تأثیر استراتژی‌های تنوع درآمدی بر قدرت بازاری نظام بانکی

مقدمه

در سال‌های اخیر بر اهمیت رقابتی‌‌بودن سیستم بانکی به‌عنوان یکی از مهم‌ترین نهادهای بازار پول و سرمایه تأکید بسیار شده است؛ زیرا بدون وجود یک فضای رقابتی رشد پیوسته و پرشتاب اقتصادی امکان‌پذیر نیست(Gord Salehi & Balandeh, 2019; Zoghlami & Zouauia, 2020). در ادبیات راهبردی نیز بیان می‌شود که حفظ و بقای شرکت‌ها در محیط رقابتی راهی جز کسب مزیت رقابتی برای آنها باقی نمی‌گذارد و دستیابی به چنین مزیتی به‌منزلۀ قدرت بازاری کسب‌وکارهاست (Akbari, Farkhondeh and Ayagh, 2019). بانک‌ها با توجه به مزیت رقابتی خود و تقویت آنها، تا حد زیادی می‌توانند در انحصاری یا رقابتی‌شدن بازار اثرگذار باشند که این امر خود بر هزینه‌های تمام‌شدۀ ارائۀ خدمات در سیستم بانکی تأثیر خواهد گذاشت (Yousefi Hajiabad & Eghbali, 2021). طبق سیاست‌های برنامۀ چهارم توسعه^[1] و با ابلاغ سیاست‌های کلی اصل 44 قانون اساسی بستری برای توسعۀ رقابت فراهم‌ شده است. در برنامۀ ششم توسعه^[2] نیز به مسئلۀ توسعۀ فعالیت‌های بانکی و به‌طور ضمنی افزایش رقابت توجه شده است (Khodadad Kashi & Hajian, 2014). از این ‌رو، قدرت بازاری بانک و درجۀ رقابتی نظام بانکی به‌عنوان یکی از موضوعات مهم و بحث‌برانگیز اهمیت فراوانی دارد.

در صنعت بانکداری قدرت بازاری حاکی از آن است که در آن ‌یک یا چند بانک می‌تواند سودی بالاتر از سایر بانک‌ها کسب کند (Spierdijka & Zaourasa, 2018). درواقع قدرت بازاری توانایی کسب‌وکار در نگه‌داشتن قیمت محصول بالاتر از هزینۀ نهایی است؛ طوری که سهم اساسی بازار را از دست ندهد (Raei, Ansari & Poortalebi Jaghargh, 2018). رقابت و انحصار حاصل از قدرت بازار می‌تواند بر عملکرد نظام بانکی و ریسک اثر بگذارد (Wu, Guo, Chen & Jeon, 2019). تاکنون دو دیدگاه به‌کلی مخالف دربارۀ رابطۀ بین قدرت بازاری نظام بانکی و ریسک کلی بانک پدید آمده است. اولین دیدگاه، شکنندگی در رقابت است که رابطۀ منفی را بین رقابت بانکی و ثبات مالی پیش‌بینی می‌کند با این استدلال که رقابت پایین‌تر، انگیزه‌های ریسک را کاهش می‌دهد؛ دیدگاه بعدی، تحت عنوان رقابت‌پذیری است که حاکی از رابطۀ مثبت بین رقابت بانکی و ثبات مالی است؛ مبنی بر این عقیده که رقابت بالاتر تمایل به کاهش ریسک بانک دارد (Karadimaa & Louri, 2020). بنا به فرضیۀ ساختار کارایی و قدرت بازاری رابطۀ بین قدرت بازاری و کارایی بانک نیز تأیید شده است (Gord et al, 2019). طبق فرضیۀ ساختار کارایی، بانک‌های کاراتر با قیمت‌گذاری پایین‌تر، توانایی کسب سهم بیشتری از بازار و به‌تبع سودآوری دارند. در مقابل، فرضیۀ ساختار بازار ادعا می‌کند که رقابت بیشتر باعث افزایش کارایی بانک می‌شود و نه برعکس Biekpe & Banyen, 2020) ). باید توجه داشت قدرت بازاری می‌تواند ناشی از عوامل درونی و بیرونی باشد. ازجمله عوامل درونی می‌توان به موانع ورود به بازار، ادغام، ائتلاف یا متفاوت‌بودن هزینۀ نهایی اشاره کرد. همچنین عوامل بیرونی نیز شامل مداخله‌ها و محدودیت‌های دولت مانند اجبار به نرخ بهرۀ دستوری یا انواع رانت‌هاست (Khodadad Kashi &Hajian, 2014). ژانگ^[3] و همکاران (2020) بیان کردند پنج عاملی که به قدرت بازاری بانک کمک می‌کند، شامل کمک‌های دولتی، مهارت برتر، صنعت و آینده‌نگری، تبانی آشکار و پنهان، ادغام‌ها و رفتارهای انحصاری است.

