیشترین ارتباط معنادار را با شاخص ثبات پژوهش دارد و همان طور که ادبیات پژوهش نیز پیش‌‌بینی کرده است، مقدار آن منفی است و اثری مخرب بر ثبات دارد. سایر متغیرهای ریسک بانکی ضریب معنادار ندارند؛ ولی برای آنها منطقی می‌‌نماید.

 

نتایج و پیشنهادها

ثبات نظام مالی و شبکۀ بانکداری کشور ازجمله مهم‌‌ترین اهداف همۀ دستگاه‌‌های اجرایی و پژوهشگران به شمار می‌‌رود و پژوهش حاضر نیز به‎‌دنبال تبیین نقش حرفۀ حسابداری و صورت‌‌های مالی به‌منزلۀ محصول نهایی حرفۀ مزبور در کنار بدنه‌‌های استانداردگذار و نظارتی همچون بانک مرکزی بر تحقق غایت ذکرشده بوده‌‌ است. الگو‌‌سازی ثبات شبکۀ بانکی بر مبنای کیفیت گزارشگری مالی بانک‌‌های ایرانی در قالب فرضیۀ اول بررسی شده و با استفاده از شاخص ثبات بانکی مدنظر کمیتۀ بال (3) و شاخص جامع از کیفیت گزارشگری مالی (متشکل از سه شاخصۀ کیفیت اثرگذار در بانک‌‌ها) مشخص شد پاسخ سؤال اول یعنی قابلیت انجام این الگوسازی یا اثر کیفیت گزاشگری مالی بر ثبات شبکۀ بانکی مثبت است. چنانکه ارتباط مستقیم بین این دو تأییدکنندۀ انتظارات پژوهشگران و ادبیات موضوعی است و آشکار می‌کند که ارتقای کیفیت گزاشگری مالی ممکن است در جهت تثبیت نظام مالی مؤثر واقع شود؛ به عبارت دیگر، درصورتی که ثبات بانکی در سطح بانک (و نه در سطح کل نظام) سنجیده شود و سیاستگذاری‌‌ها نیز در سطح بانک انجام گیرند (که عموماً چنین است)، کیفیت گزارشگری مالی بانک‌ها ازجمله عوامل توضیح‌‌دهندۀ وقوع ثبات یا بحران بانکی به شمار می‌رود.

اما با پی‌بردن به الگوی ذکرشده و نقش کیفیت گزارشگری مالی در تثبیت یا ایجاد بی‌‌ثباتی در نظام بانکداری کشور، در گام بعدی پاسخ به این سؤال بررسی شد که آیا می‌‌توان با به‌‎کارگیری الگوی ذخیره‌‌گیری پویا از بابت ذخیرۀ مطالبات مشکوک‌‌الوصول اقدام به ارتقای ثبات (ازطریق بهبود کیفیت گزارشگری مالی) کرد یا خیر. همان گونه که ادبیات پژوهشی (آچاریا و رایان، 2016؛ دواریپنت و تیرول، 1993؛ بن‌بوهنی و هانسوی، 2017؛ بک و همکاران، 2011) و انتظارات پژوهشگران نیز بر آن استوار بود؛ فرضیۀ دوم قائل بر بهبود اثر کیفیت گزارشگری مالی بر ثبات نظام مالی در نتیجۀ استقرار رویۀ ذخیره‌‌گیری پویا تأیید شد؛ درنتیجه، یافته‌‌های پژوهش و شبیه‌‌سازی به‎‌کارگیری روش پویا در چهارچوب فرضیۀ دوم نشان می‌دهد پیاده‌‌سازی روش ذخیره‌‌گیری پویا در نظام بانکی کشور سبب اثر کاهش هم‌‌ادواری (کاهش اعطای وام در دوران رکود اقتصادی) و بهبود ثبات نظام بانکی می‌شود. با پیاده‌‌سازی روشی براساس سوابق سوخت تسهیلات در هر یک از طبقات (به جای اعمال یک درصد دستوری براساس مدت زمان سپری‎‌شده از اولین تأخیر در تأدیۀ تسهیلات) می‌‌توان به ذخایری به‌موقع‌‌تر دست یافت. ذخیرۀ مطالبات مشکوک‌‌الوصول به‌موقع بانک را بر آن می‌‌دارد تا قبل از وقوع رکود در سطح کلی اقتصاد، اقدام به افزایش سرمایه یا کاهش مطالبات غیرجاری کند و در دوران رکود برای تخطی‌نکردن از نسبت کفایت سرمایۀ اجباری مجبور به توقف اعطای تسهیلات سودآور نشود. این یافته با توجه به سایر کشورهای استفاده‌‌کننده از این روش (همچون اسپانیا، هند و ...) و شباهت اقتصاد ایران ازنظر شرایط تورمی با آنها و وقوع چرخه‌‌های رکود و رونق همانند، محتمل می‌‌نمود. تفسیر دیگر این یافته را می‌‌توان در قالب امکان ارتقای ثبات نظام بانکی ازطریق ارتقای کیفیت ذخیرۀ مطالبات مشکوک‌‌الوصول بیان کرد. هرچند کیفیت ذخیرۀ مطالبات مشکوک‌‌الوصول در اینجا به معنای به‎‌موقع بودن و انعکاس واقعیات اقتصادی است؛ البته بدنه‌‌های نظارتی و جامعۀ پژوهشی کشور باید این مسئله را در نظر بگیرند که این رویه نیز همچون بسیاری از الگوهای بین‌‌المللی برای پیاده‌‌سازی در گام اول و اثربخشی در گام دوم به بومی‌‌سازی نیازمند است.

پژوهش حاضر در گام بعدی اقدام به بررسی ارتباط هر یک از شاخصه‌‌های ریسک شناخته‌شده با نسبت ثبات مالی تبیین‌شده پرداخت و مشخص کرد ریسک مالی و ریسک اعتباری بیشترین اثر مخرب را بر شاخص ثبات مالی توسعه‌یافته براساس بیانیۀ بال (3) دارند و باید در جلوگیری از وقوع بحران‌‌های مالی ناشی از توازن‌نداشتن منابع و مصارف بانک‌‌ها به‌‎شدت مهم انگاشته شود.

درنهایت، به ذهن متبادر می‌‌‌شود که یافته‌‌های پژوهش حاضر ممکن است راهگشای تغییراتی در زمینۀ محاسبۀ ذخیرۀ مطالبات مشکوک‌‌الوصول به‌صورت خاص و سایر رویه‌‌های استفاده‌شده در تهیۀ صورت‌‌های مالی بانک‌‌های کشور به‌صورت عام باشد و دستگاه‌‌های نظارتی و اجرایی و جامعۀ پژوهشی حسابداری از آن بهره‌برداری کنند؛ البته دسترسی‌نداشتن به داده‌‌های بانک‌‌های دولتی مهم و دست‌نیافتن به اطلاعات تسهیلات اعطایی در سطح متقاضی از محدودیت‌‌های اصلی پژوهش حاضر محسوب می‌‌شود. به نظر می‌‌رسد با توجه به نتایج پژوهش حاضر و استقرار استانداردهای جدید حسابداری برای بانک‌‌ها در سال‌‌های اخیر باید پژوهش‌‌های بیشتری از بابت تأثیر رویه‌‌های مختلف برآورد اقلام صورت‌‌های مالی بانک‌‌ها (همچون وجوه اداره‌شده، سرمایه‌‌گذاری‌‌های مشارکتی) بر کیفیت گزارشگری مالی بانک‌‌ها و اثرات ثانویۀ آنها بر ثبات نظام مالی انجام شود.