از سوی دیگر مشاهده می‌شود که صنعت بانکداری دچار تغییر و تحولات اساسی، سریع و پیچیده ازجمله: ادغام، اکتساب، اصلاحات ساختاری، مقررات‌زدایی و افزایش فزایندۀ رقابت شده است (Nguyen et al, 2012). در پاسخ به افزایش رقابت و حفظ موقعیت خود در بازار بسیاری از بانک‌های تجاری، در پی به‌کارگیری استراتژی‌های تنوع‌بخشی درآمدی هستند  2020),(Zouaouia & Zoghlam. درواقع رقابت در بازارهای مالی در تخصیص بهینۀ منابع مالی باعث جذب بیشتر سپرده‌گذاران به بانک‌ها شده است؛ زیرا بانک‌ها را بر آن داشته است تا با افزایش خلاقیت در به‌کارگیری ابزارهای متنوع، متقاضیان تسهیلات بانکی را افزایش دهند (Khodadad Kashi & Hajian, 2014). ساختار درآمدی شامل دو نوع درآمد بهره‌ای و غیر بهره‌ای است. ساختار درآمد بهره‌ای شامل فعالیت‌های وام‌دهی و فعالیت‌های سنتی بانک‌هاست؛ اما ساختار درآمدهای غیر بهره‌ای، درآمدهای کارمزد، کمسیون، درآمدهای مبادلات ارزی و غیره را در برمی‌گیرد (Sawada, 2013). پژوهش‌های زیادی در حوزۀ تأثیر تنوع‌بخشی درآمدی بر عملکرد، سودآوری و کاهش ریسک انجام‌ شده است که ازجملۀ آنها می‌توان به پژوهش ابوزاید و همکاران^[4] (2018)، وو و همکاران^[5] (2020)، لیانگ و همکاران^[6] (2020)، ادسینا^[7] (2021)، لی و همکاران^[8] (2021) و دنگ و کونگ دنگ^[9] (2021) اشاره کرد که اغلب معتقد بودند تنوع در درآمد بانکی، باعث افزایش سودآوری و ارزش بازاری بانک می‌شود و روشن است که افزایش ارزش بازاری بانک، باعث بهبود عملکرد خواهد شد. درواقع از طرفی ایجاد طیف وسیعی از خدمات مالی انگیزۀ مشتریان را برای استفاده از آن خدمات فراهم می‌کند و از طرف دیگر زمینه‌های جدید سرمایه‌گذاری را برای بانک‌ها به ارمغان می‌آورد (Nguyen et al, 2018). در زمینۀ ارتباط بین قدرت بازاری نظام بانکی و استراتژی‌های متنوع مطالعات کم و متناقضی وجود دارد. برخی از پژوهش‌ها حاکی از آن است که مزایای تنوع‌بخشی محدود است. ازجمله استیرو^[10] (2004) که معتقد بود وقتی بانک‌ها محصولات خود را متنوع می‌کنند، ممکن است هزینه‌ها بیشتر از درآمد باشد و این امر قدرت بازاری بانک را کاهش می‌دهد. لروی^[11] (2017) دریافت که رقابت، ریسک‌پذیری را افزایش می‌دهد و این امر باعث شکنندگی سیستم بانکی می‌شود. زوآویی و زقلامی (2020) نشان دادند که در پاسخ به شوک‌های مثبت در ایجاد تنوع در سطح بازار، سطح قدرت بازاری بانک کاهش می‌یابد. از طرفی آمیدو و ولف^[12] (2013) و گوپلا و مودودالحوق ^[13] (2020) ادعا داشتند بانک‌هایی که قدرت بازاری بیشتری دارند، وقتی به تنوع درآمدی بهره‌ای و غیر بهره‌ای برسند، به ثبات بیشتری خواهند رسید. لاپتیکرو^[14] (2016) نشان داد که بانک‌ها با قدرت رقابتی و بازاری بیشتر، ریسک کمتری خواهند داشت. لین و همکاران^[15] (2020) نیز بر اثر مثبت تنوع‌بخشی درآمدی بر قدرت بازاری اذعان داشتند. آنها دریافتند بانک‌هایی که قدرت بازار بیشتری دارند، از ظرفیت چانه‌زنی بیشتری با مشتریان برخوردارند و این امر باعث کسب درآمد بیشتر بدون بهره می‌شود. با توجه به دیدگاه‌های متناقض این سؤال مطرح خواهد شد که استراتژی‌های تنوع‌بخشی درآمدی بر قدرت بازاری نظام بانکی در صنعت بانکداری ایران چه تأثیری می‌گذارد؟

اهمیت تنوع‌بخشی درآمدی در کسب سود، بهبود عملکرد بانک‌ها و مقاومت بیشتر در برابر شوک‌های اقتصادی باعث کناررفتن و حذف تدریجی استراتژی متمرکز کسب درآمد برحسب یک روش خاص شده است. از این ‌رو در شرایط کنونی، که عوامل اقتصادی مانند تورم، رشد اقتصادی، بیکاری در جامعه وجود دارد، توجه به نمونه‌هایی از قبیل به‌کارگیری استراتژی‌های تنوع‌بخشی و کسب قدرت بازاری بانک‌ها در شرایط ریسک کنونی اهمیت ویژه‌ای دارد. با توجه به مهم‌بودن موضوع و این امر که مطالعه‌ای در این باره در گسترۀ پژوهش‌های داخلی صورت نگرفته است، در این پژوهش تأثیر استراتژی‌های تنوع‌بخشی درآمدی بر قدرت بازاری نظام بانکی بررسی می‌شود.