[1]. Lobo

[2]. Debt overhang

[3]. Risk overhang

[4]. Acharya

[5]. Ryan

[6]. Myers

[7]. Ademati

[8]. Demarzo

[9]. Hellwing

[10]. Pfleilderer

[11]. Diamond

[12]. Dybvig

[13]. Anarfo

[14]. Abor

[15]. Osei

[16]. Beatty

[17]. Liao

[18]. Van Den Heuvel

[19]. Dynamic provisioning

[20]. Jimnez

[21]. Ongena

[22]. Peydro

[23]. Saurina

[24]. Busma

[25]. Williams

[26]. Gambling for resurrection

[27]. Jensen

[28]. Meckling

[29]. Dewatripont

[30]. Tirole

[31]. Lender of last resort

[32]. Shrieves

[33]. Dahl

[34]. Kim

[35]. Batten

[36]. Ryu

[37]. Beck

[38]. Laeven

[39]. De Jonghe

[40]. Schepens

[41]. Majnoni

[42]. Anginer

[43]. Demirguc-Kunt

[44]. Huizinga

[45]. Ma

[46]. Hesse

[47]. Cihák

[48]. Ivashina

[49]. Scharfstein

[50]. Ashraf

[51]. Rizwan

[52]. L’Huillier

[53]. Krug

[54]. Lengnick

[55]. Wohltman

[56]. Net stable funding ratio

[57]. Available stable funding

[58]. Required stable funding

[59]. Gomariz

[60]. Ballesta

[61]. Kanagaretnam

[62]. Lim

[63]. Sánchez

[64]. Meca

[65]. Guidara

[66]. Lai

[67]. Soumaré

[68]. Tchana

[69]. Kapan

[70]. Minoiu

[71]. Yeung

[72]. Ben Bouheni

[73]. Hasnaoui

[74]. Schinasi

[75]. Garcia-Marco

[76]. Roblez-Fernandez

[77]. Jokipii

[78]. Milne

[79]. Hannan

[80]. Hanweck

[81]. Kishan

[82]. Opiela

[83]. Boyd

[84]. Runkle

[85]. Bessler

[86]. Kurmann

[87]. Brooks

[88]. Generalised methods of moments-system

[89]. Generalised methods of moments-first difference

[90]. Atiya

[91]. Barth

[92]. Hodder

[93]. Stubben

[94]. Bhat

[95]. Ryan

[96]. Vyas

References

انواری، الف.، خداپناه، م.، و تک‌بند، الف. (1397). اثر کسری بودجۀ دولت و اعتبارات بخش بانکی در اندازۀ بازار سهام: رویکرد الگوی خودرگرسیون برداری تابلویی. مدیریت دارایی و تأمین مالی، 6 (2)، 70-57.
بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران. (1394). بخشنامۀ شمارۀ 258020/94 مورخ 09/09/1394. دربارۀ نقطۀ توقف شناسایی برخی از درآمدهای بانک‌ها و مؤسسات اعتباری.
بدری، الف. (1395). رونمایی ابعادی از نتایج پروژۀ بازطراحی نظام نظارت بانک مرکزی بر بانک‌‌ها، سمینار پیاده‌‌سازی استانداردهای بین‌‌المللی گزارشگری مالی (IFRS)، دانشگاه تهران.
تهرانی، ر.، میرلوحی، م.، مهرآرا، م.، و لطفی‌قهرود، م. (1398). تأثیر پاداش‌های قراردادی بر سپرده‌های بدون سررسید مشخص و تأمین مالی باثبات در بانک؛ مطالعۀ موردی: بانک ملت. مدیریت دارایی و تأمین مالی، 1، 62-45.
ثقفی، ع.، و جعفری‌منش، الف. (1394). بررسی ارتباط بین اثر عوامل نهادی بین‌المللی و کیفیت سود بانک‌های پذیرفته‌‎شده در بورس اوراق بهادار تهران، بررسی‌های حسابداری، 2 (6)، 53-29.
خوش‌طینت، م.، و امیدی‌نژاد، م. (1394). اثر ساختار تأمین مالی بر ریسک درماندگی بانک‌ها. فصلنامۀ مطالعات مالی و بانکداری اسلامی، 1، 27-1.
رستمی، ک.، نبی‌زاده، الف.، و شاهی، ز. (1397). بررسی عوامل مؤثر بر ریسک اعتباری بانک‌های تجاری ایران با تأکید بر عوامل خاص بانکی و کلان اقتصادی. مدیریت دارایی و تأمین مالی، 6 (4)، 92-79.
فرزین‌وش، الف.، دادگر، ی.، مهرآرا، م.، و نجارزاده، الف. (1396). نقش حاکمیت شرکتی بر شاخص‌های عملکرد نظام بانکی. پژوهش‌ها و سیاست‌های اقتصادی، 82، 310-261.
کارگروه مطالعاتی IFRS در صنعت بانکداری پژوهشکدۀ پولی و بانکی بانک مرکزی جمهوری اسلامی ایران (1395). چارچوب گزارشگری مالی بانک‌های ایران، گزارش پژوهشی 95006.
میرباقری هیر، م.، ناهدی‎‌امیرخیز، م.، و شکوهی‌فرد، س. (1395). ارزیابی ثبات مالی و تبیین عوامل مؤثر بر ثبات مالی بانک‌‌های کشور، فصلنامۀ سیاست‌‌های مالی و اقتصادی، 4 (15)، 42-23.
 
References
Acharya, V., & Ryan, S. G. (2016). Banks’ financial reporting and financial system stability. Journal of Accounting Research, 54 (2), 277-340. https://doi.org/10.1111/1475-679X.12114.
Admati, A., Demarzo, P., Hellwing, M. & Pfleilderer, P. (2012). Debt overhang and capital regulation. Working paper, Stanford University. http://dx.doi.org/10.2139/ssrn.2031204.
Anarfo, E. B., Abor, J. Y. & Osei, K. A. (2020). Financial regulation and financial inclusion in Sub-Saharan Africa: Does financial stability play a moderating role? Research in International Business and Finance, 51, 2020, 101070, ISSN 0275-5319, https://doi.org/10.1016/j.ribaf.2019.101070.
Anginer, D., Demirguc-Kunt, A., Huizinga, H. & Ma, K. (2018). Corporate governance of banks and financial stability. Journal of Financial Economics, Accepted Manuscript, doi:10.1016/j.jpneco.06.011.
Anvari, E., Khodapanah, M., & Takband, E. (2018). The effect of government deficit and banking sector credit on the stock market size: Panel VAR model approach. Asset Management and Financing, 6 (2), 57-70 (In Persian). Doi: 10.22108/AMF.2017.21370.
Ashraf, M., Rizwan, M. S., & L’Huillier, B. (2016). A net stable funding ratio for Islamic banks and its impact on financial stability: An international investigation. Journal of Financial Stability, 25: 47-57. https://doi.org/10.1016/j.jfs.2016.06.010.
Atiya, A. F. (2001). Bankruptcy prediction for credit risk using neural networks: A survey and new results. IEEE Transactions on Neural Networks, 12 (4), 929-935. Doi: 10.1109/72.935101.
Badri, A. (2016). Commemoration of central bank monitoring system redisignation project’s results. International Financial Reporting Standards Conference. Tehran University (In Persian). Doi: 10.1109/72.935101.
Bank for International Settelments. (2005). Real estate indicators and financial stability. BIS Papers No 21, April 2005.
Barth, M., Hodder, L., & Stubben, S. (2008). Fair value accounting for liabilities and own credit risk. The Accounting Review, 83, 629–664. https://doi.org/10.2308/accr.2008.83.3.629.
Beatty, A., & Liao S. (2011). Do delays in expected loss recognition affect banks’ willingness to lend? Journal of Accounting and Economics, 52, 1–20. https://doi.org/10.1016/j.jacceco.2011.02.002.
Beatty, A., & Liao, S. (2014). Financial accounting in the banking industry: A review of the empirical literature. Journal of Accounting & Economics, 58, 339–383. https://doi.org/10.1016/j.jacceco.2014.08.009.
Beck, T., De Jonghe, O., & Schepens, G. (2011). Bank completion and stability: Cross-country heterogeneity. European banking center discussion paper 19. Tilburg University. https://doi.org/10.1016/j.jacceco.2014.08.009.
Beck, T., & Laeven, L. (2006). Resolution of failed banks by deposit insurers: Cross-country evidence. World Bank Policy Research Working Paper, 3920.
Ben Bouheni, F., & Hasnaoui, A. (2017). Cyclical behavior of the financial stability of Eurozone Eommercial Banks. Economic Modelling, 67 (c), 392-408. http://dx.doi.org/10.1016/j.econmod.2017.02.018.
Bessler, W., & Kurmann, P. (2014). Bank risk factors and changing risk exposures: Capital market evidence before and durring financial crisis. Journal of Financial Stability, 13 (C), 151-166. http://dx,doi.org/10.1016/jfs.2014.06.003.
Bhat, G., Ryan, S., & Vyas, D. (2015). The implications of credit risk modeling for banks’ loan loss provision timeliness and loan origination procyclicality. NYU Working paper, New York University.
Boyd, J., & Runkle, D. E. (1993). Size and performance of banking firms. Journal of Monetary Economics, 31, 47–67. https://doi.org/10.1016/0304-3932(93)90016-9.