ساختار پژوهش حاضر در ادامه به‌صورت زیر سازمان‌دهی شده است: در قسمت دوم، مبانی نظری بررسی می‌‌شود. در قسمت سوم، روش‌شناسی پژوهش و در قسمت چهارم، تجزیه‌وتحلیل داده‌ها و یافته‌های پژوهش آورده شده است. درنهایت بخش پایانی، نتیجه‌گیری و ارائۀ پیشنهاد است.

مبانی نظری

یکی از موضوعات بسیار مهمی که در سال‌های اخیر توجه پژوهشگران اقتصاد صنعتی را در حوزۀ بانکی جلب کرده است، تحلیل ساختار بازار بین ‌بانکی، قدرت بازاری نظام بانکی و بررسی تأثیر عوامل درونی و بیرونی اثرگذار بر آن است که کاربرد فراوانی داشته است و به سیاست‌گذاران و مدیران در هدایت صنعت بانکداری به‌سمت رقابتی‌شدن کمک ارزنده‌ای می‌کند. با وجود این، در مطالعات اندکی عوامل اثرگذار بر قدرت بازاری در بازارهای پولی و مالی بررسی شده است. آریانتینو^[16] و همکاران (2020)، ادعا کردند که رابطۀ بین قدرت بازار و ریسک بانک به‌صورت پویاست؛ به طوری که در کوتاه‌مدت، قدرت بازاری بالاتر با ریسک بیشتر بانکی همراه است و تأثیر آن در بلندمدت عکس است. مانورونگ^[17] و همکاران (2020)، نشان دادند که حاشیۀ سود خالص، وام‌های معوقه، نسبت کفایت سرمایه، نسبت عملیاتی به درآمد عملیاتی، نرخ ارز، رشد اقتصادی و نرخ بهرۀ بانکی به‌طور چشمگیری بر قدرت بازار بانک اثر می‌گذارد. آنها نشان دادند که اندازۀ بانک به‌عنوان متغیر تعدیل‌کننده تأثیر جالب‌‌توجهی در قدرت بازار بانک ندارد؛ اما می‌تواند حاشیۀ سود خالص، وام غیر عملکردی، نسبت کفایت سرمایه و نسبت عملیاتی هزینۀ عملیاتی را به درآمد عملیاتی بانک تعدیل کند. شریفی‌نیا و همکاران (2021)، نشان دادند که افزایش قدرت بازاری و سیاست پولی اثر مثبت معناداری بر نرخ بازده دارایی بانک‌های خصوصی و دولتی می‌گذارد. رحمانی و همکاران (2018) نیز اذعان داشتند که رقابت در بازار سپرده با یک وقفه اثر مثبتی بر میزان ریسک‌پذیری سیستم بانکی دارد.