Brooks, C. (2007). Introductory Econometrics for Finance. Translated by: Ahmad Badri &Abdolmajid Abdolbaghi.Cambridge: Cambridge University Press; (In Persian). ISBN-13-0978-0-511-39848-3.
Bushman, R., & Williams, C. (2012). Accounting discretion, loan loss provisioning and discipline of banks’ risk-taking. Journal of Accounting and Economics, 54, 1-18. http://dx.doi.org/10.1016/j.jacceco.2012.04.002.
Central Bank of Islamic Republic of Iran. (2015). Circular No. 94/258020 dated (1394/09/09) on stopping point for recognition of some of banking earnings (In Persian). http://dx.doi.org/10.1016/j.jacceco.2012.04.002.
Dewatripont, M., & Tirole, J. (1993). Efficient Governance Structure: Implications for Banking Regulation in Capital Markets and Financial Intermediation. Edited by C. Mayer & X. Vives. Cambridge: Cambridge University Press.
Diamond, D., & Dybvig, P. (1983). Bank runs, deposit insurance and liquidity. Journal of Political Economy, 91, 401–441. https://doi.org/10.1086/261155.
Farzinvash A., Najarzadeh A., Dadgar, Y., & Mehrara, M. (2017). Investigating the effect of corporate governance on banking sector. Journal of Economic Research and Policies, 25 (82), 261-310. (In Persian).     
Garcia-Marco, T., & Roblez-Fernandez, M. (2008). Risk-Taking behavior and ownership in the banking industry: The spanish evidence. Journal of Economics and Business, 60, 332–354. Doi: 10.1016/j.jbankfin.2013.09.012.
Gomariz, M., & Ballesta, J. (2013). Financial reporting quality, debt maturity and investment efficiency. Journal of Bank Finance, 40, 494-506. Doi: 10.1016/j.jeconbus.2007.04.008.
Guidara, A., Lai, V. S., Soumaré, I., & Tchana, F. T. (2013). Banks capital buffer, risk and performance in the Canadian banking system: Impact of business cycles and regulatory changes. Journal of Banking & Finance, 37, 3373–3387. Doi: 10.1016/j.jbankfin.2013.09.012.
Hannan, T. H., & Hanweck, G. A. (1988). Bank insolvency risk and the market for large certificates of deposit. Journal of Money, Credit and Banking, 20, 203–211. https://doi.org/10.1016/j.jbankfin.2013.05.012.
Hesse, H., & Cihák, M. (2007). Cooperative banks and financial stability. International Monetary Fund Working Paper, 2. http://dx.doi.org/10.2307/1992111.
IFRS Task force on Journal Monetary and Banking Research. (2016). Working Paper No. 95006 (In Persian). https://doi.org/10.1016/j.jbankfin.2013.05.012.
Ivashina, V., & Scharfstein, D. (2010). Bank lending during the financial crisis of 2008. Journal of Financial Economics, 97, 319-338. http://dx.doi.org/10.2307/1992111.
Jensen, M., & Meckling, W. (1976). Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and capital structure. Journal of Financial Economics, 4, 177–203. https://doi.org/10.1016/j.jfineco.2009.12.001.
Jimenez, G., Ongena, S., Peydro, J., & Saurina, J. (2012). Macroprudential oolicy, countercyclical bank capital buffers and credit supply: Evidence from the Spanish dynamic provisioning experiments. National Bank of Belgium Working Paper No. 231. https://doi.org/10.1016/0304-405X(76)90026-X.
Jokipii, T., & Milne, A. (2011). Bank capital buffer and risk adjustment decisions. Journal ofFinancial Stability, 7, 165-178. https://doi.org/10.1016/j.jfineco.2009.12.001.
Kanagaretnam, K., Lim, C. Y., & Lobo, G. J. (2010). Auditor reputation and earnings management: International evidence from the banking industry. Journal of Banking and Finance, 34 (10), 2318-2327. Doi: 10.1016/j.jfs.2010.02.002.
Kanagaretnam, K., Lim, C. Y., & Lobo, G. J. (2011). Effects of national culture on earnings quality of banks. Journal of International Business Studies, 42 (6), 853-874. doi:10.1016/j.jbankfin.2010.02.020.