 یکی از عواملی که همواره قبل و بعد از بحران‌های مالی جهانی با افزایش رقابت بین بانک‌ها در مرکز توجه مؤسسات مالی قرارگرفته است، به‌کارگیری استراتژی‌های تنوع درآمدی است. درواقع رقابت موجود در بازارهای مالی برای تخصیص بهینۀ منابع مالی، بانک‌ها و مؤسسات مالی را به این سمت سوق داده است تا با به‌کارگیری ابزارهای متنوع و خدمات نوآورانه، متقاضیان بیشتری به‌سمت خود جلب کنند. ادیریسوریا^[18] (2015) با بررسی چهار کشور آسیای جنوبی (بنگلادش، هند، پاکستان و سریلانکا) ادعا کرد که بانک‌ها با استفاده از تنوع درآمد بهره‌ای، به ارزش بالاتر و بهبود توانایی پرداخت بدهی دست می‌یابند. کمالیان و همکاران (2021)، اذعان داشتند در دوران بحران بانکی، بهتر است بانک‌ها به‌جای متنوع‌کردن فعالیت‌ها و سرمایه‌گذاری‌های خود، درآمدهای بهره‌ای کسب کنند؛ زیرا افزایش سهم درآمدهای غیر بهره‌ای در زمان وجود بحران، اثر منفی بر بازده حقوق صاحبان سهام می‌گذارد. هونجرا^[19] و همکاران (2020)، تأثیر تنوع درآمدی، حاکمیت شرکتی و مقررات را بر ریسک‌پذیری بانک‌های 10 کشور نوظهور آسیا از 2010 تا 2018 بررسی کردند. آنها نشان دادند که تنوع‌ درآمدی بدون بهره درنهایت منجر به ریسک‌پذیری بیشتر می‌شود. نتایج حاکی از آن است که هر دو معیار تنوع درآمدی بر ریسک‌پذیری بانک‌ها اثر می‌گذارد. ندونگو و موتوری^[20] (2019)، در بررسی تأثیر سطح تنوع درآمد بهره‌ای و غیر بهره‌ای بر بازده دارایی بانک‌های تجاری کنیا نشان دادند که بین تنوع درآمدی در دو حالت بهره‌ای و غیر بهره‌ای همبستگی وجود دارد. علاوه بر این، دریافتند که رابطۀ بین بازده دارایی‌ها با تنوع درآمدی بهره‌ای مثبت است. مودودالحوق^[21] (2020) نیز تأثیر استراتژی‌های تنوع‌بخشی بر عملکرد و ریسک‌پذیری بانک‌ها را بررسی کرد. آنها داده‌های بانک‌های کشورهای^[22]ASEAN-5 و^[23]BRICS را برای دورۀ زمانی بین 2007 و 2015 بررسی کردند. نتایج حاکی از آن است که در مقایسه با دو منطقۀ مختلف، بانک‌های BRICS با به‌کارگیری هر دو استراتژی تنوع‌بخشی برای بهبود سودآوری بانک، کارایی و کاهش رفتار ریسک‌پذیری تا حد چشمگیری بالاترین سود را نسبت‌به ASEAN-5 کسب می‌کنند. یانگ^[24] و همکاران (2019) دریافتند که استراتژی‌های تنوع‌بخشی با افزایش ریسک سیستماتیک همراه است. آنها استدلال کردند که این اثر در بانک‌های بزرگ و متوسط با شدت بیشتری مشاهده می‌شود. علاوه بر این، طی بحران اعتباری 2009-2007 و بحران بدهی اروپا 2013-2010، تأثیر استراتژی‌های تنوع‌بخشی بانک بر ریسک سیستماتیک بیشتر دیده شد. با توجه به ادبیات داخلی و خارجی مطرح‌شده، هدف از مطالعۀ حاضر بررسی تأثیر استراتژی‌های تنوع درآمدی بر قدرت بازاری نظام بانکی در صنعت بانکداری ایران است.

روش پژوهش

جامعۀ آماری این پژوهش شامل کلیۀ بانک‌های شبکۀ بانکی کشور است که طی دورۀ زمانی سال‌های 1398-1393 در ایران فعالیت داشته‌اند. به دلیل محدودبودن جامعۀ موردمطالعه، از نمونه‌گیری اجتناب و کل جامعه با 20 بانک مطالعه شده است. به‌منظور برآورد متغیرهای پژوهش (استراتژی‌های تنوع درآمدی، قدرت بازاری نظام بانکی و متغیرهای کنترل)، اطلاعات موردنیاز بانک‌ها از صورت‌های مالی آنها (ترازنامه، صورت سود و زیان و یادداشت‌های توضیحی) با توجه به دورۀ زمانی پژوهش از طریق سایت کدال جمع‌آوری شد. داده‌های اقتصادی از قبیل درآمد خالص داخلی برای برآورد رشد اقتصادی و شاخص قیمت مصرف‌کننده برای برآورد نرخ تورم از سایت بانک مرکزی استخراج شد. همۀ عملیات محاسباتی با استفاده از نرم‌افزار Excel انجام شد؛ سپس با استفاده از نرم‌افزار Stata 14 و Eviews 10 فرضیه‌های پژوهش امتحان شد. روش استفاده‌شده در این پژوهش، گشتاور تعمیم‌یافته  است که یکی از روش‌های برآورد پارامترهای مدل در داده‌های تابلویی پویا بوده و قابل‌استفاده برای داده‌های سری زمانی، مقطعی و تابلویی است. این روش اثرات تعدیل پویای متغیر وابسته را در نظر می‌گیرد. مدل گشتاور تعمیم‌یافته (GMM) را اولین بار هانسن و سینگلتون^[25] (1982) مطرح کردند که به دلیل انعطاف‌پذیری بالا و مفروضات کم، به‌سرعت به‌عنوان یکی از پرکاربردترین روش‌های اقتصادسنجی در برآورد مقطعی و داده‌های تابلویی استفاده شد. ازجمله مزایای به‌کارگیری روش GMM حل مشکل درون‌زا بودن متغیرهای توضیحی، کاهش و رفع هم‌خطی در مدل، حذف متغیرهای ثابت طی زمان و امکان افزایش بعد زمانی متغیرها و مناسب برای داده‌های تابلویی کوتاه است. روش GMM زمانی به کار می‌رود که تعداد مقاطع بیشتر از تعداد زمان باشد. در این مدل متغیر وابسته با یک وقفه در سمت راست مدل اضافه می‌شود و منجر به تبیین اثرات پویا و در نظر گرفتن پویایی در مدل خواهد شد. سازگاری تخمین‌زنندۀ مدل گشتاور تعمیم‌یافته به معتبربودن فرض عدم همبستگی سریالی جمله‌های خطا و ابزارها بستگی دارد که می‌تواند توسط آزمون سارگان سنجیده شود. ردنشدن فرضیۀ صفر در آزمون، شواهدی را حاکی از فرض عدم خودهمبستگی سریالی و معتبر بودن ابزارها فراهم می‌کند. این مدل را آرلانو و بوند^[26] (1991) و هولتز اکین نوی و روزن^[27] (1990) توسعه دادند. سازگاری تخمین‌زنندۀ GMM به معتبر بودن فرض عدم همبستگی سریالی جمله‌های خطا و ابزارها بستگی دارد که می‌تواند به‌وسیلۀ دو آزمون تصریح‌شده از سوی آرلانو و بوند (1991) و بلوندل و بوند^[28] (1998) آزمون شود. آزمونی که برای بررسی اعتبار ابزارها به‌کاربرده می‌شود، آزمون سارگان است. ردنشدن فرضیۀ صفر در آزمون، شواهدی را دال بر فرض عدم همبستگی سریالی و معتبر بودن ابزارها فراهم می‌کند. در فرم کلی، داده‌های تابلویی به‌صورت زیر نشان داده می‌شود:

بنا بر اهداف پژوهش، با توجه به‌ استفاده از روش گشتاور تعمیم‌یافته متغیر وابسته (قدرت بازاری نظام بانکی) با یک وقفه در سمت راست رگرسیون اضافه‌ شده است که به‌صورت زیر مطرح می‌شود:

برای اندازه‌گیری قدرت بازاری بانک از شاخص لرنر استفاده می‌شود که نشان‌دهندۀ شکاف بین قیمت و هزینۀ نهایی است. در رابطۀ زیر  کل درآمد به‌کل دارایی‌ها و   هزینۀ  نهایی است.

به این منظور لازم است تابع هزینۀ بانک‌های موردمطالعه برآورد شود؛ سپس هزینۀ نهایی وام از تابع هزینۀ مرزی ترانسلوگ به دست آید. تابع ترانسلوگ یکی از انواع فرم‌های تابعی است که در پژوهش‌های متعددی برای اندازه‌گیری قدرت بازاری بانک استفاده شده است که در آن جزء ناکارایی به‌وسیلۀ بتیس و کوئلی تعریف می‌شود.   جزء اخلال معمولی است و از عوامل تصادفی خارج از کنترل و خطاهای اندازه‌گیری متغیرها نشأت می‌گیرد. جزء اخلال معمولی توزیع نرمال با میانگین صفر و واریانس   دارد. اما  متغیر تصادفی غیر منفی است که به عدم کارایی بانک اشاره می‌کند. این تابع انعطاف‌پذیری لازم را دارد و محدودیت‌های کمتری بر ساختار هزینه و درنتیجه فناوری جدید اعمال می‌کند.

در تابع بالا ، کل هزینه‌های عملیاتی که حاصل مجموع هزینه‌های اداری عمومی و فروش و هزینه‌های استهلاک است؛   کل دارایی‌های بانک را نشان می‌دهد؛  شامل   است؛  قیمت نیروی کار است که از نسبت هزینه پرسنلی به‌کل دارایی‌های حاصل می‌شود،   قیمت سرمایۀ فیزیکی است که از طریق مجموع هزینه‌های اداری و عمومی و فروش و هزینه استهلاک بر دارایی ثابت محاسبه می‌شود،  قیمت وجوه سپرده‌گذاری‌شده است که از حاصل تقسیم مجموع سود حاصل از سپرده‌گذاری‌ها و سرمایه‌گذاری‌ها بر کل سپرده‌های جمع‌آوری‌شده محاسبه می‌شود. همچنین با توجه به اینکه به‌طور معمول تغییرات فناوری در نظام بانکداری با استفاده از ابزارهای الکترونیکی نظیر  و خدمات اینترنتی به‌سرعت در جریان است، بدین لحاظ متغیر روند زمانی در تابع هزینه واردشده است. در تابع مرزی تصادفی برآورد مدل‌های خطای مرکب با استفاده از روش حداقل مربعات معمولی  امکان‌پذیر نیست؛ زیرا همۀ تغییرات در عملکرد بنگاه (بانک) در مقایسه با مرز کارایی، تصادفی نیست، بلکه مقداری از انحراف‌ها به دلیل جزء ناکارایی است که توزیع نیمه نرمال دارد؛ بنابراین از روش حداکثر درست نمایی، برای تخمین کارا ضرایب مدل استفاده می‌شود. با توجه به اینکه تابع هزینۀ همگن از درجه ‌یک است، تابع هزینۀ تحت اعمال محدودیت‌های تقارن و همگنی درجه ‌یک در قیمت‌ها برآورد می‌‌شود. بعد از برآورد ضرایب معادله (4) به‌منظور تخمین قدرت بازاری بانک از طریق شاخص لرنر، از تابع هزینه نسبت به متغیر کل دارایی بانک  مشتق گرفته می‌شود و معادلۀ (6) به‌عنوان تابع هزینۀ نهایی برای هر بانک به دست می‌آید.