Kapan, T., & Minoiu, C. (2018). Balance sheet strength and bank lending: Evidence from the global financial crisis. Journal of Banking and Finance, 92 (C), 35-50. Doi: https://doi.org/10.1057/jibs.2011.26.
Kim, H. J., Batten, A., & Ryu, D. (2019). Financial crisis, bank diversification and financial stability: OECD countries. International Review of Economics and Finance, Doi: https://doi.org/10.1057/jibs.2011.26.
Kishan, R., & Opiela, T. (2006). Bank capital and loan asymmetry in the transmission of monetary policy. Journal of Banking & Finance, 30, 259-285. Doi: https://doi.org/10.1057/jibs.2011.26.
Khoshtinat, M., & Omidinejad, M. (2016). The effect of financing structure on insolvency risk of banks. Quarterly Journal of Islamic Finance and Banking Studies, 1 (2), 1-27 (In Persian). 10.22055/jiar.2015.12240.
Krug, S., Lengnick, M., & Wohltman, H. (2015). The impact of Basel III on financial (in)stability: An agent-based credit network approach. Quantitative Finance, 15 (12), 1917-1932. https://doi.org/10.1016/j.jbankfin.2005.05.002.
Laeven, L., & Majnoni, G. (2003). Loan loss provisioning and economic slowdowns: Too much, too late? Journal of Financial Intermediation, 12, 178–197. https://doi.org/10.1080/14697688.2014.999701.
Lobo, G. J. (2017). Accounting research in banking – A review. China Journal of Accounting Research, 10 (1), 1-7. https://doi.org/10.1016/S1042-9573(03)00016-0.
Mirbagheri Hir, M., Nahedi Amirkhiz, M., & Shokuhi Fard, S. (2017). Assessment of financial stability and factors affecting the financial stability of the country's banks. Journal of Fiscal and Economic Policies, 4 (15), 23-42. (In Persian). https://doi.org/10.1016/S1042-9573(03)00016-0.
Myers, S. (1977). Determinants of corporate borrowing. Journal of Financial Economics, 5, 147–175. https://doi.org/10.1016/j.bir.2017.05.001.
Panahian, H., & Jafarimanesh, I. (2012). Measuring credit risk in Iranian banking system
by using artificial neural network. Archives Des Sciences, 65 (1), 12-25. ISSN 1661-464X.
Rostami, M., Nabizade, A., & Shahi, Z. (2018). Factors affecting credit risk of commercial banks of Iran with emphasis on banking and macroeconomic specific factors. Asset Management and Financing, 6 (4), 79-92. (In Persian). Doi: 10.22108/AMF.2018.105889.1156.
Saghafi, A., & Jafarimanesh, I. (2015). Effect of international institutional factors and earning quality of listed banks in Tehran exchange market versus other countries. Journal of Iranian Accounting Review, 2 (6), 29-52 (In Persian). Doi: 10.22055/jiar.2015.12240.
Sánchez, I., & Meca, E. (2017). CSR engagement and earning’s quality in banks: The moderating role of institutional factors. Corporate Social Responsibility and Environmental Management, 24 (2), 145-158. https://doi.org/10.1002/csr.1405.
Schinasi G. J. (2006). Safeguarding Financial Stability: Theory and Practice, Washington D.C., International Monetary Fund. ISBN/ISSN:9781589064409.
Shrieves, R. E., & Dahl, D. (1992). The relationship between risk and capital in commercial banks. Journal of Banking & Finance, 16, 439-457. https://doi.org/10.1016/0378-4266(92)90024-T.
Tehrani, R., Mirlohi, S., Mehrara, M., & Lotfi Ghahroud, M. (2019). The effect of contractual rewards on non-maturing deposits and bank funding stability (Case Study: Bank Mellat). Asset Management and Financing, 7 (1), 45-62. (In Persian). Doi: 10.22108/amf.2018.111350.1262.
World Bank Publication Website. (2016). http://www.worldbank.org/en/publication/gfdr/background/financial-stability, Retrieved at 27/11/2016-21:28.
Yeung, I. (2013). The relation between fair value accounting and lending behavior: Evidence from the residential mortgage market, Working paper, Northwestern University

Files

Share

How to cite

Statistics