به‌منظور سنجش استراتژی‌های تنوع بنا به مقالۀ لین و همکاران (2020) از دو استراتژی تنوع درآمدی (HHINOI)، تنوع درآمد غیر بهره‌ای (HHINON) استفاده‌ شده است که به طریق زیر برآورد می‌شود:

که در آن  کارمزد دریافتی،   نتیجۀ مبادلات ارزی،  سایر کارمزدها و درآمدهای دریافتی،  کل درآمد غیر بهره‌ای بانک، NOI مجموع درآمد بهره‌ای و غیر بهره‌ای،  مجموع تسهیلات اعطایی و سایر دارایی‌های درآمدزا،  تسهیلات اعطایی،  سایر دارایی‌های درآمدزاست.

متغیرهای کنترل در این پژوهش اندازۀ شرکت است  که از لگاریتم طبیعی کل دارایی‌های بانک به دست می‌آید. بنا بر پژوهش برگر و همکاران^[29] (2009)، کاسو و همکاران^[30] (2006) و بوازیر و همکاران^[31] (2018) متغیر نرخ بازده حقوق صاحبان سهام (ROE) که از حاصل تقسیم سود خالص به حقوق صاحبان سهام به دست می‌آید، به‌عنوان متغیر سودآوری در نظر گرفته شد. نسبت وام (LA) از طریق تقسیم وام اعطایی به مجموع دارایی‌ها محاسبه می‌شود و نشان‌دهندۀ آن است که چند درصدی از مجموع دارایی‌ها به‌صورت وام در اختیار متقاضیان قرارگرفته است. نسبت سپرده نیز از حاصل تقسیم سپرده‌های بانک به‌کل دارایی‌ها برآورد می‌شود. همچنین نسبت کفایت سرمایه (CA) حاصل تقسیم سرمایۀ پایه (طبق تعریف ارائه‌شده در آئین‌نامۀ مربوط به سرمایۀ پایه) به مجموع دارایی‌های موزون‌شده به ضرایب ریسک برحسب درصد (طبق تعریف ارائه‌شده در ماده ٥ این آیین‌نامه) است که این داده‌ها در یادداشت همراه صورت‌های مالی آورده شده است. گروه دوم از متغیرهای کنترل، متغیرهای کلان اقتصادی شامل نرخ تورم و نرخ رشد اقتصادی هستند. به‌منظور محاسبۀ نرخ تورم(Inflation)  از نرخ رشد شاخص قیمت مصرف‌کننده (CPI) استفاده شد. درنهایت شاخص رشد اقتصادی (Growth) از طریق درصد رشد درآمد خالص داخلی (GDP) محاسبه شد.

یافته‌ها

با توجه به محدودبودن اطلاعات آماری در نظام بانکی از نظر دورۀ زمانی، یکی از روش‌هایی که برای رفع این مشکل پیشنهاد شده است، استفاده از داده‌های تابلویی برای افزایش حجم نمونه و آزمون ریشۀ واحد در داده‌های ترکیبی است؛ بنابراین برای جلوگیری از برآورد رگرسیون کاذب و گمراه‌کننده‌بودن نتایج رگرسیون‌ها پیش از برازش مدل، ضروری است که آزمون مانایی متغیرها در معادلات رگرسیون انجام شود. به‌منظور سنجش مانایی متغیرها از آزمون فیلیپس پرون استفاده ‌شده است. در این آزمون با رد فرضیۀ صفر وجود ریشۀ واحد رد می‌شود و نشان‌دهندۀ مانایی متغیر است؛ نتایج آزمون مانایی نشان می‌دهد که متغیرهای پژوهش سطح معناداری کمتر از 05/0 دارند؛ بنابراین فرضیۀ صفر مبنی بر وجود ریشۀ واحد و نا مانایی رد می‌شود و تمامی متغیرها ازلحاظ آماری در سطح مانا شده‌اند.

همان‌طور که مطرح شد، مدل پژوهش حاضر گشتاورهای تعمیم‌یافته  است. ابتدا به‌منظور تشخیص انتخاب روش بین تجمیعی و اثرات ثابت، آزمون چاو انجام شد. در این آزمون فرضیۀ صفر حاکی از وجود اثرات تجمعی و فرضیۀ مقابل نشان‌دهندۀ داده‌های تابلویی است. همچنین از آزمون هاسمن نیز برای تشخیص روش اثرات ثابت در مقابل اثرات تصادفی استفاده‌ شده است که اگر در این مرحله آماره کمتر از 05/0 شود، فرضیۀ مبنی بر اثرات ثابت پذیرفته ‌می‌شود؛ به عبارتی مدل ارجح اثرات ثابت خواهد بود. نتایج آزمون چاو برای هر فرضیه نشان‌دهندۀ آن است که مقدار آمارۀ F لیمر 38/2 و سطح معناداری آن، 0050/0 است. با توجه به اینکه سطح معناداری زیر 05/0 است، از این‌ رو روش داده‌های تابلویی پذیرفته شد. همچنین نتایج در آزمون هاسمن آمارۀ   31/32 و سطح معناداری آن 0001/0 است که حاکی از آن است که مدل باید به کمک اثرات ثبات برآورد شود.

جدول (1) برازش مدل پژوهش

Table (1) Fitting the research model

در مرحلۀ بعد مدل گشتاورهای تعمیم‌یافته برازش شد. همان‌طور که در جدول (1) ملاحظه می‌شود، متغیر قدرت بازاری یا رقابت با وقفۀ یک با داشتن سطح معناداری کمتر از 05/0 ارتباط مثبت و معناداری با متغیر وابسته دارد (0500/0). یعنی رقابت و قدرت بازاری در سال‌های گذشته بر قدرت بازاری سال جاری اثر مثبت خواهد گذاشت؛ این امر در نتایج پژوهش لین و همکاران (2020) و زوآویا و زقلامی (2020)  نیز تأیید شده است. علاوه بر این، نتایج نشان‌دهندۀ آن است که تنوع درآمدی غیر بهره‌ای با داشتن ضریب 21/0 و سطح معناداری کمتر از 05/0 بر قدرت بازاری نظام بانکی اثر مثبت و معناداری به‌جای می‌گذارد (0094/0) که با نتایج پژوهش لین و همکاران(2020)  همخوانی دارد. این یافته با توانایی بانک‌ها در شناسایی فرصت‌های غیر سنتی (غیر بهره‌ای) بهتر است و استفاده از ظرفیت چانه‌زنی بیشتر در ایجاد قراردادها سازگاری دارد. مشاهده می‌شود که به‌کارگیری استراتژی متنوع درآمدی بهره‌ای تأثیر معناداری در افزایش قدرت بازاری نظام بانکی ندارد (6078/0). نتایج حاکی از آن است که سودآوری بانک بر قدرت بازاری نظام بانکی به خاطر داشتن ضریب مثبت 08/0 و سطح معناداری 0000/ 0 اثر مثبت خواهد گذاشت که در مطالعات موهانگوزی^[32] (2020)، ورا گیلس^[33] و همکاران (2020) و باتن و خوون وینه^[34] (2017) نیز تأیید شده است. همچنین سایر متغیرهای کنترل ازجمله: نسبت وام، سپرده و کفایت سرمایه به‌ترتیب با ضریب 73/0، 24/0 و 50/0 و با سطح معناداری کمتر از 05/0 اثر مثبت و معناداری بر قدرت بازاری می‌گذارد؛ این امر در پژوهش لین و همکاران (2020) نیز تأیید شده است. اما تأثیر اندازۀ شرکت بر قدرت بازاری نظام بانکی تأیید نشد. همان‌طور که پیش‌بینی می‌شود، با افزایش رشد اقتصادی و نرخ تورم نیز سطح رقابت و قدرت بازاری نظام بانکی افزایش می‌یابد که با یافته‌های پژوهش هو و وو (2019)،آنگوس و چو^[35] (2020) و الکسیس و سامانتا^[36] (2018) سازگاری دارد.

نتایج و پیشنهادها

رقابت، درون خود نیروی محرک و پیش‌برنده‌ای به نام ابداع و نوآوری دارد که باعث می‌شود بانک‌ها از طریق ابداع و نوآوری در خدمات بتوانند هزینه‌ها را کنترل کنند؛ به کیفیت بهتری دست یابند؛ سود خود را افزایش دهند؛ بقای خود را در بازار تضمین کنند. با توجه به تغییرات ساختاری، بازیگران جدید بازار و فناوری‌های جدید، که از مهم‌ترین چالش‌های بانک است، از زمان بحران مالی جهانی، استراتژی‌های تنوع‌بخشی در صنعت بانکداری اهمیت ویژه‌ای دارد. از این‌ رو، بانک‌ها سعی دارند با استفاده از استراتژی‌های تنوع‌بخشی این چالش‌ها را حل کنند. بر همین اساس بنا به اهمیت موضوع در این پژوهش تأثیر استراتژی‌های تنوع‌بخشی درآمدی بر قدرت بازاری نظام بانکی در صنعت بانکداری ایران بررسی شد. بدین منظور داده‌های 20 بانک برای دورۀ زمانی 1398-1393 جمع‌آوری و برای برازش مدل از روش گشتاورهای تعمیم‌یافته(GMM)  استفاده شد. نتایج نشان‌دهندۀ آن بود که تنوع درآمدی غیر بهره‌ای اثر مثبت و معناداری بر رقابت و قدرت بازاری نظام بانکی می‌گذارد؛ اما تأثیر تنوع درآمدی بهره‌ای بر قدرت بازاری نظام بانکی تأیید نشد. در بیان علت این امر می‌توان گفت که افزایش رقابت در کسب‌وکار باعث شده است که بانک‌های تجاری از طریق تنوع‌بخشی در فعالیت‌های غیر سنتی درآمد خود را جبران کنند. درواقع توانسته‌اند با تغییر در فعالیت‌های بانکداری از خدمات بانکداری سنتی به‌سوی بانکداری غیر سنتی (تنوع ارائه خدمات در درآمد کارمزد، درآمد تعاملات و سایر درآمدهای غیر بهره‌ای) حرکت کنند و با کسب سودآوری بانک در مقابله با ریسک‌های موجود در شبکۀ بانکی، قدرت بازاری خود را افزایش دهند. از این‌ رو، تنوع‌بخشی درآمدهای غیر بهره‌ای می‌تواند برای بانک از طریق ایجاد قدرت بازاری مطلوب و کسب مزیت رقابتی ایجاد ارزش کند؛ طوری که با ارائۀ خدمات مالی گسترده برای مشتریان انگیزۀ آنها را برای استفاده از خدمات مالی افزایش دهد و موجب زمینه‌های جدید سرمایه‌گذاری در بانک‌ها شود. در راستای تقویت این امر پیشنهاد می‌شود که سیاست‌گذاران و قانون‌گذاران با تدوین و تصویب سیاست‌های تسهیل‌کننده و ایجاد زیرساخت‌های لازم برای همکاری با سایر بانک‌های کشورهای همسایه، زمینۀ بهتری را برای مبادلات ارزی فراهم کنند. بانک‌ها می‌توانند با به‌روزرسانی خدمات و طرح ایده‌های نو و خلاقانه در ارائۀ خدمات جدید درآمدهای غیر بهره‌ای کسب و جایگاه قدرت رقابتی خود را در بازار نظام بانکی تقویت کنند. همچنین با توجه به اثر مثبت استراتژی تنوع‌بخشی غیر بهره‌ای بر رقابت و قدرت بازاری بانکی، بانک مرکزی می‌تواند با اعمال سیاست‌های نظارتی قوانین مؤثری را برای ملزم‌کردن بانک‌ها به رعایت حداقل‌هایی برای حفظ ثبات سیستم مالی وضع کند تا بدین ‌وسیله از اثرات شکنندۀ رقابت جلوگیری شود. پیشنهاد می‌شود برای گروه‌های مختلف بانکی از استراتژی‌های مشابه تنوع‌بخشی برای بانک‌های بزرگ و کوچک استفاده نشود. از آنجا که بانک‌های بزرگ فناوری‌های برتر و تخصص کافی دارند، ترغیب می‌شوند که خود را فراتر از تخصص اصلی در زمینه‌های سنتی کسب‌وکار تنوع دهند تا از مزایای بازده بالاتر و کاهش ریسک برخوردار شوند. در مقابل، بانک‌های کوچک باید بر فعالیت‌های سنتی خود تمرکز کنند؛ زیرا توانایی محدود آنها در تنوع‌بخشی فعالیت‌های غیر سنتی ممکن است باعث ایجاد هزینه‌های بالا، کاهش سودآوری و افزایش ریسک شود. نتایج این پژوهش با یافته‌های ساهول حمید و ابراهیم^[37] (2021)، لین و همکاران(2020) ، لی (2019) و هو و وو^[38] (2019) سازگاری دارد. در پژوهش‌های آتی می‌شود تأثیر انواع استراتژی‌های تنوع‌بخشی بر قدرت بازاری در کشورهای در حال توسعه و توسعه‌یافته بررسی و نتایج به‌صورت مقایسه‌ای ارزیابی شود.

.^[1] مواد 35 الی 49

^[2]. ماده 4

[3]. Zhang

[4]. Abuzayed et al

[5]. Wu et al.

[6]  Liang et al

[7]. Adesina

[8].  Li et al

^[9]. Dang & Cuong Dang

^[10]. Stiroh

^[11]. Leroy

[12]. Amidu & Wolfe

^[13]. Gupla & Moudud-Ul-Huq

[14]. Lapteacru

[15]. Lin et al

^[16]. Ariefianto

^[17]. Manurung

^[18]. Edirisuriya

^[19]. Hunjra

^[20]. Ndungu & Muturi

^[21]. Moudud-Ul-Huq

[22]. اندونزی، مالزی، فیلیپین، سنگاپور، تایلند

[23]. برزیل، روسیه، هند، چین، آفریقای جنوبی

^[24]. Yang

[25]. Hansen, L. P., & Singleton

[26]. Arellano & Bond

^[27]. Holtz-Eakin & Rosen

^[28]. Blundell & Bond

^[29]. Berger et al

^[30]. Casu et al

[31]. Bawazira et al

[32]. Muhanguzi

[33]. Vera-Gilces

[34]. Batten & Xuun Vinh

[35]. Angus & Chu

^[36]. Alexakis & Samantas

[37]. Sahul Hamid & Ibrahim

[38]. Ho & Vo